父親協同教養對兒童學校適應的影響：父子依戀的中介作用*

謝瑞波 王 蝶 丁 菀 李偉健 李新宇

(浙江師范大學教師教育學院，金華 321004)

1 引言

學校適應是兒童在學校背景下愉快地參與學校活動并取得學業成功的程度（Ladd, Kochenderfer, &Coleman, 1997）。研究者通常從積極和消極兩方面來考察兒童的學校適應，積極方面是指兒童的社會能力，包括人際技能、自我管理技能和學業技能等內容；消極方面是指兒童的反社會行為，包括敵意、攻擊和破壞等內容（李輝, 胡金連, 方曉義, 藺秀云, 2009）。良好的學校適應有利于兒童學業的順利完成、同伴關系的維系和社會價值的獲得等社會性能力的培養（Gilliam & Zigler, 2000）。然而，目前我國小學兒童的學校適應不良問題較為普遍（盧富榮, 劉丹丹, 李杜芳, 王耘, 2018），其中嚴重適應不良的兒童占7%至12%，輕度適應不良兒童的占比高達20%至42%（高麗, 于冬, 2010）。因此，深入考察小學兒童學校適應的影響因素及其內在機制具有重要意義。

已有研究考察了影響兒童學校適應的個體人格特質（陳英敏等, 2019）、學校氛圍（張光珍, 梁宗保, 鄧慧華, 陸祖宏, 2014）、師生關系（熊紅星,劉凱文, 張璟, 2020）和親子關系（凌輝, 黎任水, 張建人, 李光程, 皮丹丹, 2019）等因素的作用，尚未有研究從父親視角出發，考察父親教養對兒童學校適應的影響及機制。相比于母親在兒童情緒發展中的“心靈港灣”作用（Qu et al., 2020），父親作為兒童的“安全基地”，對兒童學校適應等社會性能力的發展可能具有更加重要的作用（Leidy,Schofield, & Parke, 2013）。以往研究發現，父親教養對于兒童完成從家庭內部走向外部世界的轉變至關重要（B?gels & Phares, 2008）。然而，在家庭教育中，母親一直以來被認為是教養孩子的主體，父親更多是通過協同配合母親的方式教養孩子（Carlson & Magnuson, 2011），因此，父親教養常常受到忽視。Maccoby，Depner和Mnookin（1990）針對離婚后父母如何繼續共同養育孩子的問題，首次提出了“協同教養”一詞（Maccoby et al., 1990），研究者開始關注離婚父親對孩子的教養職責。此后，McHale和Kuersten-Hogan（2004）將協同教養遷移到非離婚的普通雙親家庭中，由此長期被忽視的父親協同教養開始受到重視。父母協同教養屬于由父、母、子三方共同組成的協同教養子系統，具體是指在教養兒童的過程中，家庭中承擔教養責任的成人（父親和母親）相互協作所構成的聯盟（劉暢, 伍新春, 2015; McHale, Lauretti,Talbot, & Pouquett, 2002），也是承擔父母角色的個體相互作用的方式（Feinberg, 2003）。父親協同教養特指父親在教養孩子的過程中所表現出來的支持或破壞母親教養目標或行為的總和（劉暢, 伍新春, 2015; McHale, Kuersten-Hogan, Lauretti, &Rasmussen, 2000）。McHale（1997）提出可以從團結、一致、沖突與貶低四個維度對其進行考察。其中，團結和一致行為是積極的協同教養行為，沖突和貶低行為則是消極的協同教養行為（黃彬彬, 鄒盛奇, 伍新春, 劉暢, 2019）。

父親協同教養對兒童學校適應可能具有重要影響。模仿學習理論認為，兒童通過觀察父親對母親的行為反應而學習了某種特殊的反應方式（Maccoby, 1992）。在父親協同教養過程中，如果父親支持母親的教養決策，則能夠為孩子樹立良好的榜樣，孩子可能會將通過模仿學習到的團結合作的應對方式和交往模式運用到自我管理和與他人的交往中，從而促進兒童的學校適應；相反，如果父親在與母親的協同教養中表現出更多的沖突或貶損，則會給孩子提供不良示范，兒童在學校中可能會出現更多的敵意、反社會行為和破壞行為，從而出現學校適應不良（Stright &Bales, 2003; Teubert & Pinquart, 2010）。然而，我國少有實證研究檢驗父親協同教養對兒童學校適應的影響。因此，本研究將從積極和消極協同教養兩方面系統考察父親協同教養對兒童社會能力和反社會行為等學校適應的影響。

父親協同教養除了通過模仿學習機制直接影響兒童學校適應外，還可能通過家庭系統間的溢出效應間接影響兒童學校適應，即協同教養子系統（父親協同教養）通過父子子系統（父子依戀）間接影響兒童學校適應。家庭系統理論認為，家庭是由相互作用的多個子系統組成（Minuchin,1985）。溢出假說進一步指出，一個“好的”或“差的”家庭子系統可能會溢出到另一個家庭子系統當中（Erel & Burman, 1995; Minuchin, 1985）。因此，由父、母、子組成的三元協同教養子系統，可能會溢出影響父子二元子系統（父子依戀），進而影響兒童的學校適應。基于依戀理論，兒童在與父母的廣泛接觸和互動交流中形成了親子依戀關系（Ma & Huebner, 2008）。父子依戀關系的形成和發展會受到父親協同教養的影響（黃彬彬等, 2019; Zou, Wu, & Li, 2020），而這種依戀關系又會影響兒童未來的學業技能和人際關系等社會性發展（王爭艷, 劉迎澤, 楊葉, 2005; Neppl,Wedmore, Senia, Jeon, & Diggs, 2019）。研究表明，父母之間的合作與積極互動能夠促進兒童對父親或母親的安全感的建立，從而提高親子依戀質量；而父母的分歧和爭論會引起兒童的內部失調及對家庭的不安全感，從而降低親子依戀程度（Caldera & Lindsey, 2006; Parry, Davies, Sturge-Apple, & Coe, 2020）。另有研究指出，父親積極協同教養能正向預測父子依戀（Zou et al., 2020）。此外，較好的父子依戀可以正向預測兒童的社會能力（Zhang, 2013），較差的父子依戀可負向預測學齡兒童在校的課堂參與（McHale, Fivaz-Depeursinge,Dickstein, Robertson, & Daley, 2008）。因此本研究推測，父親協同教養可能會通過父子依戀影響兒童的學校適應。

綜上，本研究擬以我國小學兒童為研究對象，檢驗父親的積極和消極協同教養對兒童學校適應的預測作用，并考察父子依戀在二者之間的中介作用。考慮到兒童性別（McKinney, Milone, &Renk, 2011）和家庭經濟狀況（Mack & Gee, 2018）可能會影響兒童學校適應，本研究將兒童的性別和家庭社會經濟地位變量納入模型進行控制，并提出如下假設模型。見圖1。

圖1 研究假設模型

2 研究方法

2.1 被試

采用整群抽樣法，選取了安徽省宿州市三所小學中892名四年級學生為被試，被試年齡為9～11歲，平均年齡為9.54歲（SD=0.72歲），其中男生540名，女生342名，未報告性別的兒童10名。

2.2 研究工具

2.2.1 父親協同教養問卷

采用McHale（1997）編制，劉暢、伍新春和鄒盛奇（2017）修訂的父母協同教養問卷青少年評價版中的父親卷。問卷包括29個項目，分為團結、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”，每個維度得分越高表示該行為越多。本研究中，父親協同教養問卷各維度的Cronbach’s α系數在0.92和0.95之間，驗證性因素分析表明：χ2/df=6.449，CFI=0.907，TLI=0.899，RMSEA=0.078。

2.2.2 父子依戀問卷

采用由Armsden和Greenberg（1987）編制，金燦燦、鄒泓、曾榮和竇東徽（2010）修訂的父子依戀分問卷。分問卷包括15個項目，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得分之和減去疏離維度的得分。本研究中，父子依戀問卷的Cronbach’s α系數為0.81，驗證性因素分析表明：χ2/df=4.212，CFI=0.953，TLI=0.938，RMSEA=0.060。

2.2.3 中小學生學校適應行為量表

采用Merrel（1998）編制，藺秀云、方曉義、李輝、劉朝瑩和楊志穩（2006）修訂的中小學生學校適應行為量表，共65個項目，包括社會能力與反社會行為兩個方面。其中社會能力包括人際技能、自我管理技能和學業技能三個維度；反社會行為包括敵意（易怒）、反社會（攻擊）和破壞（苛求）三個維度。采用5點計分，1表示“從未發生”，5表示“經常發生”。本研究中，該量表中各維度的Cronbach’s α系數在0.81和0.90之間，驗證性因素分析表明：χ2/df=3.258，CFI=0.865，TLI=0.856，RMSEA=0.050。

2.3 研究過程與數據處理

在測試之前，本研究已得到校長和老師的同意，并征得兒童父母的書面同意。所有問卷均采用團體測試，每個班級的施測均由經過專業培訓的心理學研究生擔任主試，并在班主任的協助下施測。數據回收后，采用SPSS25.0和Mplus8.0進行統計分析。

2.4 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的主成分因素分析（周浩, 龍立榮,2004）。結果發現，特征根大于1的因子有16個，第一個因子的變異解釋率為20.95%，低于40%的臨界標準，可認為本研究不存在明顯的共同方法偏差問題。

3 結果

3.1 父親協同教養、父子依戀與兒童學校適應之間的相關分析

相關分析結果表明（見表1），父親積極協同教養各維度與父子依戀、兒童社會能力各維度呈顯著正相關，與兒童反社會行為各維度呈顯著負相關，與父親消極協同教養各維度的相關不顯著；父親消極協同教養各維度與兒童反社會行為各維度呈顯著正相關，與父子依戀、兒童社會能力各維度呈顯著負相關；父子依戀與兒童社會能力各維度呈顯著正相關，與兒童反社會行為各維度呈顯著負相關。

表1 各變量的描述性統計和相關系數

3.2 父子依戀在父親協同教養與兒童學校適應之間的中介作用檢驗

在進行中介效應檢驗之前，本研究控制了兒童性別和家庭社會經濟地位，以父親協同教養為自變量，兒童社會能力和反社會行為為因變量，檢驗父親協同教養對兒童社會能力和反社會行為的直接效應。結果顯示，模型擬合良好（χ2/df=3.751, CFI=0.979, TLI=0.970, RMSEA=0.056）；父親積極協同教養正向預測兒童社會能力（β=0.49,p<0.001），負向預測兒童反社會行為（β=?0.22,p<0.001）；父親消極協同教養正向預測兒童反社會行為（β=0.54,p<0.001），負向預測兒童社會能力（β=?0.10,p<0.05）。

為進一步考察父親協同教養對兒童學校適應的作用機制，本研究以直接效應模型為基礎，將父子依戀作為中介變量納入模型中進行檢驗（見圖2）。結果顯示，模型擬合良好（χ2/df=3.918, CFI=0.975, TLI=0.965, RMSEA=0.057）；父親積極協同教養正向預測兒童社會能力和父子依戀（β=0.41,p<0.001; β=0.55,p<0.001），對兒童反社會行為的預測作用不顯著（β=0.003,p>0.05）；父親消極協同教養負向預測兒童社會能力和父子依戀（β=?0.18,p<0.001; β=?0.27,p<0.001），正向預測兒童反社會行為（β=0.49,p<0.001）；父子依戀正向預測兒童社會能力（β=0.14,p<0.01），負向預測兒童反社會行為（β=?0.19,p<0.001）。此外，性別（男=0,女=1）僅對兒童社會能力具有顯著的預測作用（β=0.07,p=0.04），家庭社會經濟地位對兒童學校適應無預測作用（ps>0.05）。

圖2 父子依戀在父親協同教養與兒童學校適應之間的中介模型

采用偏差校正百分位Bootstrap檢驗，進行中介效應分析（溫忠麟, 葉寶娟, 2014）。結果顯示（見表2），父子依戀在父親積極和消極協同教養與兒童社會能力間的中介效應的95%置信區間分別為[0.03, 0.12]和[?0.06, ?0.01]，均不包含0，中介效應顯著；父子依戀在父親積極和消極協同教養與兒童反社會行為間的中介效應的95%置信區間分別為[?0.16, ?0.06]和[0.03, 0.08]，均不包含0，中介效應顯著。說明父子依戀在父親積極和消極協同教養與兒童學校適應之間均起中介作用。

表2 對中介效應的顯著性檢驗及中介效應值

4 討論

本研究通過構建結構方程模型，考察了父親協同教養對兒童學校適應的影響及其機制。對直接效應模型的檢驗發現：父親積極協同教養顯著正向預測兒童社會能力，顯著負向預測兒童反社會行為；父親消極協同教養顯著正向預測兒童反社會行為，顯著負向預測兒童的社會能力。在協同教養過程中，如果父親支持母親的教養決策，與母親表現出一致的教養行為，會對兒童產生積極的影響，兒童在學校里將出現更高的社會能力和更少的反社會行為。相反，如果父親與母親協同教養過程中，表現出更多的沖突或貶損，會對兒童產生消極影響，兒童在學校里則會出現更低的社會能力和更多的反社會行為。結果支持了Feinberg（2003）的協同教養生態模型，表明父親協同教養對兒童學校適應具有重要影響。此外，本研究結果還支持和推進了模仿學習理論在家庭教育中的適用性。模仿學習理論認為，父親在協同教養中展現出來的積極行為會為兒童提供榜樣作用（Wiese & Freund, 2011），兒童可通過觀察學習父親（榜樣）良好的社會交往技能，從而促進兒童社會能力的發展；相反，父親在協同教養中表現出來的消極行為會為兒童提供不良示范作用，兒童可能通過觀察模仿父親處理問題時使用的沖突或暴力行為模式，內化并遷移到與同伴和教師的相處之中，阻礙社會能力的發展，且出現更多的反社會行為。

此外，本研究還發現父子依戀在父親協同教養與兒童學校適應之間起中介作用。當父親協同教養越積極（團結、一致），兒童的父子依戀程度越高，更能夠促進兒童社會能力發展和抑制兒童反社會行為；相反，父親協同教養越消極（沖突、貶低），兒童父子依戀程度越低，會抑制兒童社會能力的發展并引發兒童更多的反社會行為。這一結果說明家庭系統中的協同教養子系統的行為可以溢出轉移到父子子系統，即父親協同教養可以通過父子依戀影響兒童學校適應，支持了家庭系統理論的溢出假說（Erel & Burman, 1995;Minuchin, 1985）。此外，本研究結果還為Bowlby（1977）的依戀理論提供了支持，具體而言，父親在協同教養過程中表現出團結、一致等積極行為提高了家庭凝聚力，有利于父子依戀關系的建立（McHale, 1997; Neppl et al., 2019），進而促進兒童學校適應；相反，父親出現與母親發生沖突或貶低母親等消極行為，會在一定程度上削弱父親的可靠性和權威性（劉暢, 伍新春, 陳玲玲, 2014;Martin, Sturge-Apple, Davies, Romero, & Buckholz,2017），不利于父子依戀關系的發展，進而阻礙兒童學校適應。

本研究從父親視角出發揭示了父親協同教養對兒童學校適應的影響，及父子依戀在其中的中介效應，不僅具有重要的理論價值，支持了協同教養生態模型、模仿學習理論和依戀理論，還具有十分重要的實踐意義。本研究結果解釋了實際生活中常見的現象?經常在孩子面前，指責和貶低妻子的父親往往會培養出攻擊性強和沒有安全感的孩子，而尊重理解妻子的父親會培養出自律且有責任感的孩子，正所謂“有其父，必有其子”。因此，在養育孩子過程中，父親要提高協同教養水平，盡量避免貶低母親或與母親發生沖突；在孩子面前盡量支持母親的教養決策，表現出與母親一致的教養行為，發揮父親在兒童教養中的積極作用。此外，本研究發現家庭因素是影響兒童學校適應的重要因素之一。因此，當兒童在學校生活中出現適應不良時，父親可以在家庭教育中表現出更多的積極協同教養行為，提高父子依戀程度，從而改善兒童學校適應不良狀況，提升兒童心理健康水平。

本研究還存在一些不足，未來研究有待進一步完善。第一，雖然父親對兒童社會能力和反社會行為的影響可能會更高，但是本研究中并沒有將母親納入模型中進行檢驗和對比，未來研究可以考慮同時考察并比較父親和母親協同教養對兒童學校適應的影響。第二，本研究中父親積極協同教養和消極協同教養之間相關不顯著，可能的原因是有些家庭中父親的積極協同教養和消極協同教養之間是拮抗關系，而有些家庭中父親既采取積極協同教養也會使用消極協同教養。未來研究可考慮區分父親協同教養的具體類別，進一步深入考察不同類別的父親協同教養對兒童學校適應的影響。第三，研究對象均為四年級小學生，樣本代表性有限，未來研究可以跨年級采集各個階段兒童學校適應的數據，進一步提高研究結果的可推廣性。第四，本研究采用橫斷研究設計，難以說明變量之間的因果關系，未來研究可以通過縱向研究設計和交叉滯后分析，進一步考察父親協同教養與兒童學校適應之間的因果關系。

5 結論

（1）父親積極協同教養能直接促進兒童社會能力，父親消極協同教養能直接增加兒童反社會行為，也能直接阻礙兒童社會能力發展。（2）父親積極和消極協同教養都能通過父子依戀的中介作用預測兒童的社會能力和反社會行為。