共同教养、自我扩张与婚姻质量：基于夫妻成对数据分析*

赖晓璐 刘学兰 林丽云 周子涵

(华南师范大学心理学院，脑认知与教育科学教育部重点实验室（华南师范大学），心理应用研究中心，广东省心理健康与认知科学重点实验室，广州 510631)

1 引言

婚姻质量（marital quality）是一个复杂的概念，本研究采用客观派的观点，认为婚姻质量存在客观表现形式，体现在婚姻调适、沟通互动的模式、解决冲突的方式等方面（胡博,2017;Glenn,1990）。就个体而言，婚姻质量出现问题、关系不和则是自杀尝试的一个风险因素（Kaslow et al.,2000）。在婚姻关系中感到不满的个体，酒精滥用的风险增加了3.7 倍（Whisman,Uebelacker,& Bruce,2006），且倾向于报告更多的抑郁症状（Culp & Beach,1998）。就家庭而言，积极的婚姻关系有助于提升家庭凝聚力，营造和谐氛围，并对家庭成员健康具有保护作用（Koball,Moiduddin,Henderson,Goesling,& Besculides,2010;Rendall,Weden,Favreault,& Waldron,2011）。可见婚姻关系是否和谐对个体和家庭影响重大，了解婚姻质量的影响因素和作用机制具有重要的理论和实践意义。

共同教养（co-parenting）是近年来婚姻关系和养育研究中出现的最有影响力的因素之一（Morrill,Hines,Mahmood,& Córdova,2010）。根据家庭系统理论，共同教养是指父亲和母亲之间所产生的共同参与教养孩子的行为和观点，以及在教养过程中表现出的彼此支持或反对的教养行为或意图（侯忠伟,2007），属于父母子系统；而婚姻质量属于夫妻子系统。家庭系统理论指出夫妻子系统通过溢出效应（spillover effect）或补偿效应（compensatory hypothesis）影响父母子系统（Erel & Burman,1995;Grych,2002）。在共同教养上，溢出效应指婚姻冲突的不满情绪会导致消极的教养及亲子关系，而积极的婚姻关系能提高夫妻间的共同教养行为，促进亲子关系的发展；补偿效应指对于婚姻不满的夫妻而言，他们会把更多的时间和精力放在与子女的沟通和相处上，以补偿婚姻中缺乏的情感或满足感（Kwok,Cheng,Chow,& Ling,2015）。有研究证实了婚姻质量能显著正向预测共同教养，符合溢出效应。那些拥有积极婚姻关系的夫妻，在共同教养过程中具有更高的参与度和更多的支持行为（Camisasca,Miragoli,Di Blasio,& Feinberg,2019;Fan,Ren,& Li,2020;Peltz,Rogge,& Sturge-Apple,2018），与教养有关的冲突行为更少（刘畅,伍新春,邹盛奇,2016）；而敌对的婚姻关系则会增加竞争性共同教养，降低伴侣之间的互动性和反应性，增加父亲从共同教养关系中退出的风险（Altenburger & Schoppe-Sullivan,2021）。也有研究发现婚姻质量对共同教养会起到负向预测作用，拥有较低婚姻质量的夫妻在教养孩子的过程中会投入更多时间和精力，符合补偿效应（Oosterhouse,Riggs,Kaminski,& Blumenthal,2020）。

虽然家庭系统理论提出两个系统之间存在双向关联，但仅有少数研究探讨共同教养对婚姻质量的影响，尤其是非西方文化背景下（Kwok et al.,2015）。部分实证研究发现，夫妻的共同教养关系越积极，他们的婚姻满意度就越高（Durtschi,Soloski,& Kimmes,2017;Kwok et al.,2015;Latham,Mark,& Oliver,2019）。在共同教养与婚姻质量的研究中，虽然证实存在溢出或者补偿效应（即情感和行为在个体内的迁移），但多数研究只关注母亲样本，而缺乏父亲的数据（Kwok et al.,2015;Lamela,Figueiredo,Jongenelen,Morais,& Simpson,2020）。尤其在我国，共同教养的研究主要集中在个体的教养行为而非父亲和母亲之间的教养合作和互动上（McHale,Rao,& Krasnow,2000），因而无法分析情感和行为在父母之间的迁移，即交叉效应（crossover effect）。家庭系统理论认为，父母在教养孩子的过程中相互影响，家庭相关的研究最好能同时考察父亲和母亲的作用（McHale,1995;Minuchin,1988）。研究发现，家庭中父亲的支持性教养行为对维持幸福稳定的婚姻更为重要（Feinberg,2003），而且父亲的参与对母亲的婚姻满意度起着至关重要的作用（Kwok et al.,2015）。因而在现阶段的研究中同时纳入父亲和母亲的角色具有重要意义。主客体互倚模型（actorpartner interdependence model,APIM）的出现为成对数据的处理提供了新的思路（刘畅,伍新春,2017;Cook & Kenny,2005）。该模型能同时考察两种效应：一是主体效应，个体的自变量对自身因变量产生影响，反映两个变量在个体内的关系（如溢出效应或补偿效应）；二是客体效应，个体的自变量对伴侣的因变量产生影响，反映两个变量在个体间的关系（如交叉效应）（李育辉,黄飞,2010）。

目前关于共同教养影响婚姻质量的中介机制研究较少。自我扩张是指个体将他人的观点、资源整合到自我意识中的行为，根据自我扩张模型（Aron & Aron,1996 ），本研究推测自我扩张可能是共同教养影响婚姻质量的一个重要中介变量。Xu，Lewandowski 和Aron（2016）也将自我扩张作为夫妻干预项目的中介变量，未来值得进一步探究。一方面，自我扩张能够改善婚姻质量。具体表现为自我扩张可以丰富自我概念，带来认知变化（Lin,Lin,Huang,& Chen,2016;Mattingly & Lewandowski,2013a），提升个体改善亲密关系的意愿，增加伴侣在关系中的努力度，从而提升关系质量（Mattingly & Lewandowski,2013b）。研究发现，夫妻在关系中感受到的自我扩张水平越高，他们报告的婚姻满意度就越高（Coulter & Malouff,2013;Mattingly,McIntyre,& Lewandowski,2012）。相反，缺乏自我扩张，会增加夫妻的不忠易感性（Lewandowski & Ackerman,2006），增加他们对替代者的兴趣（VanderDrift,Lewandowski,& Agnew,2011）。因而自我扩张理论提出，夫妻双方可以通过共同参与具有自我扩张性质的活动，诸如滑雪、跳舞、音乐会等，来改善婚姻质量（Carson,Carson,Gil,& Baucom,2007）。另一 方面，共同教养有助于实现自我扩张。夫妻之间的共同教养关系存在于孩子的生命历程中（Feinberg,2003）。从婴儿期的全天照看，到学龄期辅导作业，培养习惯和爱好等，在孩子不同的发展阶段，父母之间的互动和分工会发生较大的变化。父母必须根据孩子所处阶段的特点和需要，重新协调他们在教养中的角色，并调整相应的育儿标准（Kotila & Schoppe-Sullivan,2015），这对于父母来说充满了压力和挑战。根据自我扩张理论，这样具有新颖性、唤起性和挑战性的活动能够给个体带来自我扩张（Aron & Aron,1996）。所以本研究认为父母可能会通过参与这些育儿活动，在共同教养关系中实现自我扩张。此外，由于夫妻双方在育儿观念和方式上存在差异，自我扩张理论认为伴侣差异越大，提供的资源、观念和认同越多，带来自我扩张的机会也就越多（Mattingly et al.,2012）。因此推测自我扩张可能在共同教养与婚姻质量之间起到中介作用。

综上，许多研究证实了婚姻质量对共同教养的影响符合溢出或补偿效应，但很少人关注共同教养对婚姻质量的作用机制，尤其是在非西方文化背景下同时考察丈夫和妻子的成对数据。因此，本研究将采用APIM 模型探究丈夫和妻子的共同教养如何通过自我扩张影响自身和伴侣的婚姻质量。本研究假设：（1）夫妻报告的共同教养对自身和伴侣的婚姻质量均有影响；（2）自我扩张在共同教养与婚姻质量的主体效应中起到中介作用；（3）自我扩张在共同教养与婚姻质量的客体效应中也起到中介作用。

2 研究方法

2.1 被试

本研究采用方便取样法，对广东、四川、湖北、湖南省四所小学的1100 对学生父母（婚姻状态包含离婚）进行问卷调查，最终回收812 对父母的问卷。剔除无效问卷，获得567 对父母的有效问卷，有效率为69.8%。其中，丈夫平均年龄为38.00 岁（SD=4.79 岁），妻子平均年龄为35.47 岁（SD=4.90 岁）。孩子平均年龄为8.88 岁（SD=1.70 岁），且48.6%为女孩。35.2%的家庭来自农村，64.8%来自城市。学历上占比最大的是初中学历（丈夫36.0%，妻子41.4%）；大部分人报告自己为个体经营者（丈夫33.5%，妻子24.0%）。

2.2 研究工具

2.2.1 共同教养

采用Stright 和Bales（2003）编制、侯忠伟（2007）修订的父母共同教养的关系感知量表（Parents’ Perceptions of the Co-Parenting Relationship），测量父母在共同教养过程中，双方互动行为上的支持和不支持的频率。量表包含14 个项目，分为两个维度：支持（如“当我管教孩子时，丈夫/妻子会支持我”）和不支持共同教养（如“当我在与孩子有关的事情上需要丈夫/妻子的帮助时，他/她并不帮忙”）。采用5 点计分，计算所有项目的平均分，分数越高表示共同教养一致性越高。本研究中，丈夫和妻子分量表的Cronbach’s α 系数分别为0.85 和0.84。

2.2.2 自我扩张

采用Lewandowski 和Aron（2002）编制的自我扩张问卷（Self-Expansion Questionnaire,SEQ），测量个体体验到同伴为自己带来的知识、技能、能力等方面的增加程度。量表包含14 个项目，包括“和他（她）相处时，常经历新的体验”，“他（她）激励你学习新技能”等项目。采用5 点计分，计算所有项目的平均分，分数越高表示自我扩张程度越高。本研究中，丈夫和妻子分量表的Cronbach’s α 系数分别为0.94 和0.93。

2.2.3 婚姻质量

采用Locke 和Wallace（1959）编制的Locke-Wallace 婚姻调适测验（Marital Adjustment Test,MAT）。量表包含15 个项目，比如“你和你的配偶一起从事感兴趣的户外活动吗”，“你信任你的配偶吗”等。量表各项目使用不同的计分方式，各项目得分总和为该量表总分，总分范围为2～158 分，小于100 分为婚姻失调，大于等于100 分为婚姻调适良好。本研究中，丈夫和妻子分量表的Cronbach’s α 系数分别为0.70 和0.73。

2.3 数据处理

本研究采用SPSS19.0 软件进行描述统计和Pearson 相关分析，用Mplus7.0 构建主客体互倚模型分析成对数据。

为了避免出现共同方法偏差（common method biases,CMB），本研究首先在程序上进行了控制：选择不同时间和地方收集数据，使用反向题和不同计分方式（如5 点计分、7 点计分），并对被试进行匿名保护。其次，进行了统计控制，通过Harman 单因素检验法进行分析。结果发现，有18 个因子的特征根大于1，累计解释67.67%的变异，且第一个因子的方差解释率为23.17%，小于临界值40%，说明本研究共同方法偏差效应不显著（Podsakoff,MacKenzie,Lee,& Podsakoff,2003）。

3 结果

3.1 各变量的描述性统计和相关分析

表1 列出了丈夫和妻子在各变量的平均数、标准差和相关系数。结果发现，所有变量两两之间的相关均显著。具体而言：（1）丈夫的共同教养与丈夫的婚姻质量呈显著正相关；（2）妻子的共同教养与妻子的婚姻质量呈显著正相关；（3）丈夫的共同教养与妻子的婚姻质量呈显著正相关；（4）妻子的共同教养与丈夫的婚姻质量呈显著正相关。

表1 各变量的描述性统计和相关分析

3.2 共同教养与婚姻质量的关系

为了考察丈夫和妻子的共同教养对自身和伴侣婚姻质量的影响，本研究采用主客体互倚模型（APIM）进行分析。由于丈夫和妻子可以根据角色进行区分，本研究先按照可区分的成对关系检验APIM 的饱和模型（saturated model），结果发现（见图1）：（1）丈夫和妻子的共同教养能够显著正向预测自身的婚姻质量，主体效应显著；（2）无论丈夫还是妻子，共同教养均能显著正向预测伴侣的婚姻质量，客体效应显著。

图1 共同教养与婚姻质量的关系

值得注意的是，尽管在研究中可以通过角色将成对数据进行区分，但双方的主体效应与客体效应可能是不可区分的（刘畅,伍新春,2017）。因此，本研究通过限制丈夫和妻子主体效应相等和客体效应相等，来探究他们在共同教养对婚姻质量的影响中是否为可区分关系。结果发现：χ2(2)=0.53，p=0.769，不显著。表明丈夫和妻子在共同教养对婚姻质量的影响中为不可区分的成对关系，不存在性别角色上的差异。

本研究利用客体效应与主体效应的比值k来判断成对模式（Ledermann,Macho,& Kenny,2011）。分析发现，模型拟合度为χ2(6)=21.82，k值0.38，95%CI[0.234,0.528]，包含0.5，表明可能为混合模式。限制k等于0.5，进一步验证是否为混合模式，结果发现，χ2(7)=24.10，△χ2(1)=2.27，p=0.132，变化不显著。说明共同教养对婚姻质量的影响为混合模式。也就是说丈夫和妻子的共同教养均会影响自身和伴侣的婚姻质量，且自身共同教养对婚姻质量的影响是伴侣共同教养影响的两倍。

3.3 自我扩张的中介作用

为了探究自我扩张在共同教养与婚姻质量的中介作用，本研究采用主客体互倚中介模型（actor-partner interdependence mediation model,APIMeM）（Ledermann et al.,2011）进行分析，模型拟合度良好：χ2(2)=0.26，p=0.878，CFI=1.00，RMSEA=0.000，SRMR=0.004。结果发现（见图2）：（1）主体效应显著，无论丈夫还是妻子，共同教养均能显著正向预测自身的婚姻质量，共同教养均能显著正向预测自身的自我扩张，自我扩张均能显著正向预测自身的婚姻质量；（2）在客体效应上，仅妻子报告的自我扩张水平能显著正向预测丈夫的婚姻质量，但丈夫的自我扩张则无法显著预测妻子的婚姻质量。

图2 共同教养、自我扩张和婚姻质量的关系

采用Bootstrap 进行中介效应检验，结果发现（见表2）：丈夫的共同教养经由丈夫的自我扩张到丈夫的婚姻质量、妻子的共同教养经由妻子的自我扩张到妻子的婚姻质量、妻子的共同教养经由妻子的自我扩张到丈夫的婚姻质量，这三条路径的间接效应显著，其余路径的间接效应均不显著。

表2 共同教养、自我扩张和婚姻质量的间接效应

4 讨论

4.1 共同教养对婚姻质量的影响

夫妻报告的共同教养均能显著正向预测自身的婚姻质量，主体效应显著，与以往研究结果一致（Durtschi et al.,2017;Kwok et al.,2015;Latham et al.,2019;Morrill et al.,2010）。表明父母子系统对夫妻子系统存在溢出效应，验证了家庭系统理论关于父母子系统与夫妻子系统是双向影响的论述。这一结果可能的解释是：支持互助的共同教养关系，一方面可以帮助夫妻减轻诸如辅导作业、洗衣做饭等育儿负担，拥有更多时间和空间培养感情；另一方面有助于减少夫妻间的冲突和权力拉锯，增加个体对伴侣的积极回应，从而在关系中形成积极循环，提升婚姻质量（张耀方,方晓义,2011）。本研究还发现，共同教养均能显著正向预测伴侣的婚姻质量，客体效应显著。这与Durtschi 等人（2017）的研究结果部分一致。这一结果可能的解释是：在养育孩子的过程中，对伴侣的支持能够有效减轻对方的育儿负担，让个体感受到是被伴侣所需要的，是有价值的，进而促进自我效能感的提升，从而加深情感联结。

4.2 自我扩张在共同教养与婚姻质量关系中的中介作用

加入中介变量后，本研究发现自我扩张在共同教养与婚姻质量的主体效应中起到部分中介作用。无论丈夫还是妻子，自我报告的共同教养均会通过自我扩张影响自身的婚姻质量。验证了Xu 等人（2016）提出考察自我扩张在夫妻干预项目的中介作用是未来一个值得探究方向的观点。此结果可能的解释是：那些在共同教养中感知到更多伴侣支持的个体，更愿意将伴侣的资源、观点和认同纳入自我，从而实现自我扩张。而关系中自我扩张水平越高，个体的婚姻质量就越高（Coulter & Malouff,2013;Mattingly et al.,2012）。因此在家庭治疗中，夫妻双方可以通过共同参与具有新颖性和挑战性的活动来改善婚姻关系。

此外，自我扩张还在共同教养与婚姻质量的客体效应中起到部分中介作用，具体表现为妻子报告的共同教养能通过自身的自我扩张水平影响丈夫的婚姻质量，丈夫的共同教养却较难通过自身的自我扩张水平影响妻子的婚姻质量。表明丈夫的婚姻质量对妻子的自我扩张水平更敏感，而妻子的婚姻质量对于丈夫的自我扩张不敏感。这一结果可能的解释是：一方面，根据窦斌（2011）的研究，相对于男性，女性的自我分化程度相对较低，具体表现在她们的情绪化反应更强烈，与他人融合的程度更高。妻子的情绪情感往往更容易受到伴侣各方面因素的影响，比如沟通水平、婚姻冲突，从而影响妻子对婚姻质量的评估。另一方面，由于社会对男性性别角色存在独立、更少情绪化等要求（Young,Riggs,& Kaminski,2017），丈夫自身的特征更难影响妻子的婚姻质量。因此，相对来说，提升妻子的自我扩张水平更有效，不仅能够改善妻子自身的婚姻质量，还能影响伴侣的婚姻质量。

本研究考察了共同教养对婚姻质量的影响，验证了溢出效应，符合家庭系统理论关于两者关系可能是双向的这一说法。采用主客体互倚模型探究成对数据和自我扩张的中介作用，对促进夫妻互动和教养过程具有较大的实践指导意义。未来在家庭治疗中可以考虑通过提升个体自我扩张水平来改善婚姻质量（Carson et al.,2007）。未来研究可以考察采用追踪设计，进一步探究共同教养如何随时间变化影响婚姻质量。同时利用客观的数据收集方式，如用观察法测量夫妻间的行为互动，或从孩子视角报告夫妻的婚姻质量和共同教养。此外，夫妻结婚时间越长，可能新鲜感降低，越难为彼此提供新颖的想法或资源，也较难实现自我扩张。这些时间因素可能会调节自我扩张的中介作用，影响婚姻质量的作用机制，未来可以结合纵向研究来进一步探索和验证。

5 结论

（1）无论丈夫还是妻子，共同教养均能够预测自身和伴侣的婚姻质量。（2）无论丈夫还是妻子，自我扩张在共同教养与婚姻质量的主体效应中均起到中介作用。（3）自我扩张在共同教养与婚姻质量的客体效应中起到中介作用，具体表现为，妻子的共同教养能够通过自身的自我扩张水平影响丈夫的婚姻质量。