摘 要 本研究基于生命史理論和父親投資理論， 探討從童年環(huán)境到女性擁有“花心”伴侶的預(yù)測(cè)機(jī)制。研究1采用問(wèn)卷法， 以250名有戀愛(ài)經(jīng)歷的未婚女性為研究對(duì)象， 結(jié)果顯示：童年環(huán)境不可預(yù)測(cè)性調(diào)節(jié)童年父女關(guān)系和女性自感配偶價(jià)值間的關(guān)系; 當(dāng)童年環(huán)境的不可預(yù)測(cè)性較低時(shí)， 童年父愛(ài)缺乏將通過(guò)女性自感配偶價(jià)值的中介作用進(jìn)而預(yù)測(cè)其男友的短期擇偶策略偏好。研究2采用實(shí)驗(yàn)啟動(dòng)童年父女關(guān)系的途徑， 以169名未婚女性為被試， 因變量改為女性對(duì)伴侶短期擇偶策略的容忍度， 再次支持了研究1的模型。基于上述結(jié)果， 本研究提出“父親投資敏感度限制假說(shuō)”和“童年環(huán)境社會(huì)化假說(shuō)”， 以期揭示童年環(huán)境對(duì)個(gè)體生命史策略的塑造機(jī)制。

關(guān)鍵詞 生命史理論， 父親投資理論， 母親社會(huì)化假說(shuō)， 自感配偶價(jià)值， 短期擇偶策略

分類號(hào) B849： C91

1 問(wèn)題提出

“愿得一人心， 白首不相離”。對(duì)女性而言， 男性對(duì)親密關(guān)系和家庭的忠誠(chéng)度是女性擇偶篩選的重要條件之一（Buss， 2007; Lu et al.， 2015）。但是在現(xiàn)實(shí)生活中， 經(jīng)?？梢钥吹接行┡运鶕碛械陌閭H較為“花心”， 即表現(xiàn)出較高水平的短期擇偶策略。鑒于眾多文獻(xiàn)均支持個(gè)體擇偶偏好的高度穩(wěn)定性（Driebe et al.， 2024; Park & MacDonald， 2019）， 由此可以推測(cè)， 女性擁有“花心”伴侶并不僅僅是“遇人不淑”之類的偶然因素所致， 在其背后應(yīng)該存在某種相對(duì)穩(wěn)定的預(yù)測(cè)機(jī)制。如何從心理學(xué)視角揭示這一機(jī)制是個(gè)有趣的問(wèn)題。

1.1 從童年環(huán)境預(yù)測(cè)女性的擇偶策略

然而， 現(xiàn)有文獻(xiàn)卻通常圍繞女性自身?yè)衽疾呗缘男纬筛炊归_(kāi)。其中兩個(gè)有影響力的理論分別是生命史理論（Life History Theory; Roff， 1993）及在其基礎(chǔ)上衍生出的次級(jí)理論——父親投資理論（Paternal Investment Theory， Draper & Harpending， 1982; Ellis， 2004）。

生命史理論立足于進(jìn)化論， 提出人類為了應(yīng)對(duì)生存與繁衍這兩大終極挑戰(zhàn)， 需要對(duì)自身的有限資源進(jìn)行權(quán)衡分配， 并在這一過(guò)程中形成高度依賴環(huán)境的、以“快策略”和“慢策略”為兩端的連續(xù)譜系——生命史策略：那些快生命史策略的個(gè)體會(huì)把資源更早、更多地分配到繁衍任務(wù)， 更為偏好短期擇偶策略， 比如擁有更多性伴侶、伴侶關(guān)系更不穩(wěn)定等， 反之， 則是慢生命史策略（Ellis， 2004; Hill & Kaplan， 1999）。該理論進(jìn)一步指出， 童年環(huán)境中的兩個(gè)維度——不可預(yù)測(cè)性和艱苦性（Ellis et al.， 2009）——共同塑造了個(gè)體的生命史策略。那些童年環(huán)境在上述兩個(gè)維度上得分更高的個(gè)體， 成年之后也表現(xiàn)出更高水平的快生命史策略（Belsky et al.， 2012; Schlomer & Sun， 2022）， 尤其是童年環(huán)境的不可預(yù)測(cè)性高的個(gè)體， 成年之后會(huì)表現(xiàn)出更高水平的短期擇偶策略（Simpson et al.， 2012）。立足于生命史理論， Belsky等（1991）把生命史理論的思想融入到發(fā)展心理學(xué)， 提出了心理加速理論（Psychosocial Acceleration Theory）， 指出童年階段的生態(tài)狀況和家庭內(nèi)部的人際動(dòng)力機(jī)制共同塑造了兒童早期的人際依戀模式和行為發(fā)展， 并繼而影響個(gè)體之后的性成熟進(jìn)程和快繁衍策略。盡管Belsky在心理加速理論中并未提及性別差異， 但其之后的文獻(xiàn)（Belsky et al.， 2010）指出該模型更適用于女性， 而非男性， 這也從側(cè)面支持了女性繁衍策略的形成對(duì)童年環(huán)境更為敏感。

立足于生命史理論基礎(chǔ)上的次級(jí)衍生理論——父親投資理論則進(jìn)一步明確指出， 童年父親投資會(huì)對(duì)女性繁衍策略（而非生存策略）產(chǎn)生長(zhǎng)遠(yuǎn)影響：女性對(duì)家庭中父親投資的可獲得性及其質(zhì)量非常敏感， 父親缺席或低質(zhì)量的父親養(yǎng)育對(duì)女性而言是一種信號(hào)， 表明在她們所生活的環(huán)境中， 男性對(duì)后代的長(zhǎng)期投資是不可靠或不必要的， 她們會(huì)依據(jù)此線索調(diào)整自己的繁衍策略以適應(yīng)環(huán)境。目前的眾多研究均支持了父親投資理論。例如， 父親缺失會(huì)加速女兒的性成熟時(shí)間（Schlomer & Marceau， 2022; Valge et al.， 2022）， 父親養(yǎng)育投資對(duì)女兒性冒險(xiǎn)行為的影響比對(duì)兒子的影響更大（Coley et al.， 2009）， 而父親對(duì)女兒的高水平養(yǎng)育投資可以降低女兒性冒險(xiǎn)行為（DelPriore et al.， 2017）。尤其需要指出的是， 疏離的父女關(guān)系對(duì)女性的其他冒險(xiǎn)決策并無(wú)影響， 但可以提升其性冒險(xiǎn)意愿， 如性幻想、性開(kāi)放以及抗拒使用避孕措施（DelPriore & Hill， 2013）。另外一項(xiàng)研究（DelPriore et al.， 2019）采用來(lái)自父母離異或分居家庭的223對(duì)親生姐妹的配對(duì)設(shè)計(jì)， 進(jìn)一步論證了（相比于父親缺失）低質(zhì)量父親投資對(duì)成年后女兒快生命史繁衍策略的累積效應(yīng)。

但需要特別指出的是， 上述圍繞生命史理論和父親投資理論的文獻(xiàn)， 其核心發(fā)現(xiàn)均聚焦于探討個(gè)體自身繁衍策略形成的早期環(huán)境影響因素。到目前為止， 還沒(méi)有涉及到童年環(huán)境如何預(yù)測(cè)個(gè)體成年之后所擁有的伴侶的繁衍策略。親代投資理論（Trivers， 1972）指出， 鑒于兩性在繁衍任務(wù)中投入程度的巨大差異， 男性更偏好短期擇偶策略， 女性更偏好長(zhǎng)期擇偶策略， 依此邏輯， 那些擁有短期擇偶策略的男性， 在擇偶市場(chǎng)上會(huì)更不受女性歡迎。那么， 究竟是何種機(jī)制導(dǎo)致女性會(huì)在擇偶中選擇那些偏好短期擇偶策略的“花心”男性？在此形成機(jī)制中存在哪些關(guān)鍵變量呢？

1.2 從女性童年環(huán)境預(yù)測(cè)其伴侶的短期擇偶策略：自感配偶價(jià)值的中介角色

人類擇偶的本質(zhì)也是一個(gè)“待價(jià)而沽”的過(guò)程。正如社會(huì)計(jì)量器理論（Sociometer Theory， Kavanagh et al.， 2010）所指出， 個(gè)體具有一種內(nèi)部校準(zhǔn)機(jī)制， 用以幫助個(gè)體在配偶市場(chǎng)上瞄準(zhǔn)“合適”的伴侶， 從而增加自身應(yīng)對(duì)繁衍任務(wù)的勝出幾率。其中自感配偶價(jià)值——指在所處的擇偶市場(chǎng)中， 相對(duì)于其他潛在伴侶， 個(gè)體對(duì)自身作為伴侶的總體吸引力的感知（Shackelford et al.， 2005）——是控制這些校準(zhǔn)努力的一個(gè)關(guān)鍵變量， 有助于確保個(gè)體避免浪費(fèi)精力去追求同自身配偶價(jià)值不匹配（不如自己或完勝自己）的潛在伴侶。此外， 隨著個(gè)體自感配偶價(jià)值的降低， 在內(nèi)隱層面上他們對(duì)理想伴侶的選擇標(biāo)準(zhǔn)也隨之下降（Williams & Sulikowski， 2020）。由此可以推斷， 在對(duì)女性擁有“花心”男友的預(yù)測(cè)機(jī)制中， 女性的自感配偶價(jià)值應(yīng)該是一個(gè)關(guān)鍵變量。

一方面， 自感配偶價(jià)值的形成和童年環(huán)境之間存在著密切聯(lián)系?；谏防碚摰难芯勘砻?， 那些慢生命史策略者優(yōu)先進(jìn)行自我成長(zhǎng)的投資（如健康、智力、社會(huì)地位等）并由此提升他們的配偶價(jià)值（Dillon et al.， 2013; McDowell & Starrat， 2021; Shackelford et al.， 2005; Strouts et al.， 2017）， 他們也更可能因此而獲得更高質(zhì)量的伴侶（Dillon et al.， 2013）。同時(shí)， 慢生命史策略者也會(huì)把高質(zhì)量的伴侶作為一種對(duì)自身未來(lái)發(fā)展的投資， 他們更為注重伴侶的質(zhì)量而不是數(shù)量， 更傾向于選擇與自己相匹配的人作為伴侶（Figueredo & Wolf， 2009）。然而， 需要特別指出的是， 在圍繞生命史策略和自感配偶價(jià)值的研究（Dillon et al.， 2013; McDowell & Starrat， 2021; Strouts et al.， 2017）中， 對(duì)生命史策略的測(cè)量均采用Mini-K簡(jiǎn)版生命史策略量表（Figueredo etal.， 2006）， 該量表的測(cè)試題項(xiàng)會(huì)涉及到個(gè)體在社交、成長(zhǎng)環(huán)境、人格特點(diǎn)等方面的優(yōu)勢(shì)， 比如“我和戀人關(guān)系親密”、“我和朋友交往頻繁”、“朋友經(jīng)常給予我情感支持和物質(zhì)幫助”、“我對(duì)生活的周圍環(huán)境有歸屬感”、“我總能看到逆境中積極的一面”等， 而配偶價(jià)值量表（Kirsner et al.， 2003）則是讓被試對(duì)自己的“社交能力”、“人格穩(wěn)定性”、“資源擁有力”、“責(zé)任感”、“智力”等方面進(jìn)行評(píng)定， 從內(nèi)容上就可以直觀判斷兩者之間應(yīng)該存在著正相關(guān)。因此， 這些采用問(wèn)卷法進(jìn)行的相關(guān)性研究存在明顯的局限性。鑒于此， 本研究將擯棄對(duì)生命史策略采用量表測(cè)試的途徑， 直接從生命史策略形成的童年環(huán)境（艱苦性、不可預(yù)期性以及父女關(guān)系）入手， 探討上述因素同女性自感配偶價(jià)值間的直接關(guān)聯(lián)， 以期揭示變量之間更為底層的邏輯關(guān)系。

另外， 雖然父親投資理論和心理加速理論均沒(méi)有明確指出父親投資和女兒自感配偶價(jià)值之間的關(guān)系， 但童年階段父愛(ài)匱乏而導(dǎo)致的成年女性更高水平的性冒險(xiǎn)（DelPriore & Hill， 2013; Guardia et al.， 2014）、性開(kāi)放（DelPriore & Hill， 2013）以及更早的性行為（James et al.， 2012）等表現(xiàn)， 其本質(zhì)都是在應(yīng)對(duì)繁衍挑戰(zhàn)中所采用的快生命史策略， 而快生命史策略則預(yù)示著更低的配偶價(jià)值（Shackelford et al.， 2005）。此外， 依據(jù)弗洛伊德的精神分析理論， 在性心理的發(fā)展過(guò)程中， 3至6歲的女孩子會(huì)以“媽媽”角色自居， 把父親想象成自己的異性伴侶， 并在同家庭現(xiàn)實(shí)的妥協(xié)中完成自己的性別角色化過(guò)程， 由此可以推斷， 幼年時(shí)期的父愛(ài)缺失應(yīng)該會(huì)對(duì)女兒的配偶價(jià)值產(chǎn)生長(zhǎng)遠(yuǎn)影響， 她會(huì)因?yàn)楦赣H同自己的疏離而對(duì)自己作為異性配偶的價(jià)值產(chǎn)生懷疑， 并進(jìn)而導(dǎo)致其成年后更低水平的配偶價(jià)值感。

綜合上述文獻(xiàn)， 童年父女關(guān)系、童年環(huán)境不可預(yù)測(cè)性及環(huán)境艱苦性可能在女性自感配偶價(jià)值的形成中發(fā)揮著重要作用。另鑒于有研究表明童年環(huán)境的不可預(yù)測(cè)性（而非環(huán)境艱苦性）對(duì)個(gè)體生命史策略（尤其是繁衍策略）具有更強(qiáng)預(yù)測(cè)性（Lu et al.， 2022; Simpson et al.， 2012）， 因此本研究認(rèn)為童年環(huán)境的不可預(yù)測(cè)性（而非環(huán)境艱苦性）同樣將更為顯著地預(yù)測(cè)女性自感配偶價(jià)值， 但仍需進(jìn)一步檢驗(yàn)。由此提出研究假設(shè)1：童年父女關(guān)系以及童年環(huán)境不可預(yù)測(cè)性（而非環(huán)境艱苦性）共同預(yù)測(cè)女性自感配偶價(jià)值。

接下來(lái)的問(wèn)題是童年環(huán)境變量——環(huán)境不可預(yù)測(cè)性、環(huán)境艱苦性以及父女關(guān)系——是以何種形式共同塑造女性的自感配偶價(jià)值？在上述三個(gè)變量中， 童年環(huán)境不可預(yù)測(cè)性和環(huán)境艱苦性屬于相對(duì)客觀的環(huán)境變量， 而父女關(guān)系屬于環(huán)境中的人際變量， 這兩類變量同女性配偶價(jià)值之間的關(guān)系可能會(huì)以兩種模式存在：一是以平行的方式分別作用于女性的配偶價(jià)值， 其共同作用以疊加態(tài)的形式展現(xiàn)， 但此模式成立的前提條件是每個(gè)環(huán)境變量同女性自感配偶價(jià)值之間的相關(guān)都要達(dá)到顯著水平; 另外則是以交互作用的模式共同作用于女性的自感配偶價(jià)值。依據(jù)生態(tài)系統(tǒng)理論（Ecological Systems Theory， Bronfenbrenner， 2000）， 不同環(huán)境子系統(tǒng)會(huì)以交互作用的途徑共同影響兒童發(fā)展。更為重要的是， 近期一項(xiàng)研究（Lu et al.， 2022） 提出了母親社會(huì)化假說(shuō)（Maternal Socialization Hypothesis）， 發(fā)現(xiàn)個(gè)體同母親間的安全依戀可以調(diào)節(jié)童年環(huán)境不可預(yù)測(cè)性同慢生命史策略之間的負(fù)向關(guān)聯(lián)（在添加“環(huán)境不可預(yù)測(cè)性”變量之前， 童年環(huán)境艱苦性的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著， 添加之后則不顯著）， 那些同母親之間存在高安全依戀關(guān)系的個(gè)體， 其生命史策略不隨童年環(huán)境不可預(yù)測(cè)性的變化而改變， 但那些低安全依戀的個(gè)體， 其慢生命史策略隨其童年環(huán)境不可預(yù)測(cè)性的提升而降低。但遺憾的是， 由于父親樣本量過(guò)少該研究沒(méi)有充分論證父親在其中的作用。母親社會(huì)化假說(shuō)的重要貢獻(xiàn)在于呈現(xiàn)了不同童年環(huán)境變量在塑造個(gè)體生命史策略中的關(guān)系模式：親子關(guān)系可以作為調(diào)節(jié)機(jī)制進(jìn)而在一定程度上緩沖童年環(huán)境（尤其是環(huán)境的不可預(yù)測(cè)性）可能造成的負(fù)面后果。而低配偶價(jià)值， 作為繁衍策略背后重要的認(rèn)知機(jī)制， 同樣應(yīng)屬于負(fù)面后果之一。需要指出的是， 基于父親投資理論（Draper & Harpending， 1982; Ellis， 2004）， 本研究認(rèn)為女性自感配偶價(jià)值低的核心原因在于童年階段缺乏父愛(ài)， 因此不同于母親社會(huì)化假說(shuō)（Lu et al.， 2022）把親子關(guān)系作為調(diào)節(jié)變量， 本研究認(rèn)為由童年父女關(guān)系主導(dǎo)預(yù)測(cè)女性的自感配偶價(jià)值， 童年環(huán)境不可預(yù)測(cè)性在其中起調(diào)節(jié)作用。由此引出研究假設(shè)2：童年環(huán)境不可預(yù)測(cè)性在童年父女關(guān)系和女性自感配偶價(jià)值之間起調(diào)節(jié)作用。

而自感配偶價(jià)值會(huì)進(jìn)一步影響個(gè)體的配偶選擇結(jié)果（Edlund & Sagarin， 2014）?，F(xiàn)有文獻(xiàn)表明， 個(gè)體擇偶標(biāo)準(zhǔn)與其配偶價(jià)值顯著相關(guān)。那些自感配偶價(jià)值低的個(gè)體， 在擇偶中會(huì)表現(xiàn)出更多妥協(xié)（Williams & Sulikowski， 2020）， 相較于男性， 女性能夠更為準(zhǔn)確地感知自己的配偶價(jià)值（Eastwick & Finkel， 2008）， 她們的自感配偶價(jià)值越高， 越不愿意對(duì)潛在伴侶做出妥協(xié)（Regan， 1998）， 自感配偶價(jià)值高的女性對(duì)伴侶的期望也更高（Brase & Guy， 2004）。在擇偶策略偏好上， 多數(shù)研究支持高自感配偶價(jià)值的女性更偏好長(zhǎng)期擇偶策略（Oda， 2001; Tadinac & Hromatko， 2007）， 但也有研究指出她們更偏好短期擇偶策略（Kenrick et al.， 1993）。在一項(xiàng)研究（Millar et al.， 2018）中， 內(nèi)隱聯(lián)想測(cè)試的結(jié)果顯示自感配偶價(jià)值低的女性更愿意選擇那些尋覓短期浪漫關(guān)系的男性， 而外顯項(xiàng)目的直接測(cè)試卻發(fā)現(xiàn)所有女性都更愿意選擇那些尋覓長(zhǎng)期浪漫關(guān)系的男性。這項(xiàng)研究揭示了女性自感配偶價(jià)值在擇偶中的潛在重要影響， 但僅僅一項(xiàng)實(shí)驗(yàn)室研究的結(jié)果使其外部效度受到限制， 并且作者也未在此基礎(chǔ)上做進(jìn)一步的研究拓展?？傊?， 現(xiàn)有文獻(xiàn)均支持了社會(huì)計(jì)量器理論（Kavanagh et al.， 2010）所指出的以自感配偶價(jià)值為核心的擇偶策略偏好的可變性。由此可以提出研究假設(shè)3：童年環(huán)境不可預(yù)測(cè)性和童年父女關(guān)系共同預(yù)測(cè)女性自感配偶價(jià)值， 并通過(guò)女性自感配偶價(jià)值間接預(yù)測(cè)女性所擁有的伴侶的短期擇偶策略傾向（或女性對(duì)其伴侶的短期擇偶策略的容忍度）。

1.3 研究問(wèn)題的提出

綜上所述， 本研究將圍繞上述三個(gè)假設(shè)探討如何從童年環(huán)境的視角來(lái)預(yù)測(cè)女性擁有“花心”伴侶（或?qū)Α盎ㄐ摹卑閭H的容忍度）。為了在揭示變量間因果關(guān)系的同時(shí)也兼顧研究結(jié)論的生態(tài)效度， 研究1將采用問(wèn)卷調(diào)查的方法， 聚焦于如何從童年環(huán)境和自感配偶價(jià)值來(lái)預(yù)測(cè)有過(guò)戀愛(ài)經(jīng)歷的女性的男友的短期擇偶策略偏好， 研究2將對(duì)童年父女關(guān)系采用實(shí)驗(yàn)啟動(dòng)的方式進(jìn)一步揭示童年父女關(guān)系和童年環(huán)境不可預(yù)測(cè)性如何通過(guò)女性自感配偶價(jià)值進(jìn)而影響到女性對(duì)其伴侶短期擇偶偏好的容忍度。

2 研究1：童年環(huán)境對(duì)女性戀愛(ài)伴侶（男友）短期擇偶策略的預(yù)測(cè)模型

2.1 研究方法

dNHJuSWs/ayYnrs4XPuI1HgGWs5ZjyuACYSXIl5qoYw=2.1.1 被試

線上招募250名有效被試（Mage = 22.75歲， SD= 2.50歲）， 年齡分布范圍為18至32歲。其中本科學(xué)歷者141名， 碩士及以上學(xué)歷者109名。所有被試均滿足以下條件：未婚且有戀愛(ài)經(jīng)歷（異性戀）、來(lái)自完整家庭（以避免由于單親家庭而可能對(duì)結(jié)果造成影響的干擾因素）。

2.1.2 研究材料

童年父女關(guān)系。采用3個(gè)項(xiàng)目（α = 0.93）， 測(cè)被試在12歲之前同爸爸的關(guān)系模式：“小時(shí)候感受到很多父愛(ài)” “小時(shí)候同爸爸的關(guān)系親近” “小時(shí)候爸爸給我很多陪伴”。

自感配偶價(jià)值。采用現(xiàn)有量表（Edlund & Sagarin， 2014）的4個(gè)項(xiàng)目（α = 0.87）：總體而言， “作為女朋友， 你對(duì)自己的評(píng)價(jià)” “你認(rèn)為對(duì)方對(duì)你的評(píng)價(jià)” “與其他人的女朋友相比， 你對(duì)自己作為女朋友的評(píng)價(jià)” “你覺(jué)得你的吸引力水平如何”。

童年環(huán)境不可預(yù)測(cè)性。采用文獻(xiàn)（Young et al.， 2018）中的8個(gè)項(xiàng)目（α = 0.80）：“家庭總是多變， 無(wú)法預(yù)料以后的情況” “父母經(jīng)常吵架或打架” “我們家就像個(gè)旅店， 經(jīng)常人來(lái)人往的”等。

童年環(huán)境艱苦性。采用文獻(xiàn)（Mittal & Griskevicius， 2014; White et al.， 2013）中的4個(gè)項(xiàng)目（α = 0.81）：“家庭沒(méi)有穩(wěn)定收入” “我的家庭總在為錢的事情發(fā)愁” “父母舍不得在我的吃穿上面花錢” “我家的經(jīng)濟(jì)條件比周圍小伙伴更差些”。

短期擇偶策略?；谖墨I(xiàn)（Jackson & Kirkpatrick， 2007）中的短期擇偶傾向量表， 編制6個(gè)項(xiàng)目（α = 0.83）：“他的注意力容易被其他異性吸引” “他與其他異性曖昧不清” “他有很多異性朋友”等。

測(cè)量標(biāo)尺均采用7點(diǎn)Likert量表。

2.1.3 研究流程

通過(guò)在線發(fā)放鏈接的方式對(duì)被試施測(cè)， 被試先填寫(xiě)人口學(xué)背景信息， 之后依次完成童年環(huán)境、伴侶的短期擇偶偏好以及自感配偶價(jià)值判斷。為了保證被試認(rèn)真作答， 在問(wèn)卷的不同位置設(shè)置5道甄別題目， 如“本題請(qǐng)選擇‘完全符合’”、“4×6=？”、“本題請(qǐng)選擇‘完全不符合’”等， 回答錯(cuò)誤的被試則被甄別為無(wú)效。

2.2 研究結(jié)果

數(shù)據(jù)采用SPSS v22.0進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

2.2.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

對(duì)除了人口學(xué)背景外的各個(gè)變量進(jìn)行Harman’s單因子檢驗(yàn)， 結(jié)果表明有7個(gè)因子的特征值大于1， 第一個(gè)因子的解釋率11.78%， 遠(yuǎn)小于40.00%的標(biāo)準(zhǔn)， 由此判斷沒(méi)有明顯的共同方法偏差。

2.2.2 變量間的相關(guān)分析

把各個(gè)變量的構(gòu)成項(xiàng)目相加后計(jì)算均值， 相關(guān)情況如下（表1）。

2.2.3 女性童年環(huán)境對(duì)男友短期擇偶策略偏好的預(yù)測(cè)模型

采用Process 215插件（Hayes & Rockwood， 2016）， 以童年父女關(guān)系作為自變量， 自感配偶價(jià)值作為中介變量， 童年環(huán)境不可預(yù)測(cè)性和艱苦性作為調(diào)節(jié)變量， 伴侶短期擇偶策略作為因變量， 進(jìn)行Model 10的模型檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 在變量“自感配偶價(jià)值”上， 童年父女關(guān)系的主效應(yīng)顯著， b = 0.12， se = 0.04， t = 2.86， p = 0.005， 95% CI = [0.04， 0.20]; 童年環(huán)境不可預(yù)測(cè)性的主效應(yīng)顯著， b = ?0.16， se = 0.07， t = ?2.12， p = 0.035， 95% CI = [?0.30， ?0.01]; 童年環(huán)境艱苦性的主效應(yīng)不顯著， b = ?0.02， se = 0.05， t = ?0.29， p = 0.77， 95% CI = [?0.12， 0.09]; 童年父女關(guān)系和童年環(huán)境不可預(yù)測(cè)性的交互作用顯著， b = ?0.10， se = 0.04， t = ?2.45， p = 0.015， 95% CI= [?0.18， ?0.02]; 童年父女關(guān)系和童年環(huán)境艱苦性的交互作用不顯著， b = 0.001， se = 0.01， t = 0.19， p = 0.85， 95% CI = [?0.02， 0.02]。

在變量“伴侶的短期擇偶策略偏好”上， 自感配偶價(jià)值的主效應(yīng)顯著， b = ?0.42， se = 0.11， t = ?3.96， p < 0.001， 95% CI = [?0.64， ?0.21]; 童年父女關(guān)系的主效應(yīng)不顯著， b = 0.10， se = 0.06， t = 1.55， p = 0.123， 95% CI = [?0.03， 0.23]; 童年環(huán)境不可預(yù)測(cè)性的主效應(yīng)不顯著， b = 0.19， se = 0.14， t = 1.39， p = 0.165， 95% CI = [?0.08， 0.46]; 童年經(jīng)濟(jì)環(huán)境的主效應(yīng)不顯著， b = 0.01， se = 0.09， t = 0.07， p = 0.95， 95% CI = [?0.17， 0.18]; 童年父女關(guān)系和童年環(huán)境不可預(yù)測(cè)性的交互作用不顯著， b = 0.08， se = 0.06， t = 1.55， p = 0.12， 95% CI = [?0.02， 0.18]; 童年父女關(guān)系和童年環(huán)境艱苦性的交互作用不顯著， b = 0.04， se = 0.05， t = 0.86， p = 0.39， 95% CI = [?0.05， 0.13]。具體模型見(jiàn)圖1。

對(duì)童年環(huán)境不可預(yù)測(cè)性在童年父女關(guān)系和女性自感配偶價(jià)值間的調(diào)節(jié)效應(yīng)的簡(jiǎn)單斜率分析顯示， 當(dāng)童年環(huán)境不可預(yù)測(cè)性較低（?1 SD）時(shí)， 童年父女關(guān)系越好， 女性對(duì)自身的配偶價(jià)值認(rèn)同度也越高， b = 0.19， se = 0.05， t = 3.87， p < 0.001， 95% CI = [0.09， 0.29]; 當(dāng)童年環(huán)境不可預(yù)測(cè)性較高（+1 SD）時(shí)， 女性對(duì)自身的配偶價(jià)值的認(rèn)同度不隨童年父女關(guān)系的變化而改變， b = ?0.06， se = 0.05， t = ?1.12， p = 0.264， 95% CI = [?0.15， 0.04] （具體結(jié)果見(jiàn)圖2）。

中介效應(yīng)分析顯示， 當(dāng)童年環(huán)境的不可預(yù)測(cè)性低（?1 SD）時(shí)， 不管童年環(huán)境艱苦性如何， 女性配偶價(jià)值都在童年父女關(guān)系和伴侶的短期擇偶偏好之間起到顯著的中介效應(yīng)。此外， 當(dāng)童年環(huán)境的不可預(yù)測(cè)性高（+1 SD）， 童年環(huán)境艱苦性高（+1 SD）時(shí)， 上述中介效應(yīng)也成立（見(jiàn)表2）。

2.3 討論

研究1采用問(wèn)卷法揭示了女性童年環(huán)境、自感配偶價(jià)值對(duì)其男友短期擇偶策略（或者稱“花心”）的預(yù)測(cè)模型。結(jié)果顯示， 童年環(huán)境的不可預(yù)測(cè)性、童年父女關(guān)系在女性配偶價(jià)值上的主效應(yīng)均顯著：童年環(huán)境的不可預(yù)測(cè)性越高， 女性自感配偶價(jià)值越低; 童年父女關(guān)系越好， 女性自感配偶價(jià)值越高。此結(jié)果部分支持了研究假設(shè)1， 即童年環(huán)境的不可預(yù)測(cè)性及父女關(guān)系對(duì)女性配偶價(jià)值的預(yù)測(cè)效果。但在研究1中， 童年環(huán)境艱苦性的主效應(yīng)不顯著， 這一結(jié)果在一定程度上呼應(yīng)了之前文獻(xiàn)（Simpson et al.， 2012）的結(jié)果。

進(jìn)一步地， 研究1的重要發(fā)現(xiàn)是揭示了童年環(huán)境不可預(yù)測(cè)性在童年父女關(guān)系和女性自感配偶價(jià)值之間存在著調(diào)節(jié)效應(yīng)（假設(shè)2）。雖然基于現(xiàn)有文獻(xiàn)（Dillon et al.， 2013; McDowell & Starrat， 2021; Strouts et al.， 2017）可以推測(cè)出童年環(huán)境能夠預(yù)測(cè)女性的配偶價(jià)值， 但本研究的結(jié)果進(jìn)一步揭示， 只有在相對(duì)穩(wěn)定（不可預(yù)測(cè)性低）的童年環(huán)境中， 童年父女關(guān)系才能通過(guò)女性配偶價(jià)值的中介機(jī)制進(jìn)而預(yù)測(cè)其伴侶的短期擇偶策略偏好（假設(shè)3）， 這一結(jié)果也從另外角度支持了母親社會(huì)化假說(shuō)（Lu et al.， 2022）。

雖然從進(jìn)化的角度， 女性更為偏好長(zhǎng)期擇偶策略（Trivers， 1972）， 但研究1發(fā)現(xiàn)女性自感配偶價(jià)值對(duì)其男友的短期擇偶策略具有負(fù)向預(yù)測(cè)力， 自身配偶價(jià)值低的女性擁有“花心”男友的可能性更高， 這一結(jié)果進(jìn)一步支持了之前的相關(guān)文獻(xiàn)（Kenrick et al.， 1993; Millar et al.， 2018）。

研究1的優(yōu)勢(shì)在于所有被試都有戀愛(ài)經(jīng)歷， 研究結(jié)果具有理想的生態(tài)效應(yīng)， 但局限之處在于問(wèn)卷法難以揭示變量間的因果關(guān)系， 因此， 研究2將采用實(shí)驗(yàn)啟動(dòng)的途徑， 進(jìn)一步論證研究1所揭示模型的因果關(guān)系。鑒于研究1中“童年環(huán)境艱苦性”變量的主效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)均不顯著， 研究2將不再納入該變量。另外考慮到在變量間因果關(guān)系的探討中， “（現(xiàn)實(shí)中）男友的短期擇偶偏好”不適合作為因變量， 因此研究2中將因變量改為女性“對(duì)男友短期擇偶策略的容忍度”。

3 研究2：童年環(huán)境、自感配偶價(jià)值對(duì)女性“對(duì)伴侶短期擇偶策略容忍度”的影響機(jī)制

3.1 研究方法

3.1.1 被試

采用G*Power （3.1版本）軟件進(jìn)行樣本量估算， 在中等效應(yīng)量（0.25）下， I 類錯(cuò)誤的概率α水平為0.05， 檢驗(yàn)效力為0.80時(shí)， 需要被試量128人。在心理學(xué)課程上招募169名未婚女性被試（Mage = 21.43歲， SD = 2.04歲）， 年齡分布范圍為18至28歲。其中本科學(xué)歷者126名， 碩士及以上學(xué)歷者43名。所有被試均為異性戀。

3.1.2 研究材料

自感配偶價(jià)值。采用研究1中的4個(gè)項(xiàng)目（α = 0.88）。

童年環(huán)境不可預(yù)測(cè)性。采用研究1中的8個(gè)項(xiàng)目（α = 0.85）。

對(duì)伴侶短期擇偶策略的容忍度。采用研究1中的6個(gè)項(xiàng)目（α = 0.77）， 但指導(dǎo)語(yǔ)由研究1中的“根據(jù)您對(duì)男友的了解， 請(qǐng)對(duì)以下描述作出判斷， 選擇最符合他實(shí)際情況的選項(xiàng)”改為“請(qǐng)認(rèn)真閱讀以下陳述， 想象一下， 假設(shè)您的戀人有如下行為表現(xiàn)， 您在多大程度上能容忍呢？”。

3.1.3 研究流程

采用單因素組間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)， 自變量為童年父女關(guān)系。采用想象啟動(dòng)范式（DelPriore & Hill， 2013; DelPriore et al.， 2017; DelPriore et al.， 2019）喚起被試對(duì)差/好童年父女關(guān)系的認(rèn)知。在“差童年父女關(guān)系”條件下， 被試被要求認(rèn)真回憶小時(shí)候父親在某個(gè)需要支持或幫助的重要事件中缺席的經(jīng)歷， 并仔細(xì)記錄當(dāng)時(shí)的場(chǎng)景和自己的感受; 隨后閱讀4段材料， 每段材料都描述了父親缺乏對(duì)孩子的理解和關(guān)心， 并且無(wú)視孩子訴求的表現(xiàn)。在“好童年父女關(guān)系”條件下， 被試則被要求回憶小時(shí)候父親在某個(gè)重要事件中對(duì)自己的支持或幫助; 隨后的閱讀材料中則描述了父親理解、關(guān)心孩子， 積極回應(yīng)孩子訴求， 及時(shí)給予孩子鼓勵(lì)和反饋的表現(xiàn)。在閱讀材料過(guò)程中， 要求被試想象自己是材料所描述情境中的孩子， 并仔細(xì)填寫(xiě)自己的感受。通過(guò)預(yù)實(shí)驗(yàn)招募40名被試對(duì)回憶想象材料的啟動(dòng)效果進(jìn)行檢驗(yàn)， “差/好父女關(guān)系”啟動(dòng)組被試在“小時(shí)候感受到很多父愛(ài)”、“小時(shí)候同爸爸關(guān)系親近”、“小時(shí)候爸爸給我很多陪伴”三個(gè)項(xiàng)目上的得分之和差異顯著， t（43） = ?6.69， p < 0.001， 表明該范式的啟動(dòng)效果有效。

在正式實(shí)驗(yàn)時(shí)， 被試先填寫(xiě)人口學(xué)背景信息， 然后被隨機(jī)分至差/好父女關(guān)系啟動(dòng)組， 分別進(jìn)行啟動(dòng)任務(wù)， 之后完成“對(duì)伴侶短期擇偶策略容忍度”的評(píng)估， 并報(bào)告自感配偶價(jià)值以及童年環(huán)境不可預(yù)測(cè)性。實(shí)驗(yàn)完成后， 每位被試會(huì)獲得一定數(shù)額的現(xiàn)金報(bào)酬。

3.2 研究結(jié)果

數(shù)據(jù)采用SPSS v22.0進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

3.2.1 變量間的相關(guān)分析

把各個(gè)變量的構(gòu)成項(xiàng)目相加后計(jì)算均值， 相關(guān)情況如下（見(jiàn)表3）。

3.2.2 童年環(huán)境對(duì)女性戀愛(ài)伴侶短期擇偶策略容忍度的預(yù)測(cè)模型

采用Process 215插件（Hayes & Rockwood， 2016）中的Model 8， 以童年父女關(guān)系作為自變量， 自感配偶價(jià)值作為中介變量， 童年環(huán)境不可預(yù)測(cè)性作為（童年父女關(guān)系和自感配偶價(jià)值間的）調(diào)節(jié)變量， 對(duì)伴侶短期擇偶策略的容忍度作為因變量， 進(jìn)行有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 在中介變量“自感配偶價(jià)值”上， 父女關(guān)系的主效應(yīng)顯著， b = 0.49， se= 0.19， t = 2.61， p = 0.010， 95% CI = [0.12， 0.86]; 童年環(huán)境不可預(yù)測(cè)性的主效應(yīng)不顯著， b = ?0.07， se= 0.09， t = ?0.83， p = 0.405， 95% CI = [?0.24， 0.10]; 童年父女關(guān)系和童年環(huán)境不可預(yù)測(cè)性的交互作用顯著， b = ?0.60， se = 0.17， t = ?3.58， p < 0.001， 95% CI = [?0.94， ?0.27]。

在因變量“對(duì)伴侶的短期擇偶偏好容忍度”上， 女性自感配偶價(jià)值的主效應(yīng)顯著， b = ?0.28， se = 0.09， t = ?2.98， p = 0.003， 95% CI = [?0.46， ?0.09]; 童年父女關(guān)系的主效應(yīng)不顯著， b = ?0.13， se = 0.16， t = ?0.78， p = 0.44， 95% CI = [?0.45， 0.19]; 童年環(huán)境不可預(yù)測(cè)性的主效應(yīng)不顯著， b = 0.08， se = 0.07， t = 1.12， p = 0.26， 95% CI = [?0.06， 0.21]; 童年父女關(guān)系和童年環(huán)境不可預(yù)測(cè)性的交互效應(yīng)不顯著， b= ?0.03， se = 0.15， t = ?0.17， p = 0.87， 95% CI = [?0.32， 0.27]。具體模型見(jiàn)圖3。

對(duì)童年環(huán)境不可預(yù)測(cè)性在童年父女關(guān)系和女性自感配偶價(jià)值間的調(diào)節(jié)效應(yīng)的簡(jiǎn)單斜率分析顯示， 當(dāng)童年環(huán)境不可預(yù)測(cè)性較低（?1 SD）時(shí)， 童年父女關(guān)系越好， 女性對(duì)自身的配偶價(jià)值認(rèn)同度也越高， b = 1.19， se = 0.24， t = 4.88， p < 0.001， 95% CI = [0.71， 1.68]; 當(dāng)童年環(huán)境不可預(yù)測(cè)性較高（+1 SD）時(shí)，女性自感配偶價(jià)值不隨童年父女關(guān)系的變化而改變， b = ?0.21， se = 0.30， t = ?0.72， p = 0.471， 95% CI= [?0.80， 0.37] （具體結(jié)果見(jiàn)圖4）。

中介效應(yīng)分析顯示， 在童年環(huán)境不可預(yù)測(cè)性低（?1 SD）或中等時(shí)， 自感配偶價(jià)值在童年父女關(guān)系和女性對(duì)伴侶短期擇偶策略容忍度之間的中介效應(yīng)成立（具體見(jiàn)表4）。

3.3 討論

在研究1的基礎(chǔ)上， 研究2采用實(shí)驗(yàn)啟動(dòng)的途徑進(jìn)一步支持了研究1中的預(yù)測(cè)模型（假設(shè)1、2、3再次得到驗(yàn)證）。該結(jié)果一方面支持了父親投資理論（Draper & Harpending， 1982; Ellis， 2004）所強(qiáng)調(diào)的童年父女關(guān)系在女性繁衍策略中的核心地位， 進(jìn)一步為母親社會(huì)化假說(shuō)（Lu et al.， 2022）提供了證據(jù)， 同時(shí)也支持了社會(huì)計(jì)量器理論（Kavanagh et al.， 2010）。

4 總討論

本研究通過(guò)兩個(gè)子研究揭示了如下規(guī)律：童年父女關(guān)系和童年環(huán)境的不可預(yù)測(cè)性能夠共同預(yù)測(cè)女性的自感配偶價(jià)值; 當(dāng)童年階段家庭環(huán)境相對(duì)穩(wěn)定（或者說(shuō)家庭環(huán)境的不可預(yù)測(cè)性較低）時(shí)， 童年父女關(guān)系會(huì)通過(guò)女性自感配偶價(jià)值的中介途徑進(jìn)而預(yù)測(cè)其伴侶的短期擇偶策略傾向（或?qū)ζ浒閭H“花心”表現(xiàn)的容忍程度）。

4.1 從童年環(huán)境預(yù)測(cè)女性的配偶價(jià)值

研究1 的結(jié)果顯示， 童年環(huán)境艱苦性在女性

配偶價(jià)值上的主效應(yīng)不顯著， 在童年父女關(guān)系和女性配偶價(jià)值間的調(diào)節(jié)效應(yīng)也不顯著， 由此可見(jiàn)， 童年環(huán)境艱苦性難以預(yù)測(cè)成年女性的自感配偶價(jià)值。此結(jié)果其實(shí)符合之前的預(yù)期， 雖然童年環(huán)境艱苦性能夠預(yù)測(cè)個(gè)體的生命史策略（Belsky et al.， 2012; Schlomer & Sun， 2022）， 但相比于童年環(huán)境的不可預(yù)測(cè)性， 該變量并不能有效地預(yù)測(cè)成年個(gè)體的繁衍策略（Simpson et al.， 2012）， 因此也不能有效預(yù)測(cè)同個(gè)體繁衍策略密切關(guān)聯(lián)的自感配偶價(jià)值。

不管是采取自我評(píng)定量表（研究1）， 還是實(shí)驗(yàn)啟動(dòng)（研究2）， 童年父女關(guān)系和童年環(huán)境不可預(yù)測(cè)性都能夠共同預(yù)測(cè)女性的自感配偶價(jià)值， 在支持研究假設(shè)1的基礎(chǔ)上， 研究1和研究2又進(jìn)一步澄清了童年環(huán)境的不同維度對(duì)女性自感配偶價(jià)值的交互作用機(jī)制（假設(shè)2）。首先， 童年父女關(guān)系會(huì)作用于女性自感配偶價(jià)值， 童年階段所得到的父愛(ài)越少， 女性的自感配偶價(jià)值越低。盡管父親投資理論（Draper & Harpending， 1982; Ellis， 2004）和心理加速理論（Belsky et al.， 1991）都指出童年階段父親投資欠缺對(duì)之后女性繁衍策略的影響， 但并沒(méi)有涉及其對(duì)女性自感配偶價(jià)值的直接影響（James et al.， 2012）， 本研究在綜合童年環(huán)境不同變量的基礎(chǔ)上， 清晰地展現(xiàn)出不同童年環(huán)境變量對(duì)女性自感配偶價(jià)值的預(yù)測(cè)機(jī)制：當(dāng)童年環(huán)境的不可預(yù)測(cè)性較低時(shí)， 或者當(dāng)童年環(huán)境不可預(yù)測(cè)性高并且經(jīng)濟(jì)狀況很糟糕時(shí)， 童年父女關(guān)系才能夠預(yù)測(cè)女性的自感配偶價(jià)值。

出現(xiàn)上述結(jié)果的可能原因在于， 類似于環(huán)境中信息量過(guò)剩而導(dǎo)致的認(rèn)知資源受限（Filippov & Iastrebova， 2010）， 由此引發(fā)某些信息會(huì)被掩蔽或忽視， 對(duì)女性而言， 當(dāng)童年環(huán)境不可預(yù)測(cè)性較高時(shí)， 父女關(guān)系的重要性也會(huì)被遮掩， 因此， 女兒對(duì)父愛(ài)的敏感度降低， 她們的自感配偶價(jià)值也不隨父愛(ài)改變而明顯變化; 反之， 當(dāng)童年環(huán)境不可預(yù)測(cè)性降低時(shí)， 類似于背景環(huán)境中干擾因素減少， 父愛(ài)的重要性也會(huì)凸顯， 由此導(dǎo)致女性自感配偶價(jià)值也隨父愛(ài)的增加而提升。此外， 在童年環(huán)境不可預(yù)測(cè)性和經(jīng)濟(jì)艱苦性均高的情況下， 父女關(guān)系也可以預(yù)測(cè)女性自感配偶價(jià)值， 這其實(shí)意味著當(dāng)環(huán)境非常糟糕時(shí)， 女性對(duì)父愛(ài)的敏感度也會(huì)提升。

基于上述解釋， 結(jié)合父親投資理論（Draper & Harpending， 1982; Ellis， 2004）， 本研究提出針對(duì)女性繁衍策略的“父親投資敏感度限制假說(shuō)”：在童年環(huán)境的不可預(yù)測(cè)性處于較低水平時(shí)， 女兒對(duì)父親投資的敏感度較高， 她們的自感配偶價(jià)值會(huì)隨童年父愛(ài)的增加而上升; 當(dāng)環(huán)境不可預(yù)測(cè)性較高（除非是

不可預(yù)測(cè)性和艱苦性均高的極惡劣環(huán)境）時(shí)， 女兒對(duì)父親投資的敏感性較低， 她們的自感配偶價(jià)值也不再伴隨著童年父愛(ài)的增加而改變。更進(jìn)一步， 結(jié)合母親社會(huì)化假說(shuō)（Lu et al.， 2022）， 本研究初步整合出更具概括意義的“童年環(huán)境社會(huì)化假說(shuō)”：童年環(huán)境可以分為親子關(guān)系、環(huán)境不可預(yù)測(cè)性及艱苦性三種類型， 其中親子關(guān)系和環(huán)境不可預(yù)測(cè)性在塑造個(gè)體的生命史策略中扮演核心角色， 兩者的重要性呈現(xiàn)出相互抑制的趨勢(shì)， 隨著環(huán)境不可預(yù)測(cè)性的降低， 后代對(duì)親子關(guān)系的敏感度會(huì)提升， 反之， 當(dāng)環(huán)境的不可預(yù)測(cè)性較高時(shí)， 后代對(duì)親子關(guān)系的敏感性會(huì)降低; 其中后代同繁衍任務(wù)相關(guān)的生命史策略在被親子關(guān)系塑造的過(guò)程中會(huì)呈現(xiàn)出性別效應(yīng)， 比如女性會(huì)對(duì)童年父女關(guān)系更敏感， 而男性則更容易受到母親影響（Kocsor et al.， 2016）; 環(huán)境艱苦性在上述過(guò)程中扮演著次要角色。當(dāng)然， 上述兩個(gè)假說(shuō)都需進(jìn)一步的研究提供更為廣泛的證據(jù)。

4.2 從童年環(huán)境到女性擁有“花心”男友（對(duì)“花心”男友容忍度）的預(yù)測(cè)機(jī)制

從早期弗洛伊德的精神分析到生命史理論（Roff， 1993）以及在此基礎(chǔ)上提出的心理加速理論（Belsky et al.， 1991）， 都指出童年環(huán)境對(duì)個(gè)體繁衍策略的重要影響， 近年的眾多文獻(xiàn)（Coley et al.， 2009; DelPriore & Hill， 2013; DelPriore et al.， 2017; DelPriore et al.， 2019; James et al.， 2012; Schlomer & Marceau， 2022; Valge et al.， 2022）則進(jìn)一步指出童年父女關(guān)系對(duì)女性自身繁衍策略的深遠(yuǎn)影響， 然而， 在童年父女關(guān)系影響女性繁衍策略的具體路徑上， 現(xiàn)有文獻(xiàn)均沒(méi)有提供答案。

那么， 是否可以從童年環(huán)境的視角預(yù)測(cè)女性擁有“花心”伴侶的概率？本研究的答案是肯定的。研究1和研究2的結(jié)果共同揭示了基于社會(huì)計(jì)量器理論（Kavanagh et al.， 2010）的“童年環(huán)境—女性繁衍策略”預(yù)測(cè)路徑：以自感配偶價(jià)值為權(quán)衡+JcgZnalszdI+w4ysH0MUQ==支點(diǎn)的有調(diào)節(jié)的中介模型， 或者說(shuō)該預(yù)測(cè)機(jī)制通過(guò)“自感配偶價(jià)值”的間接途徑得以實(shí)現(xiàn)。

總之， 本研究結(jié)果一方面支持了社會(huì)計(jì)量器理論（Kavanagh et al.， 2010）， 女性擇偶在本質(zhì)上也是在對(duì)內(nèi)部校準(zhǔn)機(jī)制——自感配偶價(jià)值進(jìn)行估價(jià)的基礎(chǔ)上， 再進(jìn)一步提升或降低對(duì)伴侶的要求， 錨定“合適”的伴侶。更為重要的是， 本研究在融合生命史理論（Roff， 1993）、心理加速理論（Belsky et al.， 1991）、父親投資理論（Draper & Harpending， 1982; Ellis， 2004）的基礎(chǔ)上， 不僅支持了現(xiàn)有圍繞童年父女關(guān)系同女性繁衍策略的系列研究（Coley et al.， 2009; DelPriore & Hill， 2013; DelPriore et al.， 2017; DelPriore et al.， 2019; James et al.， 2012; Valge et al.， 2022; Schlomer & Marceau， 2022）， 還進(jìn)一步指出包括父女關(guān)系在內(nèi)的童年環(huán)境并不僅僅會(huì)對(duì)女性自身繁衍策略產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響， 并且還能夠預(yù)測(cè)她們所擁有的伴侶的繁衍策略偏好， 從而拓寬和深化了童年環(huán)境影響力的可能范圍。尤其要指出的是， 雖然不同于母親社會(huì)化假說(shuō)（Lu et al.， 2022）， 本研究是從父女關(guān)系角度揭示了童年環(huán)境不可預(yù)測(cè)性同女性擇偶機(jī)制間的關(guān)系， 但兩者在本質(zhì)上都印證了在個(gè)體繁衍策略形成過(guò)程中， 童年親子關(guān)系和環(huán)境不可預(yù)測(cè)性之間的交互作用。正是基于此， 本研究提出了針對(duì)女性繁衍策略的“父親投資敏感度限制假說(shuō)”以及更為寬泛意義上的“童年環(huán)境社會(huì)化假說(shuō)”。

4.3 研究的局限性及未來(lái)研究方向

鑒于婚姻關(guān)系會(huì)受到眾多變量（如雙方年齡、經(jīng)濟(jì)地位、教育程度匹配度， 婚姻時(shí)長(zhǎng)等）的干擾， 因此本研究并未涉及到已婚女性， 這也構(gòu)成了本研究的局限性。童年父女關(guān)系對(duì)已婚女性繁衍策略的預(yù)測(cè)或許會(huì)呈現(xiàn)出另外一面、更為復(fù)雜的獨(dú)特性結(jié)論， 比如她們會(huì)如何應(yīng)對(duì)伴侶的“花心”表現(xiàn)， 她們自身的繁衍策略如何受到童年環(huán)境和當(dāng)前婚姻狀況的共同影響等。其次， 在研究1中， 讓女性評(píng)價(jià)其男友的短期擇偶策略時(shí)其準(zhǔn)確度會(huì)受到限制， 在今后的研究中， 可以增加男友對(duì)自己短期擇偶策略的自評(píng)以增強(qiáng)研究結(jié)果的說(shuō)服力。當(dāng)然， 未來(lái)研究更待關(guān)注的重點(diǎn)是如何進(jìn)一步多方位地揭示不同童年環(huán)境變量對(duì)個(gè)體生命史策略的共同影響， 從而為本研究所提出的“父親投資敏感度限制假說(shuō)”和“童年環(huán)境社會(huì)化假說(shuō)”提供更為廣泛的支持證據(jù)。

參 考 文 獻(xiàn)

Belsky， J.， Steinberg， L.， & Draper， S. P. （1991）. Childhood experience， interpersonal development， and reproductive strategy： An evolutionary theory of socialization. Child Development， 62（4）， 647?670.

Belsky， J.， Schlomer， G. L.， & Ellis， B. J. （2012）. Beyond cumulative risk： Distinguishing harshness and unpredictability as determinants of parenting and early life history strategy. Developmental Psychology， 48（3）， 662? 673.

Belsky， J.， Steinberg， L.， Houts， R. M.， & Halpern-Felsher， B. L. （2010）. The development of reproductive strategy in females： Early maternal harshness --> earlier menarche --> increased sexual risk taking. Developmental Psychology， 46（1）， 120?128.

Brase， G. L.， & Guy， E. C. （2004）. The demographics of mate value and self-esteem. Personality and Individual Differences， 36（2）， 471?484.

Bronfenbrenner， U. （2000）. Ecological systems theory. Oxford University Press.

Buss， D. M. （2007）. The evolution of human mating. Acta Psychologica Sinica， 39（3）， 502?512.

Coley， R. L.， Votruba-Drzal， E.， & Schindler， H. S. （2009）. Fathers' and mothers' parenting predicting and responding to adolescent sexual risk behaviors. Child Development， 80（3）， 808?827.

DelPriore， D. J.， & Hill， S. E. （2013）. The effects of paternal disengagement on women's sexual decision making： An experimental approach. Journal of Personality and Social Psychology， 105（2）， 234?246.

DelPriore， D. J.， Schlomer， G. L.， & Ellis， B. J. （2017）. Impact of fathers on parental monitoring of daughters and their affiliation with sexually promiscuous peers： A genetically and environmentally controlled sibling study. Developmental Psychology， 53（7）， 1330?1343.

DelPriore， D. J.， Shakiba， N.， Schlomer， G. L.， Hill， S. E.， & Ellis， B. J. （2019）. The effects of fathers on daughters’ expectations for men. Developmental Psychology， 55（7）， 1523?1536.

Dillon， H. M.， Adair， L. E.， Wang， Z.， & Johnson， Z. （2013）. Slow and steady wins the race： Life history， mate value， and mate settling. Personality and Individual Differences， 55（5）， 612?618.

Draper， P.， & Harpending， H. （1982）. Father absence and reproductive strategy： An evolutionary perspective. Journal of Anthropological Research， 38（3）， 255?273.

Driebe， J. C.， Stern， J.， Penke， L.， & Gerlach， T. M. （2024）. Stability and change of individual differences in ideal partner preferences over 13 years. Personality and Social Psychology Bulletin， 50（8）， 1263?1279.

Eastwick， P. W.， & Finkel， E. J. （2008）. Sex differences in mate preferences revisited： Do people know what they initially desire in a romantic partner？ Journal of Personality and Social Psychology， 94（2）， 245?264.

Edlund， J. E.， & Sagarin， B. J. （2014）. The mate value scale. Personality and Individual Differences， 64， 72?77.

Ellis， B. J. （2004）. Timing of pubertal maturation in girls： An integrated life history approach. Psychological Bulletin， 130（6）， 920?958.

Ellis， B. J.， Figueredo， A. J.， Brumbach， B. H.， & Schlomer， G. L. （2009）. Fundamental dimensions of environmental risk： The impact of harsh versus unpredictable environments on the evolution and development of life history strategies. Human Nature， 20（2）， 204?268.

Figueredo， A. J.， Vásquez， G.， Brumbach， B. H.， Schneider， S.， Sefcek， J. A.， Tal， I. R.， … Jacobs， W. J. （2006）. Consilience and life history theory： From genes to brain to reproductive strategy. Developmental Review， 26（2）， 243? 275.

Figueredo， A. J.， & Wolf， P. S. A. （2009）. Assortative pairing and life history strategy. Human Nature， 20（3）， 317?330.

Filippov， S.， & Iastrebova， K. （2010）. Managing information overload： Organizational perspective. Journal on Innovation and Sustainability， 1（1）， 121?138.

Guardia， A. C. L.， Nelson， J. A.， & Lertora， I. M. （2014）. The impact of father absence on daughter sexual development and behaviors： Implications for professional counselors. The Family Journal， 22（3）， 339?346.

Hayes， A. F.， & Rockwood， N. J. （2016）. Regression-based statistical mediation and moderation analysis in clinical research： Observations， recommendations， and implementation. Behaviour Research and Therapy， 98， 39?57.

Hill， K.， & Kaplan， H. （1999）. Life history traits in humans： Theory and empirical studies. Annual Review of Anthropology， 28（1）， 397?430.

Jackson， J. J.， & Kirkpatrick， L. A. （2007）. The structure and measurement of human mating strategies： Toward a multidimensional model of sociosexuality. Evolution and Human Behavior， 28（6）， 382?391.

James， J.， Ellis， B. J.， Schlomer， G. L.， & Garber， J. （2012）. Sex-specific pathways to early puberty， sexual debut， and sexual risk taking： Tests of an integrated evolutionary- developmental model. Developmental Psychology， 48（3）， 687?702.

Kavanagh， P. S.， Robins， S. C.， & Ellis， B. J. （2010）. The mating sociometer： A regulatory mechanism for mating aspirations. Journal of Personality and Social Psychology， 99（1）， 120?132.

Kenrick， D. T.， Groth， G. E.， Trost， M. R.， & Sadalla， E. K. （1993）. Integrating evolutionary and social exchange perspectives on relationships： Effects of gender， self-appraisal， and involvement level on mate selection criteria. Journal of Personality and Social Psychology， 64（6）， 951?969.

Kirsner， B. R.， Figueredo， A. J.， & Jacobs， W. J. （2003）. Self， friends， and lovers： Structural relations among Beck Depression Inventory scores and perceived mate values. Journal of Affective Disorders， 75（2）， 131?148.

Kocsor， F.， Saxton， T. K.， Láng， A.， & Bereczkei， T. （2016）. Preference for faces resembling opposite-sex parents is moderated by emotional closeness in childhood. Personality and Individual Differences， 96， 23?27.

Lu， H. J.， Liu， Y. Y.， & Chang， L. （2022）. Child attachment in adjusting the species-general contingency between environmental adversities and fast life history strategies. Development and Psychopathology， 34（2）， 719?730.

Lu， H. J.， Zhu， X. Q.， & Chang， L. （2015）. Good genes， good providers， and good fathers： Economic development involved in how women select a mate. Evolutionary Behavioral Science， 9（4）， 215?288.

McDowell， J.， & Starratt， V. G. （2021）. Positive correlation between high mate value and slow life history strategy is moderated by trait heritability. Biodemography and Social Biology， 66（1）， 27?39.

Millar， M.， Westfall， R. S.， & Lovitt， A. （2018）. The influence of mate value on women's desire for long and short-term mates： Implicit responses. Personality and Individual Differences， 130， 36?40.

Mittal， C.， & Griskevicius， V. （2014）. Sense of control under uncertainty depends on people’s childhood environment： A life history theory approach. Journal of Personality and Social Psychology， 107（4）， 621?637.

Oda， R. （2001）. Sexually dimorphic mate preference in Japan： An analysis of lonely hearts advertisements. Human Nature， 12（3）， 191?206.

Park， Y.， & MacDonald， G. （2019）. Consistency between individuals’ past and current romantic partners’ own reports of their personalities. Proceedings of the National Academy of Sciences， 116（26）， 12793?12797.

Regan， P. C. （1998）. What if you can't get what you want？ Willingness to compromise ideal mate selection standards as a function of sex， mate value， and relationship context. Personality and Social Psychology Bulletin， 24（12）， 1294?1303.

Roff， D. （1993）. Evolution of life histories： Theory and analysis. Springer Science & Business Media.

Schlomer， G. L.， & Marceau， K. （2022）. Father absence， age at menarche， and genetic confounding： A replication and extension using a polygenic score. Development and Psychopathology， 34（1）， 355?366.

Schlomer， G. L.， & Sun， Q. （2022）. The influence of harshness and unpredictability on female sexual development： Addressing gene?environment interplay using a polygenic score. Development and Psychopathology， 34（2）， 731?741.

Shackelford， T. K.， Schmitt， D. P.， & Buss， D. M. （2005）. Universal dimensions of human mate preferences. Personality and Individual Differences， 39（2）， 447?458.

Simpson， J. A.， Griskevicius， V.， Kuo， S. I.， Sung， S.， & Collins， W. A. （2012）. Evolution， stress， and sensitive periods： The influence of unpredictability in early versus late childhood on sex and risky behavior. Developmental Psychology， 48（3）， 674?686.

Strouts， P. H.， Brase， G. L.， & Dillon， H. M. （2017）. Personality and evolutionary strategies： The relationships between HEXACO traits， mate value， life history strategy， and sociosexuality. Personality and Individual Differences， 115， 128?132.

Tadinac， M.， & Hromatko， I. （2007）. Own mate value and relative importance of a potential mate's qualities. Studia Psychologica， 49（3）， 251?264.

Trivers， R. L. （1972）. Parental investment and sexual selection. In B. Campbell （Ed.）， Sexual selection and the descent of man：1871-1971 （pp.136?179）. Chicago： Aldine.

Valge， M.， Meitern， R.， & Horak， P. （2022）. Pubertal maturation is independent of family structure but daughters of divorced （but not dead） fathers start reproduction earlier. Evolution and Human Behavior， 43（2）， 107?114.

White， A. E.， Li， Y. J.， Griskevicius， V.， Neuberg， S. L.， & Kenrick， D. T. （2013）. Putting all your eggs in one basket： Life-history strategies， bet hedging， and diversification. Psychological Science， 24（5）， 715?722.

Williams， M.， & Sulikowski， D. （2020）. Implicit and explicit compromises in long-term partner choice. Personality and Individual Differences， 166， 110226.

Young， E. S.， Griskevicius， V.， Simpson， J. A.， Waters， T. E. A.， & Mittal， C. （2018）. Can an unpredictable childhood environment enhance working memory？ Testing the sensitized-specialization hypothesis. Journal of Personality and Social Psychology， 114（6）， 891?908.

How to predict whether her romantic partner will be a playboy？ The predictive roles of childhood environments on women’s romantic partners’ short-term mating preferences

Abstract

Drawing on Life History Theory and Paternal Investment Theory， it can be inferred that childhood environments， which include harshness， unpredictability， and parent-offspring relationships， can predict offspring’s reproductive strategies as adults. Moreover， according to Parental Investment Theory， it is generally observed that males prefer short-term mating strategies while females opt for long-term mating strategies. However， in practice， some women still choose or have romantic partners who exhibit a preference for short-term mating strategy. An intriguing question arising from this observation is whether it can be predicted from childhood environments how some women eventually have romantic partners with a higher level of short-term mating strategy. To date， few existing literatures have explored this topic.

This research aims to explore the aforementioned question based on Life History Theory and its derivative， Paternal Investment Theory. In Study 1， questionnaires were collected online from 250 female participants （Mage= 22.75， SD = 2.50） who had romantic experiences. Data were analyzed using SPSS v22.0 and PROCESS 21.5 （Model 10）. Results indicated that childhood unpredictability significantly moderated the relationship between childhood father-daughter relationships and adult females’ perceived mate value. Additionally， females’ perceived mate value mediated the relationship between the father-daughter relationship in childhood and their romantic partners’ short-term mating preferences， but only under conditions of stability （low levels of childhood unpredictability regardless of childhood harshness） or severe adversity （high levels of both unpredictability and harshness）.

In Study 2， experimental priming of the childhood father-daughter relationship was employed with 169 unmarried female participants （Mage = 21.43， SD = 2.04）. The variable of childhood harshness was excluded due to its insignificant main and interactive effects observed in Study 1. Results （PROCESS 21.5， Model 8） from Study 2 demonstrated that childhood unpredictability moderated the relationship between the childhood father-daughter relationship and females’ perceived mate value， corroborating the findings from Study 1. Furthermore， results supported the mediating role of females’ perceived mate value in the relationship between childhood father-daughter relationships and participants’ tolerance of their romantic partners’ short-term mating preferences， but only under conditions where the level of childhood unpredictability ranged from low to moderate.

Conclusion： The childhood father-daughter relationship and childhood unpredictability can predict adult females’ perceived mate value interactively. Additionally， females’ childhood father-daughter relationship can predict their romantic partners’ short-term mating preferences through the mediating role of women’s perceived mate value， albeit under restricted conditions. Based on these findings， the “Daughter’s Conditional Sensitivity to Paternal Investment Hypothesis” and the “Childhood Environments Socialization Hypothesis” are proposed to explain how childhood experiences socialize individuals’ life history strategies.

Keywords life history theory， paternal investment theory， maternal socialization hypothesis， perceived mate value， short-term mating preference