安葉青 七十三 曾小葉

（內(nèi)蒙古師范大學(xué)心理學(xué)院，內(nèi)蒙古高校心理教育重點研究基地，呼和浩特 010022）

1 引 言

女性擇偶與婚育問題是關(guān)系人口均衡發(fā)展和與社會和諧穩(wěn)定的重要問題，女性晚婚、拒婚、不婚以及離婚率的上升，很可能會加劇我國當(dāng)前的人口老齡化問題和低生育率危機（常保瑞等，2021；陳衛(wèi)民，李曉晴，2020）。而婚姻匹配困難是造成生育意愿持續(xù)低迷的重要原因之一，俗話說“女怕嫁錯郎”，如何找到理想伴侶是女性面臨的現(xiàn)實問題。生活中，很多女性的擇偶標(biāo)準(zhǔn)看似“寬容”，如“有感覺就行”，但其實隱藏于內(nèi)心深處的擇偶偏好才是導(dǎo)致其婚配難的本質(zhì)原因（苗國，黃永亮，2022）。

雖然很多女性說不出其偏好和選擇某個人進(jìn)入浪漫關(guān)系的原因，但來自父親潛移默化的影響不容忽視。性印刻理論指出，父親會影響女兒擇偶偏好，與父親關(guān)系好的女兒更偏好與其父親長相相似的男性（Nojo et al.，2012）。隨著“父性教育”的回歸，父親在位成為衡量父女關(guān)系質(zhì)量的一個重要指標(biāo)。父親在位是子女心目中父親的一種心理存在，即在子女心目中，父親的地位總是重于他人，父親總是能在子女有需要時及時出現(xiàn)，具有親近感和接納感（Krampe & Newton，2006）。父親在位并不取決于家庭結(jié)構(gòu)，那些生活中沒有見過父親的孩子仍然有父親的形象以及父親在位的內(nèi)在感覺。因此，父親在位不再僅是父親的行為，更多指的是子女心目中父親的一種品質(zhì)（Ying et al.，2021）。父親在位已被證明會影響子女性別角色發(fā)展、安全感、社會交往能力及生理和心理健康等（徐異，孫穎，2021）。

然而，很少有話題關(guān)注父親在位對女兒擇偶偏好的影響，兩個重要問題尚不明晰。首先，父親在位水平有高低之分，水平不同影響是否不同仍不清楚。其次，母親態(tài)度在其中的作用還存在爭議?！澳赣H態(tài)度”指母親對于父親應(yīng)該如何扮演父親角色的感知、認(rèn)識和期待（邢學(xué)瑋等，2014）。一些研究者認(rèn)為，影響父親在位的是父親自身的因素，如父親的性格、對父親重要性的信念等（Thomas&Holmes，2019）。如果父親認(rèn)為，相比孩子母親，自己的參與不太重要，便可能會將生活安排在其他優(yōu)先于育兒的活動上，如工作或娛樂，即使母親鼓勵父親參與子女教育，也會被視為要求或嘮叨，未能促進(jìn)父親在位（Fagan & Cherson，2015）。而最近研究表明，母親態(tài)度是促進(jìn)或阻礙父親在位的重要因素之一。父親在孩子出生前后認(rèn)知和情感方面的生活經(jīng)歷在塑造早期的父子互動中發(fā)揮重要作用（Aytuglu&Brown，2021），而這一過程受夫妻關(guān)系和母子關(guān)系影響，父親需要情感支持來維持他們的育兒角色，從妻子那里得到支持和鼓勵的父親會感覺有更高為人父親的能力（Ross-Plourde et al.，2022）。

綜上，本研究旨在從共同養(yǎng)育動力學(xué)視角出發(fā)，運用問卷法和實驗法考察父親在位的不同水平對女兒擇偶偏好的影響，并對其中母親態(tài)度的調(diào)節(jié)作用進(jìn)行檢驗，從而為指導(dǎo)女性擇偶偏好、提高婚育率提出心理學(xué)的應(yīng)對策略。

2 研究方法

2.1 研究對象

通過校園內(nèi)粘貼海報和網(wǎng)絡(luò)宣傳的方式招募女大學(xué)生，任務(wù)要求是：提供親生父親照片1 張（正面、頭像、清晰、未經(jīng)處理、不戴眼鏡，無特殊表情）、填寫父親在位問卷、其母親填寫母親關(guān)于父親角色態(tài)度量表、愿意參加后續(xù)實驗，最終獲得有效被試110 名，年齡范圍18 ～24 歲（M=20.86，SD=2.11）。參考Forlano 和Pinter（1941）的研究，按照前后27%的分組原則，將110 名被試在父親在位問卷上的得分從低到高排序，前27%的被試30 名記為父親低在位組，后27%的被試30 名記為父親高在位組，中間50 名為父親中等在位組。所有被試（右利手、視力或矯正視力正常）都在實驗前簽署知情同意書，之前均未參與過類似實驗。

2.2 實驗材料與研究工具

2.2.1 實驗材料

被試父親照片110 張，網(wǎng)上下載的中國男性1 寸證件照335 張（無名人面孔，中性表情），參考已有研究，對照片進(jìn)行初步處理（Katja et al.，2007）。首先，用Adobe Photoshop CC 軟件對所有照片進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，只保留眉毛、眼睛、鼻子、嘴巴、面頰以及下巴等面部關(guān)鍵特征；黑底彩色照片，尺寸為350×463 像素。

其次，招募40 名女大學(xué)生對處理后335 張照片的面孔吸引力（1-毫無吸引力，9-非常有吸引力）和情緒效價（1-消極，2-中性，3-積極）進(jìn)行評價，選出情緒效價評價為2 分且面孔吸引力評價為5 分的照片共計30 張。為避免照片喚醒度、優(yōu)勢度、愉悅度對結(jié)果的干擾作用，參考張妍等人（2010）的研究，采取屬性相平衡的方式對這三個指標(biāo)進(jìn)行控制：將40 名女大學(xué)生隨機分成兩組，對這30 張照片的喚醒度、優(yōu)勢度、愉悅度進(jìn)行1-9 級評價，結(jié)果顯示兩組被試在喚醒度［（4.06±0.56）vs.（4.29±0.86），t（38）= -1.02，p= 0.316］、愉悅度［（4.45±0.51）vs. （4.53±0.54），t（38）=-0.47，p=0.637］和優(yōu)勢度［（4.65±0.57）vs.（4.57±0.75），t（38）=0.38，p=0.710］指標(biāo)上差異不顯著。

然后，參考李龍（2015）的研究，采用Magic Morph 1.95 軟件將這30 張照片作為底板分別與被試父親照片合成，合成比例以5%的差距依次從父親照片占比95%降到5%，得到570 張面孔圖片。然后招募30名無關(guān)女大學(xué)生對這570 張照片與被試父親照片的相似度進(jìn)行評價。方差分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在父親照片占比為55%與45%時，相似度評價結(jié)果存在顯著差異（p＜0.01），隨著父親照片占比的增大，這種差異越來越顯著（p＜0.001）。為避免被試一眼認(rèn)出照片與自己父親相似或不相似，更好地測得其對父親相似、不相似面孔潛意識層面的行為反應(yīng)，將合成時父親照片占比45%作為與父親不相似面孔的臨界點，按照這一比例分別將父親照片與上述30 張一般男性照片合成，獲得“與父親不相似組”實驗材料；將父親照片占比55%作為與父親相似面孔的臨界點，按照這一比例分別與上述30 張一般男性照片合成，最后獲得“與父親相似組”實驗材料，兩組照片均為30張。

2.2.2 研究工具

采用蒲少華等人（2012）翻譯和修訂的父親在位問卷中文簡式版（Brief version of Chinese revision of Father Presence Questionnaire，F(xiàn)PQ-R-B），測量成年子女對父親的具體感知和體驗。該問卷共31 個條目，包括與父親的關(guān)系、家庭代際關(guān)系、有關(guān)父親的信念3 個高階維度和8 個分量表（對父親的感情、母親對父子關(guān)系的支持、父親參與的感知、與父親的身體互動、父母關(guān)系、母親和外祖父的關(guān)系、父親與祖父的關(guān)系、父親影響的概念），采用1（從不）～5（總是）5 點計分?？偡衷礁撸硎靖赣H的在位水平越高。本研究中總量表的Cronbach α系數(shù)為0.89。

采用邢學(xué)瑋等人（2014）翻譯和修訂的母親關(guān)于父親角色態(tài)度量表（Maternal Attitude Scale，MAS），測量母親關(guān)于父親角色的態(tài)度。該量表包括18 個條目，包含父親角色重要性、教養(yǎng)動機、教養(yǎng)技能、教養(yǎng)天性、母親對教養(yǎng)質(zhì)量的評判5 個維度，采用1（完全不符合）～5（完全符合）5 點計分?？偡衷礁?，表示母親關(guān)于父親角色的態(tài)度越積極。本研究中總量表的Cronbach α 系數(shù)為0.82。

2.3 實驗設(shè)計與程序

實驗采用3（被試類別：父親低在位組，中等在位組，高在位組）×2（面孔類型：父親相似面孔，父親不相似面孔）的兩因素混合設(shè)計。被試類別為被試間因素，面孔類型為被試內(nèi)因素。擇偶偏好測量指標(biāo)：面孔吸引力評分（王雨晴等，2015）。

如圖1。被試單獨在電腦前完成實驗。屏幕上先呈現(xiàn)指導(dǎo)語——告知被試這是一個面孔評定實驗；在“+”注視點消失后，會呈現(xiàn)人臉照片；被試需要對照片的面孔吸引力進(jìn)行1（毫無吸引力）～9（非常有吸引力）評分，在鍵盤上按下相應(yīng)數(shù)字鍵。所有照片隨機呈現(xiàn)，被試做完按鍵反應(yīng)后照片消失。5 張照片作為練習(xí)，用以熟悉實驗任務(wù)和流程。

圖1 面孔評定實驗流程圖

2.4 數(shù)據(jù)分析

研究采用Harman 單因子檢驗方法進(jìn)行共同方法偏差檢驗。結(jié)果表明第一個因子可解釋變異為22.43%，小于40%。因此測量中并不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題。此外，采用SPSS 26.0、SPSS 宏程序PROCESS 中的模型1 進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)的分析。

3 研究結(jié)果

3.1 父親在位對女兒擇偶偏好影響的效應(yīng)檢驗

分別以面孔類型和被試類別為自變量，母親態(tài)度為協(xié)變量，面孔吸引力評分為因變量進(jìn)行協(xié)方差分析。結(jié)果表明：被試類別主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（2，107）=8.02，p＜0.001，η2=0.13，BF10＞1000，父親高在位組比中等在位組、低在位組對父親面孔的吸引力評價更高；面孔類型主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，108）=20.73，p＜0.001，η2=0.16，BF10＞1000，被試對父親相似面孔的吸引力評價高于不相似面孔；被試類別和面孔類型交互作用顯著，F(xiàn)（2，107）=6.87，p=0.001，η2=0.11，BF10=205.92。

簡單效應(yīng)分析結(jié)果顯示：對于父親相似面孔，父親高在位組（6.32±0.36）比中等在位組（3.82±0.29）、低在位組（3.96±0.43）有更高的吸引力評分，F(xiàn)（2，107）=14.75，p＜0.001，η2=0.22，而中等在位組與低在位組（p=0.790）之間差異不顯著；對于父親不相似面孔，三組差異均不顯著，F(xiàn)（2，107）=0.49，p=0.620，詳見圖2。

圖2 三組被試對父親相似與不相似面孔吸引力的評分

3.2 母親態(tài)度的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

為減少父親在位、母親態(tài)度變量的多重共線性，在用回歸分析作調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗時，首先將父親在位得分、母親態(tài)度得分和對父親相似面孔的吸引力評分作中心化處理（溫忠麟，葉寶娟，2014）。以中心化處理后的母親態(tài)度得分和被試類別為自變量，與父親相似面孔的吸引力評分為因變量進(jìn)行線性回歸分析。結(jié)果表明：父親在位與母親態(tài)度的交互作用顯著（p=0.001），說明母親態(tài)度在父親在位對女兒擇偶偏好影響過程中的調(diào)節(jié)效應(yīng)存在，見表1。

表1 母親態(tài)度的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

然后根據(jù)選點法（Preacher et al.，2007），采用SPSS 宏程序PROCESS 進(jìn)行簡單斜率檢驗，結(jié)果顯示，母親態(tài)度值為52.05 是父親在位對女兒擇偶偏好影響顯著與否的分界點。當(dāng)母親態(tài)度值大于52.05時，父親在位對女兒擇偶偏好影響顯著（p=0.010），95% 的置信區(qū)間為［0.007，0.058］；當(dāng)母親態(tài)度值小于52.05 時，父親在位對女兒擇偶偏好影響略微顯著（p=0.050）。說明父親在位對女兒擇偶偏好的影響會隨母親態(tài)度得分的升高而變大。

為進(jìn)一步明確母親態(tài)度調(diào)節(jié)效應(yīng)的意義，進(jìn)行簡單斜率分析，結(jié)果表明：當(dāng)母親態(tài)度得分較高時（M+SD），父親在位水平對女兒擇偶偏好影響的正向預(yù)測作用顯著（βsimple=0.10，SE=0.02，p＜0.001）；當(dāng)母親態(tài)度得分較低時（M-SD），父親在位水平對女兒擇偶偏好影響的正向預(yù)測作用減弱（βsimple=0.01，SE=0.02，p=0.430），見圖3。

圖3 母親態(tài)度在父親在位和女兒擇偶偏好之間的調(diào)節(jié)作用

4 討 論

4.1 父親在位對女兒擇偶偏好的影響

本研究結(jié)果表明，父親高在位女兒更偏好父親相似面孔，而中等在位、低在位被試未表現(xiàn)出這種偏好。因為與父親中等在位和低在位被試相比，高在位被試的父親與女兒之間有更積極的情感互動。而面孔吸引力的評分不僅受面孔特征影響，還受社會信息影響，當(dāng)面孔被賦予積極的社會評價時，個體對這一面孔的吸引力評分就會更高（Vukovic et al.，2015；甘燁彤等，2021）。且女性在與男性建立穩(wěn)定的長期關(guān)系時，會對男性身上的特質(zhì)進(jìn)行評估進(jìn)而做出擇偶決策，當(dāng)代女性獲取資源的能力不斷提升，在資源獲取方面對男性的依賴變小，擇偶偏好已逐漸從“好資源”轉(zhuǎn)向“好爸爸”（張璟等，2020）。那些與她們中等在位和低在位父親相似的伴侶會傳遞出一種信號——他們成為一個好爸爸的可能性較小，個體擇偶時就會一定程度上“規(guī)避”這樣的個體。

4.2 母親態(tài)度的調(diào)節(jié)作用

本研究發(fā)現(xiàn)父親在位對女兒擇偶偏好的影響受母親態(tài)度的調(diào)節(jié)。家庭系統(tǒng)理論特別重視夫妻關(guān)系，將其稱為家庭的執(zhí)行子系統(tǒng)，在這一系統(tǒng)中，夫妻雙方的觀念、態(tài)度和行為相互影響，對“父母—子女”子系統(tǒng)有重要調(diào)節(jié)作用（Zvara et al.，2013）。

其中，母親態(tài)度調(diào)節(jié)了父親在養(yǎng)育子女過程中的參與度以及父親對孩子的可及性（Schoppe-Sullivan et al.，2021）。母親態(tài)度得分較低時，母親是父親和女兒之間關(guān)系的抑制劑，母親可能持有“父親不擅長教養(yǎng)子女、主動參與教養(yǎng)意識不強，相比之下自己更內(nèi)行”“母親是子女的第一責(zé)任人”等信念（鄒盛奇，劉暢等，2019）。這類型的母親往往通過教育子女的過程獲得身份認(rèn)同和家庭影響力，而父親的參與可能會讓母親產(chǎn)生危機感，對母親身份確認(rèn)的需要、對父親照顧孩子能力的悲觀評價或?qū)φ疹櫤⒆拥膰?yán)格標(biāo)準(zhǔn)，導(dǎo)致母親對父親參與育兒扮演了“守門員”角色（鄒盛奇等，2019）。這進(jìn)一步限制了父親對子女教育的參與，削弱了父親在位水平對女兒擇偶偏好影響的正向預(yù)測作用。

母親態(tài)度得分較高時，母親是父親和女兒之間關(guān)系的催化劑，母親認(rèn)為父親的角色很重要，增加了父親參與度。這類型的母親尊重丈夫、與丈夫恩愛且認(rèn)為父親在孩子教育過程中非常重要，孩子能夠自由地接近父親，而不用擔(dān)心受到母親的責(zé)難（Schoppe-Sullivan et al.，2021）。母親也可以通過自身的信息表述影響子女的父親在位水平。如果母親對父親充滿感情，將父親描述為充滿愛的、易接近的人，那么子女將發(fā)展出父親在位，這進(jìn)一步加強了父親在位對女兒擇偶偏好影響的正向預(yù)測作用。

4.3 研究意義、不足及展望

該研究在理解父親在位對女兒擇偶偏好的影響及其中母親態(tài)度的調(diào)節(jié)作用方面邁出了重要一步，在喚醒父親回歸家庭教育的同時，揭示母親可以改變自身態(tài)度提高父親在位水平，很多父親往往愿意也有能力照顧孩子，只是母親沒有意識到；提示女性應(yīng)重視父親在位對其擇偶偏好的潛在干擾作用，如果深陷父親的影響不能自拔，就會給戀愛甚至婚姻帶來系列問題。擇偶的機遇窗口稍縱即逝，婚育的黃金年齡彌足珍貴，只有看清自己的內(nèi)心才能找到婚姻匹配難的最優(yōu)解。然而，本研究仍存在不足。首先，僅選擇母親態(tài)度作為研究變量，未來研究應(yīng)比較不同類型母親態(tài)度的具體影響。其次，仍是行為層面的橫斷研究，結(jié)果有待縱向研究進(jìn)一步證實。因為母親“守門”可能是父親行為的結(jié)果，也可能是原因，當(dāng)父親參與增加時，母親的消極“守門”行為就會減少。且父親在位還會受到孩子氣質(zhì)的影響，父親不太可能參與到脾氣不好的孩子身上，這又會讓母親失望，進(jìn)而可能反過來破壞父子、母子以及夫妻之間的關(guān)系。而這種情況在育兒中可能隨時發(fā)生，需要長期縱向研究的檢驗。