二孩父母協同養育量表的編制及信效度檢驗

摘要：目的：編制適用于評價二孩父母協同養育的量表，并進行信效度檢驗;方法：在查閱文獻基礎上，進行訪談和專家咨詢，以莆田市城廂區、仙游縣11個小區150個二孩家庭的父母為對象，對其進行問卷預調查，并通過皮爾遜相關分析、探索性因素分析等方法進行問卷分析。結果：問卷總Cronbach’s α系數為0.939，內容效度為0.94，重測信度為0.941，形成包括情感凝聚、行為支持和養育破壞三個維度、共20個條目的二孩父母協同養育問卷。結論：二孩父母協同養育問卷具有良好的信度和效度，可用于測量二孩家庭父母協同養育情況。

關鍵詞：二孩父母; 協同養育;問卷;信度;效度

中圖分類號：G78，G44 文獻標識碼：A

一、問題提出

協同養育（co-parenting），也叫共同養育[1]、“協同教養”，是近二十年來隨著家庭系統理論發展而起的親職范圍的研究內容，指在教養兒童的過程中，所有承擔兒童教養責任的成人相互協作的共同活動[2]。從家庭系統理論角度，協同養育不同于婚姻子系統以關注配福祉為基礎，也不同于親子子系統關注兒健康福祉為基礎[3]，作為父、母、子三方協作系統，它考察的是父母養育一致性，以兒童為中心的合作、協調的養育活動對兒童發展所產生的影響[1]。協同養育最早源于對離婚家庭中離異父母對孩子的競爭-沖突養育行為的研究，而后發展至完整家庭中父母協同養育、擴展家庭中祖輩與父母的協同養育行為[1]。隨社會政治、經濟快速發展與變動，家庭結構與模式也發生較大變化，目前協同養育主體擴展至單親家庭、流守兒童等由父母和祖輩或其他人員共同構成的聯盟。本研究協同養育特指核心家庭父母雙方間的養育行為。

國外對協同養育有相對成熟的研究，在探討協同養育的內外結構與內涵[4] [5]外，國外學者也提出了不同維度的測量方法和維度與指標。如有學者從父母支持程度出發，將協同養育行為分為家庭凝聚力、貶抑、沖突、鞏固四個方面[5];也有從協同養育行為分為支持和不支持兩個維度[6];Margolin等人則在前人研究基礎上加上父母子三邊關系互動的影響，提出將協同養育分為沖突、合作與三邊關系等維度[7];Van Egeren 和 Hawkins則將協同養育行為養育團結、養育支持、養育損害和和分擔養育責任四個維度[4]。國內對協同教養的研究主要集中在協同養育與兒童發展關系的理論探討[1][8]和部分實證研究[9] [10]，研究也有聚焦協同養育量表的修訂，如劉暢等人將協同養育分為團結、一致、沖突和貶低四個維度[2]。分析已有研究理論，發現協同養育評估多圍繞養育行為和養育情感兩個屬性考量，如養育行為上考量父母協同養育行為上的支持和沖突程度，情感上則考量父母子三邊上的凝聚或離散程度。

協同養育作為家庭當中一個指向兒童發展的獨特的子系統，對兒童的適應發展有著直接效應、間接效應和中介效應影響 [1]。共同養育質量對兒童一生的發展都有著重要的作用，積極良好的共同養育將有益于親子依戀、同胞關系的發展[9]，也有利于兒童社會社會性和社會能力的發展。消極的協同養育行為能獨立預測兒童的內顯和外顯的問題行為。

2016年1月，全面二孩政策在全國范圍內的實施，使得更多家庭迎來二孩，而隨之出現的頭胎兒童面對父母要二孩的事實出現種種過激反應的報道屢見報端①。如何幫助頭胎兒童更好適應家庭新成員、幫助孩子建立和諧同胞關系等二胎養育話題則成為探討焦點。家庭系統理論認為，家庭子系統的變動會影響到家庭系統及其他子系統的運作。較之一孩家庭，二孩家庭父母的養育環境發生較大改變。二孩的到來，使得父母面對新的挑戰，父母雙方需要重新分工、調整養育模式;同時，家庭系統出現新的子系統——同胞關系，父母養育又添關注點——同胞關系，這是否會影響到父母的協同養育行為？二孩父母協同養育的質量對頭胎兒童對手足的接納、積極同胞關系的建立都有直接或間接的關系，因此，對其研究有實踐的價值。本研究旨在編制適用于測量二孩父母協同養育的量表，以期為進一步研究二孩家庭父母養育提供客觀評價指標。

二、研究對象與方法

（一）研究對象

首先，采取便利方法，從社區及同事中選取8名二孩父母作為樣本一，進行訪談，以了解其對協同養育的認識及具體內容，便于問卷項目的擬定。選取11個小區150個二孩家庭的父母作為樣本二，用于編制問卷。

（二）研究方法

1、 量表編制：在前期訪談和查閱文獻[2][11]的基礎上，初擬項目28條。在此基礎上，邀請長期從事兒童心理、家庭教育、兒童社會性發展和教育統計領域研究的五名專家對量表進行兩輪評定，專家工作年限≥15年，且均為副教授級別及以上。專家根據條目內容對二孩父母協同養育量表的相關性進行評分，按照Likert4級評分法，其中無相關計1分，弱相關計2分，較強相關計3分，強相關計4分。在專家意見下，刪掉與其他條目區分度較小的八個項目，形成初始量表，共20個條目。

2、預調查：采用便利抽樣法選取25名二孩父母，采用初始量表進行協同養育度小樣預調查，以測查量表項目表述及語義表述的準確性。根據調查反饋，修整問卷4個項目。隨后，在2018年9月至12月期間，便利選取莆田市城廂區、仙游縣11個小區150個二孩家庭的父母進行初稿預調查。

（三）統計方法

采用spss19.0對數據進行相關分析、主成分分析和信效度分析。

三、研究結果

（一）一般資料表

調查對象中，父親26人（17.3%），母親124人（82.7%）;年齡21-45歲;學歷大專及以下124人（82.6%），大學22人（14.7%），碩士及以上4人（2.7%），二孩間年齡差跟1～3歲57人（38.3%），3～5歲40人（40%），5歲及以上53人（35.3%）;二孩性別中，異性組合81例（54%），同性組合69例（46%）;二孩間關系親密友好者99例（66%），競爭沖突型51例（34%）;頭胎氣質類型難養30例（20%），易養43例（28.73%），混合型77例（51.3%）;二胎氣質類型難養29例（19.3%），易養44（29.3%），混合型77例（51.3%）;主觀經濟收入充裕型12例（8%），夠用115例（76.7%），低收入23例（15.3%）。

（二）量表預調查

1.項目分析

對項目進行分析后，發現項目一“我配偶會用身體語言向孩子表示親昵（如擁抱、親吻）”刪除后，其同質性檢驗Cronbach’s α系數由0.938升為0.939，因此予以刪除該題項，保留其余20個項目。

2.效度檢驗

（1）內容效度：采用內容效度指數檢驗量表的內容效度。項目水平效度（I-CVI）為0.8～1，量表內容效度為（S-CVI）為 0.94，均大于0.75，說明此量表的各項目能較好地支持二孩父母協同養育的情況。

（2）結構效度：情感凝聚維度各條目（條目1至條目4）與總分間的相關程度0.654～0.705，行為支持維度條目（條目6至條目11）與量表總分間相關程度為0.705～0.777，養育破壞維度各條目（條目12至條目20）與量表總分相關程度0.588～0.718。各維度與總量表之間的相關系數為0.806～0.865，具體見表1。對數據進行探索性因素分析，結果顯示：KMO=0.909，Bartlett球形檢驗的結果為2444.949，（自由度為190，P<0.001），說明該樣本適合進行探索性因素分析。根據主成分分析法和方差最大化正交旋轉法，提取特征值大于1的三個因素，累計解釋率為69.223%，見表2。同時碎石圖檢驗發現，第3個因子后開始平穩下降，因此確定3個因子，見圖1。最終，形成包含20個條目、3個維度的量表，即情感凝聚、行為支持和養育破壞3個維度。

3.信度檢驗：對樣本二所得數據進行信度與效度分析，結果顯示：問卷總Cronbach’s α系數為0.939，總折半系數為0.697;各維度的Cronbach’s α系數為0.871～0.936，折半系數為0.816～0.909，具體見表3。重測信度為0.941，各維度重測信度0.867～0.912。

四、討論

本研究編制用于測量二胎父母協同養育行為的量表，具有良好的信效度。項目水平效度（I-CVI）和量表內容效度為（S-CVI）均大于0.75，說明此量表具有較好的內容效度。根據主成分分析法，提取特征值大于1的三個因素，分別命名為情感凝聚、行為支持和養育破壞，累計解釋率為69.223%，說明該明具有較好的結構效度。預調查數據顯示，量表總Cronbach’s α系數為0.939，總折半系數為0.697，各維度的Cronbach’s α系數為0.871～0.936，折半系數為0.816～0.909，表明該量表的內在一致性較好;重測信度為0.941，各維度重測信度0.867～0.912，表明該量表具有較好的穩定性。同時，本量表20個條目，數量適中，易于操作，適用于二孩父母協同養育的測量。

五、小結

二孩家庭養育是全面二孩政策之后熱議的話題。協同養育作為體現養育者養育行為相互協作的活動，不僅影響著養育者對養育壓力的感知，也深刻影響著不同階段的兒童社會適應性發展，更影響著同胞關系的質量。對二孩父母協同養育行為的考察具有現實意義。本研究編制的量表信效度良好，可以客觀評估二孩父母協同養育行為，探索影響同胞關系的因素，為二孩父母養育提供理論依據。但因條件有限，本研究取樣僅限莆田市且數量有限，有待擴大取樣進一步驗證。

注釋

1、夫妻雙方為生二寶，向女兒寫保證書保證“永遠第一喜歡我家大寶”（《廣州日報》2015 年 01 月 31 日的報道）

2、8歲兒子在父母二胎后由乖巧聽話變成行為出格，打罵妹妹 （來源：《東南網》2015 年 02 月 14 日的報道）

參考文獻：

[1] 王爭艷，程南華.共同養育研究及對兒童適應的影響[J].心理科學進展，2014， 22（6）：889–901

[2] 劉暢，伍新春，陳玲玲.父母協同教養問卷中文版的修訂及其信效度檢驗[J].中國臨床心理學雜志， 2014，22（4）：727-730

[3]陳斌斌，施澤藝.二胎家庭的父母養育[J].心理科學進展， 2017， Vol. 25， No. 7， 1172–1181.

[4] Van Egeren， L. A.， & Hawkins， D. P. Coming to terms with coparenting： Implications of definition and measurement. Journal of Adult Development， 2004，11（3）， 165–178.

[5]Mc Hale， J.P. Coparenting and triadic interactions during infancy： The roles of marital distress and child gender. Developmental Psychology， 31（6）， 985–996.

[6]Belsky， J.， Putnam， S.， & Crnic， K. Coparenting， parenting and early emotional ?development. New Directions for Child and Adolescent Development， 1996（74）， 45–55.

[7] Margolin，G， Gordis， E.B.& John， R. S. Co-parenting： A link between marital conflict and parenting in two-parent families[J].Journal of Family Psychology，2001， 15（1）， 3–21.

[8] 劉暢，伍新春，鄒盛奇.父母協同教養及其對兒童發展的影響[J].北京師范大學學報：社會科學學版，2017.262（4）：15-25

[9]邢淑芬.梁熙岳.建宏.王爭艷.祖輩共同養育背景下多重依戀關系及對幼兒社會-情緒性發展的影響[J].心理學報， 2016，48（05）：518-528

[10]鄒萍.父母共同養育行為及其對小學生人格發展的影響[D].遼寧師范大學，2007

[11]劉暢，伍新春，鄒盛奇.父母協同教養問卷青少年評定版的修訂及其信效度檢驗[J].中國臨床心理學雜志，2017，25（5）：845-849

作者簡介：

任秀瓊（1982-），女，福建莆田人，莆田學院教師，講師，碩士研究生，主要研究方向：學前兒童游戲; 學前兒童語言;家庭教育。

基金項目： 2017年福建省中青年教師教育科研社科項目《全面二孩政策下大寶社會性發展研究》（編號JAS170438）