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(北京師范大學 心理學院，北京 100875)

一、問題提出

伴隨著父親教養(yǎng)角色的重視和家庭系統(tǒng)理論的影響，親職教育的研究逐漸發(fā)展為重視父母在教養(yǎng)子女時的聯(lián)盟關(guān)系。協(xié)同教養(yǎng)(coparenting)概念的提出，體現(xiàn)了父母組成的親職子系統(tǒng)在教養(yǎng)子女過程中的結(jié)盟與互動。廣義上說，協(xié)同教養(yǎng)指家庭中兩個以上的成人對一個兒童的成長所共同承擔的責任[1]。聚焦在父母的教養(yǎng)行為時，協(xié)同教養(yǎng)可界定為父母支持或不支持另一方的教養(yǎng)行為。支持的行為指合作、重復、補充、同意幫助；不支持的行為指拒絕幫助、情緒性反對、事件性反對等[2]。

父母的協(xié)同教養(yǎng)不僅影響兒童的人格及社會能力的發(fā)展，而且影響兒童日后如何為人父母。根據(jù)社會學習理論，在兒童早期階段，父母教養(yǎng)的態(tài)度以及行為是兒童觀察和模仿學習的對象，父母為兒童提供了榜樣。兒童在成年之后，會模仿學習兒童期父母的“榜樣”，教養(yǎng)自己的孩子。研究發(fā)現(xiàn)，無論是父母對子女的虐待、暴力的消極教養(yǎng)行為，還是支持、敏感性的積極教養(yǎng)行為，都存在代際傳遞[3-6]。原生家庭作為個體成長的重要場所，其教養(yǎng)方式會塑造個體日后為人父母的教養(yǎng)參考架構(gòu)[7]，但已有研究只發(fā)現(xiàn)了原生家庭協(xié)同教養(yǎng)會影響母親的協(xié)同教養(yǎng)行為[8-9]，而父親教養(yǎng)投入領(lǐng)域的研究卻發(fā)現(xiàn)了原生家庭的父親教養(yǎng)投入會影響新生家庭的父親教養(yǎng)投入的程度[7]。既然父親沿襲了原生家庭的教養(yǎng)行為，那么在新生家庭中，父親與母親的協(xié)同教養(yǎng)是否也會受到原生家庭的影響,還有待進一步研究。

如果無論父親還是母親，其原生家庭協(xié)同教養(yǎng)都能夠預測新生家庭的協(xié)同教養(yǎng)，那么在這兩者的關(guān)系中，是否存在中間變量的影響？根據(jù)生命進程理論，人的發(fā)展動態(tài)性決定了個體在與原生家庭、親屬、朋友等社會網(wǎng)絡(luò)的不斷互動中發(fā)展變化，個體在早期親子互動的背景下發(fā)展出來的有關(guān)自我和他人內(nèi)在表征的內(nèi)部工作模型可能會被修正，這種修正會促進或阻礙個體沿襲原生家庭的協(xié)同教養(yǎng)模式。因此，親友關(guān)系尤其是和原生家庭的關(guān)系可能會影響協(xié)同教養(yǎng)的代際傳遞。另一方面，家庭系統(tǒng)理論應用于家庭研究的一個基本指導原則就是家庭成員之間的相互影響。父母協(xié)同教養(yǎng)是個體與夫妻子系統(tǒng)中另一方的互動行為，因此婚姻關(guān)系是影響協(xié)同教養(yǎng)的重要中間變量。即使個體的原生家庭具有較高的支持性協(xié)同教養(yǎng)行為，而個體又模仿學習了這種高支持性的協(xié)同教養(yǎng)，但如果其與配偶的婚姻不和諧，則極有可能阻礙個體在新生家庭中的支持性協(xié)同教養(yǎng)行為。已有研究發(fā)現(xiàn)，婚姻關(guān)系在原生家庭的教養(yǎng)行為與新生家庭的教養(yǎng)行為的關(guān)系中不存在調(diào)節(jié)作用[10]。教養(yǎng)行為是父親或母親單方的親子互動，對于需要父母協(xié)作的協(xié)同教養(yǎng)而言，婚姻滿意度是否能夠調(diào)節(jié)原生家庭對新生家庭的協(xié)同教養(yǎng)的影響，有待進一步驗證。此外，協(xié)同教養(yǎng)不僅融入了夫妻關(guān)系，也包含了父母與兒童的互動，因此父母的協(xié)同教養(yǎng)也會受到兒童因素的反作用。以往研究發(fā)現(xiàn)，父母的協(xié)同教養(yǎng)行為會受到兒童性別的影響[8,11]。那么，父母在教養(yǎng)與自己同性別的孩子時,是否會更多地模仿原生家庭的協(xié)同教養(yǎng)模式，而在教養(yǎng)與自己不同性別的孩子時，較少地沿襲或模仿原生家庭的模式呢？最后，以往研究表明父母的社會經(jīng)濟地位與協(xié)同教養(yǎng)存在顯著正相關(guān)[11-12]，因此在探討父母原生家庭對新生家庭協(xié)同教養(yǎng)的影響時，首先要考慮父母的社會經(jīng)濟地位的作用，控制其影響。

為此，本研究擬以3-6歲兒童的父母為研究對象，在控制父母的社會經(jīng)濟地位的基礎(chǔ)上，探討原生家庭的協(xié)同教養(yǎng)對新生家庭協(xié)同教養(yǎng)的影響，以及親友關(guān)系、婚姻滿意度等人際間變量和新生家庭兒童與父母性別一致性的調(diào)節(jié)作用。

二、研究方法

(一)研究對象

在河南、遼寧的4所幼兒園發(fā)放父親和母親問卷各450份，刪除無原生家庭數(shù)據(jù)及問題樣本，父親和母親的有效問卷為210份和203份。其中,父親的平均年齡為34.33±4.12歲；母親的平均年齡為32.17±3.54歲。父親樣本中，有男孩的父親106人，占50.5%;有女孩的父親104人，占49.5%。母親樣本中，有男孩的母親103人，占50.7%；有女孩的母親100人，占49.3%。

(二)研究工具

1.人口統(tǒng)計學變量調(diào)查表。對父親和母親的人口統(tǒng)計學信息進行測查，包括父母的年齡、職業(yè)、受教育水平、主觀收入水平以及兒童的性別等。

2.父母協(xié)同教養(yǎng)及原生家庭協(xié)同教養(yǎng)問卷。該問卷是在Stright和 Bales[9]編制的原生家庭父母協(xié)同教養(yǎng)問卷和父母協(xié)同教養(yǎng)的關(guān)系感知問卷基礎(chǔ)上，根據(jù)中國父母的情況修訂而成的。修訂后，父母協(xié)同教養(yǎng)問卷包括7個支持性題目和7個不支持性題目；原生家庭協(xié)同教養(yǎng)問卷包括6個支持性題目和6個不支持性題目。問卷采用5點計分，其中1代表“從不”，5代表“總是”。通過對不支持性題目的反向計分和計算平均分，得出父母協(xié)同教養(yǎng)及原生家庭協(xié)同教養(yǎng)得分，得分越高說明支持性協(xié)同教養(yǎng)水平越高。父親和母親協(xié)同教養(yǎng)問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)均為0.78；父親和母親原生家庭協(xié)同教養(yǎng)問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)均為0.85。問卷修訂后結(jié)構(gòu)效度良好，驗證性因素分析的擬合指數(shù)見表1。

表1 協(xié)同教養(yǎng)問卷驗證性因素分析擬合指標

3. 親友關(guān)系及婚姻滿意度問卷

親友關(guān)系及婚姻滿意度問卷[13]是Olson婚姻質(zhì)量問卷的子問卷。親友關(guān)系及婚姻滿意度問卷各包括10個條目，采用5點計分，1為“確實是這樣”，5為“確實不是這樣”，通過對負性條目反向計分來加和總分。親友關(guān)系問卷評分高表示夫妻雙方與親友關(guān)系和諧；評分低表示與親友間存在潛在的沖突。婚姻滿意度問卷得分高表明婚姻關(guān)系大多數(shù)方面是和諧與滿意的；評分低表示對婚姻不滿意。父親和母親的親友關(guān)系問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.54和0.57；婚姻滿意度問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.81和0.86。

(三)研究程序與數(shù)據(jù)處理

問卷由幼兒園集體發(fā)放，兒童帶回家請父親或母親填答完畢后交回。為防止父親和母親同時作答造成無關(guān)變量的干擾，每個家庭只填寫一份父親或母親的調(diào)查問卷。數(shù)據(jù)采用SPSS16.0、Lisrel8.7進行處理和分析。

三、研究結(jié)果

(一)父母協(xié)同教養(yǎng)及原生家庭協(xié)同教養(yǎng)的特點

1.父母協(xié)同教養(yǎng)及原生家庭協(xié)同教養(yǎng)的一般特點。父母協(xié)同教養(yǎng)及原生家庭協(xié)同教養(yǎng)的問卷題項得分的全距為1-5，中數(shù)為3，得分越高說明支持性協(xié)同教養(yǎng)行為越多,具體結(jié)果見表2。

表2 父母協(xié)同教養(yǎng)及原生家庭協(xié)同教養(yǎng)得分

結(jié)果表明，父親和母親的協(xié)同教養(yǎng)得分均顯著高于中值(T父親=23.30,T母親=20.27,p<0.001)，說明父親和母親的協(xié)同教養(yǎng)狀況較好；原生家庭協(xié)同教養(yǎng)得分也都顯著高于中值(T父親原生=20.04,T母親原生=19.56,p<0.001)，說明被試樣本的父親和母親的原生家庭也擁有良好的協(xié)同教養(yǎng)品質(zhì)。

2.社會經(jīng)濟地位與父母協(xié)同教養(yǎng)的關(guān)系。分別以父親和母親的受教育水平、職業(yè)、收入情況為自變量，父母協(xié)同教養(yǎng)為因變量，進行單因素方差分析，結(jié)果見表3。

結(jié)果表明，父親和母親的受教育水平與職業(yè)、母親的收入情況在協(xié)同教養(yǎng)行為上，不存在顯著差異(p>0.05)；父親的收入情況在協(xié)同教養(yǎng)行為上主效應顯著(F(2,207)=3.95,p<0.05)。事后多重比較(LSD)發(fā)現(xiàn)，收入充裕的父親的協(xié)同教養(yǎng)行為顯著高于收入剛好夠用及收入低的父親協(xié)同教養(yǎng)行為(p<0.05)。這說明與收入剛好夠用及收入低的父親相比，收入充裕的父親具有更多的支持性協(xié)同教養(yǎng)行為。

表3 社會經(jīng)濟地位與父母協(xié)同教養(yǎng)的單因素方差分析

注：*p<0.05,**p<0.01,***p<0.001，下同。

(二)父母原生家庭的協(xié)同教養(yǎng)對其協(xié)同教養(yǎng)行為的影響

父親和母親原生家庭協(xié)同教養(yǎng)與其新生家庭的協(xié)同教養(yǎng)都呈現(xiàn)中等強度的顯著正相關(guān)(r父親=0.46,p<0.001;r母親=0.44,p<0.001)。為進一步檢驗原生家庭對新生家庭協(xié)同教養(yǎng)的預測作用，分別對父親和母親協(xié)同教養(yǎng)進行回歸分析。由于收入情況對父親協(xié)同教養(yǎng)有顯著影響，所以將收入情況作為父親回歸分析的協(xié)變量，虛擬編碼后在第一層納入回歸方程。經(jīng)統(tǒng)計檢驗，將具有顯著影響的回歸分析結(jié)果進行整理，見表4(上半部分)。

結(jié)果表明，原生家庭協(xié)同教養(yǎng)分別正向預測父親和母親的協(xié)同教養(yǎng)(β父親=0.45,p<0.001;β母親=0.44,p<0.001)，說明父親和母親的協(xié)同教養(yǎng)行為均受到其原生家庭的影響，父母的協(xié)同教養(yǎng)行為存在明顯的代際傳遞現(xiàn)象。

表4 原生家庭對協(xié)同教養(yǎng)的影響及其調(diào)節(jié)作用的回歸分析

(三)親友關(guān)系、婚姻滿意度、性別一致性的調(diào)節(jié)作用

1.親友關(guān)系、婚姻滿意度的調(diào)節(jié)作用。親友關(guān)系、婚姻滿意度為人際間的連續(xù)變量，因此采用相同的方法進行檢驗。首先對自變量原生家庭協(xié)同教養(yǎng)和調(diào)節(jié)變量親友關(guān)系、婚姻滿意度進行中心化處理，以降低回歸模型中的共線性問題。然后，將自變量與調(diào)節(jié)變量相乘得到乘積項。使用分層回歸分析，采用逐步回歸法進行檢驗。父親回歸方程第一層納入?yún)f(xié)變量收入情況;第二層納入自變量和調(diào)節(jié)變量；第三層納入自變量與調(diào)節(jié)變量的乘積項。母親回歸方程第一層直接納入自變量和調(diào)節(jié)變量；第二層納入自變量與調(diào)節(jié)變量的乘積項。經(jīng)統(tǒng)計檢驗，將具有顯著影響的回歸分析結(jié)果進行整理，見表4(中間部分)。結(jié)果表明，父親的原生家庭協(xié)同教養(yǎng)與親友關(guān)系的乘積項、原生家庭協(xié)同教養(yǎng)與婚姻滿意度的乘積項均未進入回歸方程，不存在線性調(diào)節(jié)作用；親友關(guān)系、婚姻滿意度可以調(diào)節(jié)母親原生家庭協(xié)同教養(yǎng)與新生家庭協(xié)同教養(yǎng)的關(guān)系(β母親婚姻=0.15,p<0.01;β母親親友=0.14,p<0.05)。

為了說明母親親友關(guān)系、婚姻滿意度的影響方向，分別取親友關(guān)系、婚姻滿意度的正負1個標準差作為高低分組，x軸為原生家庭協(xié)同教養(yǎng)的正負1個標準差，y軸反映協(xié)同教養(yǎng)的估計標準分數(shù)，作親友關(guān)系、婚姻滿意度的調(diào)節(jié)作用圖，見圖1和圖2。圖1的結(jié)果表明，無論是親友關(guān)系和諧的母親還是親友關(guān)系沖突的母親，隨著原生家庭支持性協(xié)同教養(yǎng)的增加，其支持性協(xié)同教養(yǎng)都會增加；但在親友關(guān)系和諧的母親群體中，原生家庭協(xié)同教養(yǎng)與其協(xié)同教養(yǎng)間存在著更強的正向關(guān)系，即與親友關(guān)系沖突的母親相比，親友關(guān)系和諧的母親受原生家庭支持性協(xié)同教養(yǎng)的影響更大。圖2的結(jié)果說明，無論是婚姻滿意度高的母親還是婚姻滿意度低的母親，隨著原生家庭支持性協(xié)同教養(yǎng)的增加，其支持性協(xié)同教養(yǎng)都會增加；但在婚姻滿意度高的母親群體中，原生家庭協(xié)同教養(yǎng)與其協(xié)同教養(yǎng)間存在著更強的正向關(guān)系，即與婚姻滿意度低的母親相比，婚姻滿意度高的母親受原生家庭支持性協(xié)同教養(yǎng)的影響更大。

圖1 母親親友關(guān)系調(diào)節(jié)作用

圖2 母親婚姻滿意度調(diào)節(jié)作用

為進一步檢驗父親親友關(guān)系、婚姻滿意度在原生家庭協(xié)同教養(yǎng)對父親協(xié)同教養(yǎng)的預測作用中是否存在非線性調(diào)節(jié)，分別對親友關(guān)系、婚姻滿意度去中心化后的數(shù)據(jù)進行平方，得到親友關(guān)系、婚姻滿意度的二次項。再分別計算中心化后的自變量原生家庭協(xié)同教養(yǎng)與親友關(guān)系、婚姻滿意度二次項的乘積，得到二次乘積項。使用分層回歸分析，采用逐步回歸法進行檢驗。第一層納入?yún)f(xié)變量收入情況；第二層納入自變量和調(diào)節(jié)變量；第三層納入自變量與調(diào)節(jié)變量的乘積項；第四層納入二次項和二次乘積項。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，親友關(guān)系、婚姻滿意度的二次乘積項均未能進入回歸方程，說明父親親友關(guān)系、婚姻滿意度在原生家庭協(xié)同教養(yǎng)對父親協(xié)同教養(yǎng)的預測作用中也不存在非線性調(diào)節(jié)。

2.性別一致性的調(diào)節(jié)作用。為探討父親和母親在教養(yǎng)與自己性別相同或不同的孩子時，原生家庭協(xié)同教養(yǎng)對新生家庭協(xié)同教養(yǎng)的影響是否有所不同，首先對性別一致性進行虛擬編碼。父母與兒童性別一致編碼為0，即有男孩的父親、有女孩的母親編碼為0；性別不一致編碼為1，即有女孩的父親、有男孩的母親編碼為1。以性別一致作為基準組，探討性別一致性的調(diào)節(jié)作用。對自變量原生家庭協(xié)同教養(yǎng)進行中心化處理后，計算自變量原生家庭協(xié)同教養(yǎng)與調(diào)節(jié)變量性別一致性的乘積項。使用分層回歸分析，采用逐步回歸法進行檢驗。父親回歸方程第一層納入?yún)f(xié)變量收入情況；第二層納入自變量和調(diào)節(jié)變量；第三層納入自變量與調(diào)節(jié)變量的乘積項。母親回歸方程第一層直接納入自變量和調(diào)節(jié)變量；第二層納入自變量與調(diào)節(jié)變量的乘積項。經(jīng)統(tǒng)計檢驗，將具有顯著影響的回歸分析結(jié)果進行整理，見表4(最后部分)。結(jié)果表明，父親的原生家庭協(xié)同教養(yǎng)與性別一致性的乘積項未進入回歸方程，不存在調(diào)節(jié)作用；性別一致性可以調(diào)節(jié)母親原生家庭協(xié)同教養(yǎng)與新生家庭協(xié)同教養(yǎng)的關(guān)系(β母親性別一致性=0.20,p<0.05)。與有女孩的母親相比，有男孩的母親在原生家庭協(xié)同教養(yǎng)與新生家庭協(xié)同教養(yǎng)間存在更強的正向關(guān)系，即相對于有女孩的母親，有男孩的母親受原生家庭支持性協(xié)同教養(yǎng)的影響更大。

四、結(jié)果討論

(一)原生家庭和新生家庭的協(xié)同教養(yǎng)

本研究發(fā)現(xiàn)幼兒父母及其原生家庭都有較高的支持性協(xié)同教養(yǎng)，與已有研究結(jié)果[14-15]相一致。研究發(fā)現(xiàn)從兒童15個月大到21個月大，父母之間的不支持性協(xié)同教養(yǎng)明顯降低[16]。本研究的兒童在3-6歲之間，他們的父親和母親通過孕期的準備過程和嬰兒期的相互磨合，已經(jīng)在教養(yǎng)方面達成了較為一致的觀點。另一方面，我國具有良好的協(xié)同教養(yǎng)傳統(tǒng)和文化氛圍?！案竾滥复取本褪且环N父母間的互補性合作，父親和母親在教育子女的過程中，分別扮演“白臉”和“紅臉”的角色。父親是家庭權(quán)威的代表，扮演指揮官和仲裁人；母親則采取理解或合作的方式，對子女提供照顧，幫助子女克服生活上的困難。

原生家庭協(xié)同教養(yǎng)問卷是回溯性的主觀評定，可見在本研究的父母認知中，其原生家庭擁有較多的支持性協(xié)同教養(yǎng)。本研究的被試樣本多出生于上世紀七八十年代，正是中國社會轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵期。獨生子女政策的實施，讓人們更關(guān)注兒童的成長和發(fā)展，從而在客觀上推進了夫妻間的教養(yǎng)合作。

與以往研究中發(fā)現(xiàn)的父母的社會經(jīng)濟地位會影響協(xié)同教養(yǎng)的結(jié)果[12]相一致，父親的收入水平會影響其協(xié)同教養(yǎng)。通常情況下，收入水平較高的父親具有更好的生活質(zhì)量，他們會投入更多的時間和精力在家庭生活中。這為父親和母親在教養(yǎng)兒童上的交流與合作創(chuàng)造了條件。此外，父親和母親的職業(yè)、受教育水平都不會影響協(xié)同教養(yǎng)，說明父母的職業(yè)、受教育水平與協(xié)同教養(yǎng)無關(guān)。這可能是由于協(xié)同教養(yǎng)反映的是父母之間在教養(yǎng)方面的互動與協(xié)作，與父母的人格、溝通方式和教養(yǎng)理念等因素相關(guān)更高，未來可進一步研究。

(二)原生家庭協(xié)同教養(yǎng)對新生家庭協(xié)同教養(yǎng)的影響

本研究發(fā)現(xiàn)，無論是父親還是母親,其原生家庭協(xié)同教養(yǎng)都能夠正向預測新生家庭協(xié)同教養(yǎng)，說明協(xié)同教養(yǎng)行為存在代際傳遞。以往研究只發(fā)現(xiàn)了原生家庭對母親的影響作用[8-9]，本研究不但驗證了原生家庭對母親的影響，而且發(fā)現(xiàn)父親也會受到原生家庭的影響。這說明無論是父親還是母親，都會模仿學習其父母的協(xié)同教養(yǎng)模式。

根據(jù)生命進程理論，兒童期的經(jīng)歷會對個體成為父母之后的行為產(chǎn)生影響。父母在兒童面前的表現(xiàn)，是對兒童最直觀的刺激。如果一對父母經(jīng)常在兒童面前因為教養(yǎng)的問題爭吵，兒童則會學習父母的這種行為。兒童長大之后，在與配偶教養(yǎng)孩子的過程中，就會表現(xiàn)出與其父母相似的行為。在現(xiàn)實生活中，父母通常只關(guān)注自己的教養(yǎng)行為對兒童的影響，可能從未想過這種影響會傳遞下去，進而影響到第三代。而本研究的這一發(fā)現(xiàn)提示我們原生家庭影響的重要性，父母的協(xié)同教養(yǎng)不僅會影響兒童的成長和發(fā)展，甚至會影響到兒童在成為父母之后的協(xié)同教養(yǎng)行為。父母的協(xié)同教養(yǎng)為兒童為人處世的態(tài)度或行為提供了示范，到兒童成為父母的時候，他們會模仿學習其父母的行為。

(三)親友關(guān)系、婚姻滿意度在協(xié)同教養(yǎng)代際傳遞中的調(diào)節(jié)作用

婚姻滿意度、親友關(guān)系都是人際間變量。對于父親而言，人際間變量不會調(diào)節(jié)原生家庭對其協(xié)同教養(yǎng)的影響。這可能是由于婚姻的指向?qū)ο笫桥渑迹鴧f(xié)同教養(yǎng)的指向?qū)ο笫莾和?，父親能夠理性地意識到這兩者的不同。在與母親的協(xié)同教養(yǎng)過程中,父親能夠進行角色身份的轉(zhuǎn)化。與婚姻滿意度相似，在對男性的訪談中，他們表示對原生家庭協(xié)同教養(yǎng)的評估并不會受到自己與原生家庭關(guān)系的影響。他們認為，即使自己與原生家庭或其他人的關(guān)系不好，也不會影響自己對事件的判斷。在父母教養(yǎng)行為的代際傳遞研究中，父親的不同教養(yǎng)行為的中間變量是不同的[6]。這提示我們，父親協(xié)同教養(yǎng)的代際傳遞可能受到其他非人際間變量的影響。

而母親協(xié)同教養(yǎng)的代際傳遞，因親友關(guān)系、婚姻關(guān)系等人際間變量的調(diào)節(jié)作用而有所不同。這與以往研究發(fā)現(xiàn)婚姻關(guān)系是教養(yǎng)行為的代際傳遞的中間變量的結(jié)果相一致[17]。這可能是由于母親很難區(qū)分婚姻關(guān)系與協(xié)同教養(yǎng)的指向?qū)ο蟛煌?，在兩種情境中都認為其交流與溝通的對象是配偶。沒有良好的婚姻關(guān)系作為基礎(chǔ)，母親對于原生家庭支持性的協(xié)同教養(yǎng)的沿襲會受到阻礙。這也提示婚姻關(guān)系的重要性，婚姻滿意度高的母親會更多地表現(xiàn)出習得的原生家庭的支持性協(xié)同教養(yǎng)行為。此外，正如社會學習理論所言，在模仿學習過程中，榜樣的特點也會影響到學習者的學習效果。母親如果親友關(guān)系和諧，與原生家庭的關(guān)系融洽，對于原生家庭支持性的協(xié)同教養(yǎng)也會學習得更多。生命過程理論和依戀的內(nèi)部工作模型都可為親友關(guān)系和婚姻滿意度的調(diào)節(jié)作用提供解釋。母親雖然會受其原生家庭協(xié)同教養(yǎng)的影響，但在其成長及與配偶、親友的互動過程中，會不斷地修正自己的內(nèi)部工作模型。親友關(guān)系和諧、婚姻滿意度高的母親在修正內(nèi)部工作模型的過程中，獲得了更多的支持，因而受原生家庭支持性協(xié)同教養(yǎng)的影響更大。

父親在學習原生家庭協(xié)同教養(yǎng)的過程中較不易受到人際間變量的干擾；而母親在學習原生家庭協(xié)同教養(yǎng)的過程中，通過人際間變量的作用，可以增強或者削弱代際傳遞的作用。因此，在養(yǎng)育男孩的過程中，父母應更加注意自己的教養(yǎng)行為，父母對男孩的影響更穩(wěn)定。

(四)性別一致性在協(xié)同教養(yǎng)代際傳遞中的調(diào)節(jié)作用

本研究以性別一致作為基準組，探討父親和母親在教養(yǎng)與自己性別相同或不同的孩子時，協(xié)同教養(yǎng)代際傳遞的影響是否有所不同。父親在教養(yǎng)男孩或女孩時并不存在差別，都會學習原生家庭的協(xié)同教養(yǎng)行為。這可能是由于父親不認為其父母的協(xié)同教養(yǎng)行為與自己的性別有關(guān)，無論對于男孩還是女孩，父親都會沿襲原生家庭的協(xié)同教養(yǎng)行為。也就是說，在父親眼中，并不會因為女孩與自己的性別不同而改變其對原生家庭協(xié)同教養(yǎng)的學習。

母親在學習原生家庭協(xié)同教養(yǎng)時卻是基于性別的，這提示兒童的性別對于母親的協(xié)同教養(yǎng)具有影響，與以往的研究結(jié)果[8,11]相一致。在現(xiàn)實生活中，母親會因兒童的性別不同而有差別地反映其原生家庭的協(xié)同教養(yǎng)。但是，母親并不是由于女孩與自己性別相同，就更多地學習原生家庭的協(xié)同教養(yǎng)；而是對于與自己性別不同的男孩，更多地學習原生家庭支持性的協(xié)同教養(yǎng)行為。一方面，這可能是由于受中國傳統(tǒng)文化的影響，母親更重視男孩的教養(yǎng)；另一方面，母親可能認為父親作為男性，對于男孩的教養(yǎng)更有發(fā)言權(quán)，因此,有男孩的母親會更注重與父親的互動過程，更多地沿襲了原生家庭的支持性協(xié)同教養(yǎng)行為。

五、實踐啟示

本研究的結(jié)果和發(fā)現(xiàn)對于父母協(xié)同教養(yǎng)的建議與干預具有重要意義。對于父親而言，原生家庭對其協(xié)同教養(yǎng)的影響更為直接穩(wěn)定，當?shù)谌哪泻⒊蔀楦赣H后也會更多地沿襲其父親的協(xié)同教養(yǎng)行為，說明男性的協(xié)同教養(yǎng)具有更強的代際傳遞。因此,父母在養(yǎng)育男孩的過程中，要尤其注重自己的言行，注意與配偶的互補合作，共同協(xié)商子女的養(yǎng)育問題，提供更多的支持性協(xié)同教養(yǎng)行為，為男孩樹立良好的榜樣。在男孩為人父之后，對原生家庭協(xié)同教養(yǎng)的沿襲，可以促進支持性協(xié)同教養(yǎng)的積極傳遞。對于母親而言，良好的人際關(guān)系可以促進原生家庭對母親協(xié)同教養(yǎng)的積極影響，而母親在養(yǎng)育男孩的過程中，會比養(yǎng)育女孩更多地沿襲原生家庭支持性的協(xié)同教養(yǎng)行為。因此，建議母親提高對女孩成長的關(guān)注度。在女孩的成長過程中，父母應注重家庭關(guān)系和睦，避免在孩子面前發(fā)生沖突與爭執(zhí)；營造樂觀向上的家庭氛圍，積極創(chuàng)造良好的人際環(huán)境，以改善女孩的內(nèi)部工作模式，促使其日后成為支持性協(xié)同教養(yǎng)更多的母親。

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