何慧华 陈迎新 蒋 琴 姜 露

(上海师范大学学前教育学院，上海 200234)

根据家庭系统理论，父子关系属于亲子关系网络，和父亲养育以及父母关系相互作用，共同影响儿童发展（Christopher et al., 2015）。近十年来关于父母关系、父子依恋、父亲参与的研究证明，父亲与幼儿的问题行为、认知水平、社会-情绪能力发展等都关系密切（Cano et al., 2019; Zhang et al., 2021）。“三孩”政策背景下，父亲越来越被期待参与到婴幼儿的日常照护和高质量陪伴中，以有效缓解双职工家庭母亲的养育压力。因此，进一步理解父亲在家庭养育和促进儿童发展过程中的作用机制具有重要的研究价值和实践意义。

社会-情绪能力是指个体有效应用必要知识、技能和态度从而识别和管理情绪，建立关系，解决人际问题，做出适当行为的社会性和情绪能力（Wang et al., 2019）。Carter等人（2003）提出了婴幼儿阶段的社会-情绪能力模型，包括依从性、注意力、模仿或游戏、求精动机、移情和亲社会同伴关系六个维度。在个体发展早期，社会-情绪能力的发展可能存在年龄和性别差异，甚至交互作用，比如，出生第一年的女孩比男孩会表现出更强的社会取向反应（Barbu et al., 2011）。虽然先行研究未能就年龄与性别差异达成共识，但关于家庭养育对婴幼儿社会情绪能力的影响，结论较为一致。作为家庭系统的子系统，夫妻关系可以直接预测婴幼儿的心理适应和社会-情绪能力（Abuhammad et al., 2020）。作为夫妻关系的关键因子，婚姻满意度是夫妻双方对夫妻关系的主观反馈与评价（Bernier et al., 2014）。若夫妻对双方关系的主观评价较低，则会产生敌意、愤怒情绪和情感疏远等问题，从而导致儿童出现抑郁、适应不良、社会退缩等问题行为（Qian et al., 2020）。尤其对新手父母来说，婚姻满意度会在婴幼儿出生早期呈下降趋势（McCoy et al., 2013），导致婚姻冲突的增加，并进一步对儿童的同伴关系（Lindsey et al., 2009）、问题解决和亲社会行为等社会-情绪能力产生消极影响（McCoy et al., 2009）。以往研究多关注婚姻冲突这一消极方面（梁宗保 等, 2016），但包含积极和消极评价的婚姻满意度更能综合地反映婚姻质量。近二十年来关于父子子系统的研究均发现，即使父亲可能不是家庭中亲子关系的主要构建者和养育行为的主要实施者，但作为构建父母关系的一方主体，其对婚姻满意度的评价也可能直接影响婴幼儿的社会-情绪能力。因此，本研究提出假设1：父亲婚姻满意度正向预测婴幼儿的社会-情绪能力。

生态系统理论指出，亲子依恋是影响婴幼儿社会-情绪能力的重要因子。Bowlby（1978）将亲子依恋界定为儿童早期与依恋对象（如父亲、母亲等）间形成的稳定情感联系。精神分析理论与社会学习理论均强调婴幼儿与父母的依恋是个体早期社会化和社会-情绪能力发展的重要影响因素（王红艳, 王冰, 2006）。但父子依恋的构建方式和作用均与母子依恋有所不同，对婴幼儿的发展具有独特的贡献（邢学玮 等, 2014; Brown & Cox,2020）。首先，在建构方式上，父亲与幼儿的游戏互动更具刺激性和不可预测性，父亲更加支持幼儿的冒险和探索行为，因此婴幼儿也能和父亲构建起安全依恋（Fernandes et al., 2020）。其次，虽然母子依恋对幼儿获得积极的自我认知有更大的影响，但父子依恋能更准确地预测幼儿的行为问题（Veríssimo et al., 2011）。另外，婴幼儿在12个月和18个月时的父子依恋可能影响其5岁时的同伴关系；
早期具有安全父子依恋的婴幼儿，后期在游戏中产生的消极情绪较少，同伴关系也更好（李晓巍, 魏晓宇, 2017）。同时，在婚姻满意度较高的家庭中，高水平的父母安全依恋预示着同样高水平的亲子安全依恋（Qian et al., 2020），父亲的婚姻满意度会通过父子安全依恋影响幼儿的心理适应能力（周柳伶 等, 2017）。因此，本研究提出假设2：父子依恋在父亲婚姻满意度和婴幼儿社会-情绪能力之间起中介作用。

父亲参与是父亲在养育孩子的过程中认知、情感与行为等多维度的卷入（Hawkins et al., 2002）。家庭系统理论认为，婚姻满意度不仅会影响父母关系子系统，也可能影响家庭成员参与教养的行为表现（Lui et al., 2020）。比如，父亲对婚姻满意度的下降预示着父亲较少参与父母养育决策过程和执行养育任务（Christopher et al., 2015）。Kwok等人（2013）对2～6岁儿童的父亲研究发现，婚姻满意度是父亲参与的重要预测因素。父亲参与会显著影响其子女的认知和非认知领域的发展，父亲参与的频率、方式和质量均能显著预测儿童早期的认知能力、社会-情绪能力、游戏水平以及入学后的学业成就（李原, 2011; Boldt et al., 2014）。由此可见，父亲婚姻满意度能通过提升父亲参与教养的水平进而作用于婴幼儿社会-情绪能力的发展。因此，本研究提出假设3：父亲参与在父亲婚姻满意度和婴幼儿社会-情绪能力之间起中介作用。

虽然先行研究从不同视角探究了父子依恋和父亲参与对幼儿发展的影响，但两者联合作用于婴幼儿发展的机制尚未明确。大部分研究强调，父亲依恋和父亲参与的关系取决于父亲参与的数量和质量两者的作用，也与具体的参与行为和家庭、社会背景关系密切（Brown et al., 2018）。高水平的父亲参与意味着大量的时间和精力的投入，可以为构建高质量的父子依恋提供途径。依恋关系也可以预测父亲的养育行为（张印平 等,2015）。亲子依恋安全性高的幼儿与父母关系更为亲密，父母也能够从高质量的亲子依恋中体验到积极的情绪和养育效能感，从而更积极地参与养育活动（Rueger et al., 2011），即高质量的父子关系可能是父亲积极参与教养的情感基础之一；
另一个情感基础则来源于和母亲的婚姻关系，高质量的婚姻关系和亲子关系是父亲积极参与教养的预测因子（沈欣 等, 2022; Mo et al., 2021）。已有研究探讨了父子依恋、父亲参与和婴幼儿社会-情绪能力的关系，但较少有研究将父子依恋和父亲参与两个变量同时纳入父亲婚姻满意度与婴幼儿社会-情绪能力的关系中。另外，本研究的研究对象为1～3岁的低龄婴幼儿，与其互动较多的可能是母亲和祖辈，所以父子子系统的机制很可能是关系在先，行为在后，即父子之间先建立情感联结，形成较为安全的依恋关系，从而使得父亲参与的水平逐步提升。因此，本研究将反映父子关系的父子依恋作为第一个中介变量，将反映养育行为的父亲参与作为第二个中介变量，提出假设4：父子依恋和父亲参与在父亲婚姻满意度和婴幼儿社会-情绪能力之间起链式中介作用。

本研究基于以上研究假设，构建一个链式中介模型（见图1），考察父亲婚姻满意度对婴幼儿社会-情绪能力的影响机制。

图 1 链式中介假设模型

2.1 被试

采用方便取样法，选取上海市某早教机构的1～3岁婴幼儿及其父母为研究对象。共发放、回收问卷230份，回收率100.00%，其中有效问卷212份，有效率92.17%。婴幼儿的平均月龄为27.81（SD=5.52），其中男孩114名（53.77%），女孩98名（46.23%）。婴幼儿父亲年龄为30～40岁，其中31岁以下38名（17.92%），31～34岁87名（41.04%），35～38岁56名（26.42%），39岁及以上31名（14.62%）；
学历以本科为主，122名（57.55%），大专或高职及以下51名（24.06%），硕士及以上39名（18.40%）。参与本研究的主要为社会经济地位中等偏上的家庭，家庭月收入10000元及以下的占14.15%，10000～15000元的占18.87%，15000～0000元的占25.47%，20000元以上的占41.51%。

2.2 研究工具

2.2.1 父亲婚姻质量满意度问卷

采用Olson婚姻质量问卷中的婚姻满意度分量表（李凌江, 杨德森, 1999）。量表包含10个项目，由父亲报告。采用5点计分，“1”表示“确实不是这样”，“5”表示“确实是这样”，得分越高代表父亲的婚姻满意度越高。该量表的Cronbach’s α系数为0.79。

2.2.2 婴幼儿社会-情绪能力问卷

采用12～36月龄婴幼儿情绪社会性评估量表（张建端, 2008）中的“能力域”子领域考察婴幼儿社会-情绪能力。共35个项目，包含依从性、注意力、模仿或游戏、求精动机、移情和亲社会同伴关系6个子维度，由母亲报告。采用三级计分，“0”表示“不符合或偶尔符合”，“1”表示“有时符合”，“2”表示“经常符合”，得分越高表示婴幼儿社会-情绪能力越高。该问卷的Cronbach’s α系数为0.90。

2.2.3 父亲参与问卷

采用Hawkins等人（2002）编制、尹霞云（2012）修订的父亲参与问卷考察婴幼儿父亲参与水平。共26个项目，由父亲报告。问卷包含4个维度：支持规划维度（8个项目）、日常照顾维度（9个项目）、鼓励表扬维度（5个项目）和管教约束维度（4个项目）。采用6点计分，“0”表示“完全不符合”，“6”表示“非常符合”。4个分量表的Cronbach’s α系数为0.87～0.94，总问卷的Cronbach’s α系数为0.98。

2.2.4 父子依恋与母子依恋问卷

采用洪佩佩（2008）修订的幼儿依恋问卷考察父子与母子依恋。共31个项目，包含依恋-探索（13个项目）、交互顺畅性（11个项目）和社交活跃性（7个项目）三个分量表。采用7点计分，完全符合第一项行为计7分，比较符合计6分，有点符合计5分；
完全符合第二项行为计1分，比较符合第二项行为计2分，有点符合计3分；
项目所描述的情景从未发生或幼儿的行为表现不在项目描述范围内，计4分。问卷由父母亲分别填写，父子依恋和母子依恋问卷总的Cronbach’s α系数分别为0.70、0.72。

2.3 研究程序

研究者利用周末婴幼儿及其父母到早教机构参加亲子活动的时间发放纸质问卷。问卷采用匿名方式，由父亲、母亲分开填写。

3.1 共同方法偏差检验

采用Harman单因子检验法进行共同方法偏差检验（周浩, 龙立荣, 2004）。结果表明，父亲问卷特征值大于1 的因子共16个，其中第一因子的变异解释率为32.42%，小于40%的临界标准，母亲问卷特征值大于1的因子共22个，第一因子的变异解释率为12.81%，低于40%的临界标准。因此数据不存在严重的共同方法偏差。

3.2 描述性统计与相关分析

相关分析结果显示，父亲婚姻满意度、父亲参与、父子依恋、母子依恋和婴幼儿社会-情绪能力两两显著正相关；
婴幼儿月龄和性别均与父子依恋、父亲参与和社会-情绪能力无关（见表1）。

3.3 父亲婚姻满意度与婴幼儿社会-情绪能力的关系及链式中介效应检验

运用SPSS22.0中的PROCESS插件进行链式中介（Model 6）检验。由于相关分析结果表明婴幼儿月龄和性别均与父子依恋、父亲参与和社会-情绪能力无关，而母子依恋与父子依恋、父亲参与和社会-情绪能力均相关，因此将母子依恋作为控制变量，分析父亲婚姻满意度对婴幼儿社会-情绪能力的直接效应、父子依恋和父亲参与的中介效应。见表2。

结果显示，父亲婚姻满意度显著正向预测婴幼儿社会-情绪能力（β=0.31,p＜0.001）、父子依恋（β=0.21,p＜0.001）和父亲参与（β=0.46,p＜0.001），父子依恋显著正向预测父亲参与（β=0.22,p＜0.001）。将父子依恋和父亲参与共同纳入回归方程后，父亲婚姻满意度（β=0.09,p＞0.05）和父子依恋（β=0.02,p＞0.05）均无法显著预测婴幼儿社会-情绪能力，只有父亲参与能够显著预测婴幼儿社会-情绪能力（β=0.42,p＜0.001）。这表明在父亲婚姻满意度对婴幼儿社会-情绪能力的影响中，父子依恋和父亲参与起完全中介效应。

进一步分析显示，总中介效应值为0.221，由三条路径的间接效应组成：间接效应1，父亲婚姻满意度→父子依恋→社会-情绪能力，置信区间包含0，说明该路径的间接效应不显著；
间接效应2，父亲婚姻满意度→父亲参与→社会-情绪能力，该路径的间接效应显著；
间接效应3，父亲婚姻满意度→父子依恋→父亲参与→社会-情绪能力，该路径的间接效应显著（见表3）。以上结果表明，父子依恋和父亲参与在父亲婚姻满意度与婴幼儿社会-情绪能力之间起链式中介作用的假设成立（见图2）。三个间接效应分别占总效应的1.60%、62.58%、6.39%，总间接效应占总效应的70.57%。

图 2 链式中介检验模型

表 1 各变量的描述性统计与相关分析结果

表 2 各变量的回归关系分析

表 3 中介效应分析

4.1 父亲婚姻满意度对婴幼儿社会-情绪能力的直接效应

本研究发现，父亲婚姻满意度和婴幼儿社会-情绪能力显著正相关，且父亲婚姻满意度对婴幼儿社会-情绪能力具有显著正向预测作用。这与以往大部分研究结果一致（梁宗保 等, 2016; McCoy et al., 2013）。父亲在婚姻关系中体验到的冲突、压力和疲劳，会迁移到父亲对幼儿消极情绪的反应方式中，从而导致幼儿的焦虑、害羞、退缩等内化行为问题，攻击、违纪等外化行为问题，以及同伴冲突、低社交能力、低学业成就等适应不良问题；
而和谐婚姻关系所带来的积极家庭环境能够在父亲履行家庭养育责任中提供情感支持和工具支持（杨青青, 李晓巍, 2018）。婚姻满意度较高的父亲更倾向于积极解决问题，为婴幼儿提供正向示范，婴幼儿则在模仿的过程中发展社会-情绪能力。

4.2 父亲参与的中介作用

本研究发现父亲婚姻满意度通过父亲参与的单独中介作用对婴幼儿社会-情绪能力产生影响。这一结果支持了以往研究（李晓巍, 魏晓宇, 2017;Lui et al., 2020; Zhang et al., 2021）。家庭系统理论的“溢出假说”认为，家庭是由相互影响的子系统组成，在一个系统中产生的情感可能在另一个系统中表现和表达（Cox & Paley, 1997）。虽然婚姻关系从属于夫妻子系统，但在家庭压力视角的溢出机制观点中，夫妻子系统内的情绪和行为也会迁移到父母子系统中（Erel & Burman, 1995）。因此，反映婚姻关系和质量的婚姻满意度也可能是导致父亲参与家庭养育的关键因素之一。高水平的婚姻满意度能激发父亲参与家庭养育的主动性，能够从缓解母亲育儿压力、承担家庭育儿职责的角度出发，积极参与婴幼儿早期的生活照护、陪伴游戏等养育活动，而这类养育活动能够及时并适当地对婴幼儿的需求做出反应，婴幼儿在父亲的支持和接受下自由表达和讨论情绪，这就构成了婴幼儿获得适应性情绪调节技能的基础（Fearon & Belsky, 2004）。因此，父亲婚姻满意度通过父亲参与影响婴幼儿社会-情绪能力的模型路径具有合理性。

4.3 父子依恋和父亲参与的链式中介作用

本研究发现，父子依恋和父亲参与在父亲婚姻满意度对婴幼儿社会-情绪能力的影响中起链式中介作用。以往研究表明，享有支持性婚姻关系的父母，在家庭中更愿意表达积极情绪，更有可能与子女构建起安全的高质量依恋关系，从而也更有能力以敏感与合作方式参与家庭养育（杨青青, 李晓巍, 2018）。而冲突性的婚姻关系则可能导致父母消耗心理和情感资源，在处理婚姻矛盾中不自觉地暴躁和不耐烦，无法在情感上与子女构建安全依恋，从而对养育参与的频率和质量造成消极影响（Bernier et al., 2014）。在父亲参与模型中，高质量的安全依恋可以通过高水平的父亲参与为婴幼儿早期提供社会交往、情绪理解和表达等行为示范提升其社会-情绪能力（Fernandes et al.,2020; Mo et al., 2021）。因此，父亲婚姻满意度通过父子依恋→父亲参与继而影响婴幼儿社会-情绪能力的模型路径具有合理性。

值得注意的是，引入父子依恋和父亲参与两个中介变量后，父亲婚姻满意度对婴幼儿社会-情绪能力的直接作用不显著，表明父亲婚姻满意度作为远端环境变量，对婴幼儿社会-情绪能力的影响需要通过父子建立安全依恋关系以及父亲高频率参与教养的“桥梁”作用才能达成。本研究中，父子依恋的单独中介作用没有发挥。产生这一结果的原因可能是本研究的对象为城市1～3岁婴幼儿家庭，这一阶段的婴幼儿往往由祖辈在家养育，且和父亲相比，母亲承担了更多的照护责任（宋雅婷, 李晓巍, 2020）。因此，父子依恋尚未能发挥出重要作用。而父亲参与作为直接与婴幼儿互动的教养实践，其作用比较明显（Brown et al.,2018）。另外，在祖辈共同养育的背景下，可能母子依恋和父子依恋对儿童的社会性发展都不能起决定性作用，婴幼儿与教养人所构建的多重依恋关系既存在一致性，也有差异，因此可以相互补充或者叠加，共同作用于儿童社会性发展（邢淑芬 等, 2016）。今后可以进一步探讨合作养育背景下父子、母子、祖孙等多重依恋关系的联合效应。

综上，本研究证实了父亲婚姻满意度对婴幼儿社会-情绪能力产生的积极作用，高水平的婚姻满意度可以通过外溢效应作用于高质量父子关系的构建，从而驱动父亲积极参与早期教养，助力于婴幼儿社会-情绪能力发展。本研究也拓展了父子依恋与父亲养育行为关系的解释，被婚姻关系所影响的父子关系也是父亲参与的预测因素。新生儿出生后叠加祖辈参与教养产生的复杂性，婚姻关系往往容易被忽略，夫妻双方应共同努力夯实婚姻关系这一家庭功能的重要情感基础。

本研究也存在一些不足。首先，本研究的样本主要来源于城市家庭，且样本量不大，未来可扩大取样范围和数量，进一步探讨不同城市、不同经济发展水平以及城乡差异。其次，本研究所采用的父亲参与测量工具主要考察父亲参与的频次，未来研究可以结合观察法，考察父亲参与质量的作用。再次，母亲婚姻满意度和母亲参与，以及祖辈参与和祖辈-父辈共同养育等因素也可能是影响父子依恋和父亲参与中介关系的重要因素，未来可以纳入到模型中加以验证。

（1）父亲婚姻满意度与婴幼儿社会-情绪能力呈显著正相关；
（2）父亲参与在父亲婚姻满意度与婴幼儿社会-情绪能力之间起中介作用；
（3）父子依恋和父亲参与在父亲婚姻满意度与婴幼儿社会-情绪能力之间起链式中介作用。

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