孫趙星 丁菀 謝瑞波** 朱理論 王 蝶 吳 偉

（1.浙江師范大學家長教育研究中心，浙江金華321004；2.宿州國際實驗學校，安徽宿州234000）

1 引 言

近年來，隨著積極心理學的蓬勃發(fā)展，越來越多研究者都開始認同兒童良好的心理發(fā)展并不只是沒有心理適應(yīng)問題，更重要的是具有健康且積極的心理狀態(tài)。作為個體積極心理發(fā)展狀況的重要指標，生活滿意度是指個體對其生活質(zhì)量的主觀體驗和認知評價（Diener et al.，1985）。深入考察

我國兒童生活滿意度的影響因素及其內(nèi)在機制具有重要意義。

協(xié)同教養(yǎng)作為父母教養(yǎng)行為的一種，一經(jīng)提出就備受關(guān)注（Maccoby et al.，1990；McHale，1996，1997；Minuchin，1974）。協(xié)同教養(yǎng)是一個多維度的建構(gòu)，理論研究者與實證研究者在協(xié)同教養(yǎng)的基本概念建構(gòu)方面尚存在不一致。概括來講，西方對于協(xié)同教養(yǎng)的定義通常包含以下幾點內(nèi)容：父母雙方的合作與沖突，在育兒問題上的一致性，關(guān)于育兒的勞動分工，父母雙方的支持或破壞，家庭互動的共同管理，共同促進家庭的完整性（Feinberg，2003；McHale，2004）。基于此，劉暢和伍新春（2015）在中國文化背景下，將父親協(xié)同教養(yǎng)定義為父親在教養(yǎng)兒童的過程中對于母親教養(yǎng)行為的支持和破壞，是父親對母親教養(yǎng)態(tài)度和行為的反應(yīng)。它具體分為團結(jié)、一致、沖突和貶低四個維度，其中團結(jié)和一致是積極協(xié)同教養(yǎng)行為，沖突和貶低是消極協(xié)同教養(yǎng)行為。在中國家庭中，“父親掙錢養(yǎng)家，母親教養(yǎng)孩子”的模式依然占主導地位（中國國家兒童中心，2017；Li，2020）。雖然母親是家庭子女教育的“主力軍”，但是父親這一角色在兒童的成長與發(fā)展中仍發(fā)揮著無可替代的作用（Liong，2017），越來越多的中國父親也意識到這一點。由于承擔著養(yǎng)家糊口的壓力，中國的父親很難和母親一樣花費大量的時間和精力對子女進行直接教養(yǎng)，而更多是以輔助母親教養(yǎng)行為的方式參與到對子女的教養(yǎng)中（Zou et al.，2019），成為“與妻子共同養(yǎng)育孩子的協(xié)同教養(yǎng)者”（陳玲玲等，2014）。當父親采用積極的態(tài)度和方式（如團結(jié)、一致）支持母親的教養(yǎng)行為時，孩子在家庭中感受到父母之間的團結(jié)性和一致性，能在這個溫馨和諧的家庭氛圍里感受到更多的溫暖與愛（范興華等，2014），可能體驗到更高的生活滿意度。因此，本研究提出假設(shè)1：父親協(xié)同教養(yǎng)與兒童生活滿意度顯著正相關(guān)。

父親協(xié)同教養(yǎng)除了直接影響兒童生活滿意度外，還可能通過家庭系統(tǒng)間的溢出效應(yīng)間接影響兒童生活滿意度，即協(xié)同教養(yǎng)子系統(tǒng)（父親協(xié)同教養(yǎng)）通過父子子系統(tǒng)（父子依戀）間接影響兒童生活滿意度。父子依戀指兒童在發(fā)展過程中與父親建立的一種深層的、堅固的、持久的情感聯(lián)結(jié)（Bowlby，1979）。它的形成與發(fā)展一方面受到父親協(xié)同教養(yǎng)的影響（黃彬彬等，2019），另一方面又會影響兒童的心理發(fā)展（王爭艷，程南華，2014）。以往研究表明，父母在家庭養(yǎng)育中的良好配合能夠提升親子依戀的質(zhì)量（田微微等，2018），且親子依戀質(zhì)量越好的個體，生活滿意度可能就越高（Jiang et al.，2013；Ma&Huebner，2008）。據(jù)此，本研究提出假設(shè)2：父子依戀在父親協(xié)同教養(yǎng)與兒童生活滿意度間起中介作用。

Huebner 等人（2004）指出，自尊是預測兒童與青少年生活滿意度強有力的個體指標之一。作為個體的積極心理品質(zhì)，自尊是個體對自我總體知覺所持的肯定或否定態(tài)度（郝振，崔麗娟，2007），對個體的認知、情感及社會心理適應(yīng)等起到重要作用。已有研究發(fā)現(xiàn)，父母之間積極的互動與合作能夠促進兒童自尊的形成與發(fā)展（劉國慶等，2020），從而提升兒童生活滿意度（Liu et al.，2013；柴曉運等，2018）。而父母之間的分歧和沖突會阻礙兒童自尊的發(fā)展，從而降低兒童生活滿意度（劉暢等，2017）。因此，本研究提出假設(shè)3：兒童自尊在父親協(xié)同教養(yǎng)與兒童生活滿意度間起中介作用。

此外，父子依戀可能對兒童自尊產(chǎn)生影響。研究表明，親子依戀對兒童自尊發(fā)展具有重要影響（Hong et al.，2019）。擁有高質(zhì)量親子依戀的兒童能感受到更多的關(guān)懷和愛護，容易形成積極的自我表征，可以獲得更高水平的自尊（Ross，2004）。擁有低質(zhì)量親子依戀水平的兒童感受到更多的冷漠和忽視，容易形成消極的自我表征，從而獲得較低水平的自尊（Foster et al.，2007）。因此，父親協(xié)同教養(yǎng)可能會通過父子依戀和兒童自尊的鏈式中介作用影響兒童的生活滿意度。本研究提出假設(shè)4：父子依戀和兒童自尊在父親協(xié)同教養(yǎng)與兒童生活滿意度間起鏈式中介作用。

圖1 假設(shè)模型

2 方 法

2.1 研究對象

采用整群抽樣法（統(tǒng)一由受過專業(yè)培訓的主試口述每道題目），選取安徽省某市小學生為研究對象，共收取1061 份問卷，剔除部分答案全部一致或者具有明顯規(guī)律作答的虛假問卷以及大面積未填寫的問卷后，剩余1026 份有效問卷。對剩余有效問卷中的缺失數(shù)據(jù)使用序列均值法進行替換缺失值的處理。被試平均年齡為8.62±0.70 歲，男生658 人，女生368 人。父親受教育水平依次為小學113 人，初中261 人，高中340 人，大專126 人，本科82 人，碩士及以上104 人。

2.2 研究工具

2.2.1 生活滿意度

2.2.2 父親協(xié)同教養(yǎng)

采用McHale 編制，劉暢、伍新春等人（2017）修訂的青少年評定父母協(xié)同教養(yǎng)問卷的父親卷。問卷包括29 個項目（如“爸爸支持媽媽對我設(shè)立的行為規(guī)定”），包括團結(jié)、一致、沖突與貶低四個維度。采用7 點計分，1 表示“從不”，7 表示“總是”。父親協(xié)同教養(yǎng)總分為團結(jié)、一致兩個維度之和減去沖突、貶低兩個維度之和后的總分，得分越高表示該行為出現(xiàn)的頻率越高。本研究中，該問卷的Cronbach’s α 系數(shù)為0.83。

2.2.3 父子依戀

采用由Armsden 和Greenberg 編制，金燦燦等人（2010）修訂的父子依戀分問卷，分問卷包括15 個項目（如“我會把自己的問題和煩惱告訴爸爸”），分為信任、溝通和疏離三個維度。采用5 點計分，1 表示“完全不符合”，5 表示“完全符合”。父子依戀總分為信任和溝通兩個維度總分之和減去疏離維度的總分，得分越高表示父子依戀質(zhì)量越好。本研究中，該問卷的Cronbach’s α 系數(shù)為0.75。

2.2.4 自尊

采用由Rosenberg（1965）編制的青少年自尊量表。量表包括10 個項目（如“我感到我有許多優(yōu)點”），采用4 點計分，1 表示“非常不同意”，4 表示“非常同意”，其中3、5、9、10 為反向計分。得分越高表明自尊水平越高。本研究中，該問卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.67。

2.2.5 人口學變量

2.3 施測與數(shù)據(jù)處理

首先，研究者來到某學校，得到校長的許可后統(tǒng)一發(fā)放問卷，由受過培訓的主試為學生說明問卷填寫注意事項，問卷填寫完畢后，由主試統(tǒng)一收回。數(shù)據(jù)回收后，我們用SPSS 22.0 和Mplus 8.0 進行數(shù)據(jù)分析和結(jié)構(gòu)方程模型建立。

3 結(jié) 果

3.1 共同方法偏差

采用Harman 單因素檢驗法對所有變量包含的項目進行未旋轉(zhuǎn)的主成分因素分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，特征根大于1 的因子有9個，第一個因子的變異解釋率為23.85%，低于40%的臨界標準，可認為本研究不存在嚴重的共同方法偏差問題。

3.2 初步分析

相關(guān)分析的結(jié)果表明（見表1），兒童生活滿意度、父親協(xié)同教養(yǎng)、父子依戀、兒童自尊均與家庭社會經(jīng)濟地位顯著正相關(guān)，兒童生活滿意度與父親受教育水平顯著正相關(guān)，父親協(xié)同教養(yǎng)、父子依戀均與性別顯著正相關(guān)。進一步采用獨立樣本t 檢驗，對兒童生活滿意度、父親協(xié)同教養(yǎng)、父子依戀、兒童自尊進行性別差異分析，結(jié)果表明（見表2），男生的父親協(xié)同教養(yǎng)、父子依戀和兒童自尊均顯著高于女生，兒童生活滿意度不存在顯著性別差異。因此，在后續(xù)的分析中，將性別、父親受教育水平和家庭社會經(jīng)濟地位作為控制變量納入模型。

表1 父親協(xié)同教養(yǎng)與兒童生活滿意度、父子依戀、兒童自尊的相關(guān)分析

表2 父親協(xié)同教養(yǎng)與兒童生活滿意度、父子依戀、兒童自尊的性別差異檢驗

3.3 鏈式中介效應(yīng)檢驗

以父親協(xié)同教養(yǎng)為自變量，父子依戀和兒童自尊為中介變量，兒童生活滿意度為因變量，性別、父親受教育水平、家庭社會經(jīng)濟地位為控制變量，進行鏈式中介模型檢驗（為使模型簡潔，模型圖中不顯示各變量具體測量指標和控制變量）。模型（見圖2）擬合較為理想（=192.43，df=29，p=0.000，RMSEA=0.07，CFI=0.91，SRMR=0.04，TLI=0.85）。對該模型中的各個路徑進行分析，發(fā)現(xiàn)父親協(xié)同教養(yǎng)與父子依戀、兒童自尊、兒童生活滿意度顯著正相關(guān)（β=0.45，SE=0.03，p<0.001；β=0.25，SE=0.03，p<0.001；β=0.13，SE=0.04，p<0.001）；父子依戀與兒童自尊、兒童生活滿意度顯著正相關(guān)（β=0.29，SE=0.04，p<0.001；β=0.24，SE=0.04，p<0.001）；兒童自尊與兒童生活滿意度顯著正相關(guān)（β=0.30，SE=0.04，p<0.001）。

圖2 鏈式中介模型

采用偏差校正百分位Bootstrap 檢驗（重復取樣2000 次），進行中介效應(yīng)檢驗。Bootstrap 結(jié)果顯示父子依戀在父親協(xié)同教養(yǎng)與兒童生活滿意度關(guān)系中的中介效應(yīng)顯著（95%置信區(qū)間為［0.08，0.14］）；兒童自尊在父親協(xié)同教養(yǎng)與兒童生活滿意度關(guān)系中的中介效應(yīng)顯著（95%置信區(qū)間為［0.06，0.10］）；父子依戀和兒童自尊在父親協(xié)同教養(yǎng)與兒童生活滿意度關(guān)系中的中介效應(yīng)顯著（95%置信區(qū)間為［0.03，0.05］）。父子依戀和兒童自尊在父親協(xié)同教養(yǎng)與兒童生活滿意度的關(guān)系中既起到部分中介作用（β=0.11，SE=0.02，p<0.001；β=0.08，SE=0.01，p<0.001），還起到鏈式中介作用（β=0.04，SE=0.01，p<0.001）。其中，父親協(xié)同教養(yǎng)對兒童生活滿意度的直接效應(yīng)占總效應(yīng)的36.31%，父子依戀、兒童自尊及其連續(xù)路徑的間接效應(yīng)分別占總效應(yīng)的30.85%、21.61%、11.24%。

4 討 論

本研究重點關(guān)注父親協(xié)同教養(yǎng)和兒童生活滿意度的關(guān)系，以及父子依戀和兒童自尊在這一關(guān)系中的中介作用。結(jié)果表明，父親協(xié)同教養(yǎng)與兒童生活滿意度顯著正相關(guān)。雖然在中國傳統(tǒng)文化背景下，“父主外，母主內(nèi)”的家庭模式依然盛行，父親把主要精力放在了“養(yǎng)家糊口”上。但不容置疑的是，父親在養(yǎng)育孩子的過程中同樣發(fā)揮著不可替代的作用（Li，2020）。當父親與母親保持團結(jié)一致并以積極的態(tài)度和行動支持母親的教養(yǎng)行為時，給予孩子足夠的安全感（陳小萍，安龍，2019），有助于營造一個溫馨和諧的家庭氛圍（范興華等，2014），讓孩子感受到更多的溫暖和愛，從而使兒童體驗到更高的生活滿意度。

本研究發(fā)現(xiàn)，父親協(xié)同教養(yǎng)可以通過影響父子依戀間接影響兒童生活滿意度。該結(jié)果也進一步支持了家庭系統(tǒng)理論的溢出假說，即家庭系統(tǒng)中的父親協(xié)同教養(yǎng)子系統(tǒng)的行為溢出到父子依戀子系統(tǒng)中，進而影響兒童的生活滿意度（Erel&Burman，1995）。父親良好的協(xié)同教養(yǎng)促進父母雙方積極的互動，使兒童感受到父親對家庭的愛護，能夠讓兒童更加信任、依賴父親，有利于提高父子依戀的質(zhì)量（Pudasainee-Kapri&Rachel，2015）。當父子依戀質(zhì)量提高，兒童認為自己獲得父親更多的關(guān)注和愛，從而體驗到更高的生活滿意度。

此外，父親協(xié)同教養(yǎng)通過兒童自尊間接影響兒童生活滿意度。父親在協(xié)同教養(yǎng)過程中表現(xiàn)出團結(jié)或一致等積極的態(tài)度和行為，使兒童獲得更多的家庭關(guān)懷，兒童認為自己得到了父母的重視和關(guān)愛，維持了兒童較高的自尊水平（范興華等，2014）。當兒童的自尊水平提高，他會更加自信、樂觀地參與到家庭互動和社交活動中，就會有較高的生活滿意度。

研究進一步發(fā)現(xiàn)，父子依戀和兒童自尊在父親協(xié)同教養(yǎng)與兒童生活滿意度的關(guān)系中起鏈式中介作用。已有研究表明，家庭中頻繁的沖突可能會為父子依戀不足埋下伏筆，導致孩子自尊水平降低（Jeong et al.，2020），從而影響兒童的生活滿意度。在家庭生活中，父親良好的協(xié)同教養(yǎng)能使兒童感受到父親對自己和母親更多的愛護，使兒童更加依賴、信任父親，提高了父子依戀質(zhì)量。這讓兒童體驗到更多的關(guān)注和愛護，利于良好自尊的培養(yǎng)（Jeong et al.，2020），使其更加積極和自信地融入學習和生活中（Zou&Wu，2020），進而提高了兒童生活滿意度；反之，父親不良的協(xié)同教養(yǎng)加劇了父母間的矛盾與沖突，甚至容易引發(fā)家庭戰(zhàn)爭，導致親子關(guān)系緊張，使父子依戀質(zhì)量降低，加劇兒童的自我懷疑，進一步降低兒童自尊水平，使兒童在學習和生活中不自信，從而降低了兒童生活滿意度。

本研究首次探討父親協(xié)同教養(yǎng)與兒童生活滿意度的關(guān)系及作用機制，豐富了有關(guān)兒童生活滿意度的研究，并從家庭和兒童自身的視角出發(fā)為提高其生活滿意度提供了一種新的思路。在家庭生活中，父親應(yīng)該采取更多積極的協(xié)同教養(yǎng)行為，增強父子依戀質(zhì)量，提升兒童的自尊水平，進而提高兒童的生活滿意度。當然，本研究仍存在一些不足，有待進一步探究。第一，本研究為橫斷研究，變量之間可能存在雙向關(guān)系，難以進行因果推論，并且在使用橫斷設(shè)計做中介機制檢驗時會產(chǎn)生估計偏差，未來研究有必要采用縱向研究。第二，本研究中針對父親協(xié)同教養(yǎng)與父子依戀的量表中個別題目相似，這可能會增加父親協(xié)同教養(yǎng)與父子依戀之間的聯(lián)系，影響到研究結(jié)果。第三，本研究對各變量的測查均來自兒童自評，可能存在社會贊許效應(yīng)，未來研究可以綜合采用父母和孩子等多方報告等加以檢驗。

5 結(jié) 論

（1）父親協(xié)同教養(yǎng)與兒童生活滿意度顯著正相關(guān)；

（2）父子依戀和兒童自尊在父親協(xié)同教養(yǎng)與兒童生活滿意度之間不僅起部分中介作用，還起到鏈式中介作用。