共同教養、自我擴張與婚姻質量：基于夫妻成對數據分析*

賴曉璐 劉學蘭 林麗云 周子涵

(華南師范大學心理學院，腦認知與教育科學教育部重點實驗室（華南師范大學），心理應用研究中心，廣東省心理健康與認知科學重點實驗室，廣州 510631)

1 引言

婚姻質量（marital quality）是一個復雜的概念，本研究采用客觀派的觀點，認為婚姻質量存在客觀表現形式，體現在婚姻調適、溝通互動的模式、解決沖突的方式等方面（胡博,2017;Glenn,1990）。就個體而言，婚姻質量出現問題、關系不和則是自殺嘗試的一個風險因素（Kaslow et al.,2000）。在婚姻關系中感到不滿的個體，酒精濫用的風險增加了3.7 倍（Whisman,Uebelacker,& Bruce,2006），且傾向于報告更多的抑郁癥狀（Culp & Beach,1998）。就家庭而言，積極的婚姻關系有助于提升家庭凝聚力，營造和諧氛圍，并對家庭成員健康具有保護作用（Koball,Moiduddin,Henderson,Goesling,& Besculides,2010;Rendall,Weden,Favreault,& Waldron,2011）。可見婚姻關系是否和諧對個體和家庭影響重大，了解婚姻質量的影響因素和作用機制具有重要的理論和實踐意義。

共同教養（co-parenting）是近年來婚姻關系和養育研究中出現的最有影響力的因素之一（Morrill,Hines,Mahmood,& Córdova,2010）。根據家庭系統理論，共同教養是指父親和母親之間所產生的共同參與教養孩子的行為和觀點，以及在教養過程中表現出的彼此支持或反對的教養行為或意圖（侯忠偉,2007），屬于父母子系統；而婚姻質量屬于夫妻子系統。家庭系統理論指出夫妻子系統通過溢出效應（spillover effect）或補償效應（compensatory hypothesis）影響父母子系統（Erel & Burman,1995;Grych,2002）。在共同教養上，溢出效應指婚姻沖突的不滿情緒會導致消極的教養及親子關系，而積極的婚姻關系能提高夫妻間的共同教養行為，促進親子關系的發展；補償效應指對于婚姻不滿的夫妻而言，他們會把更多的時間和精力放在與子女的溝通和相處上，以補償婚姻中缺乏的情感或滿足感（Kwok,Cheng,Chow,& Ling,2015）。有研究證實了婚姻質量能顯著正向預測共同教養，符合溢出效應。那些擁有積極婚姻關系的夫妻，在共同教養過程中具有更高的參與度和更多的支持行為（Camisasca,Miragoli,Di Blasio,& Feinberg,2019;Fan,Ren,& Li,2020;Peltz,Rogge,& Sturge-Apple,2018），與教養有關的沖突行為更少（劉暢,伍新春,鄒盛奇,2016）；而敵對的婚姻關系則會增加競爭性共同教養，降低伴侶之間的互動性和反應性，增加父親從共同教養關系中退出的風險（Altenburger & Schoppe-Sullivan,2021）。也有研究發現婚姻質量對共同教養會起到負向預測作用，擁有較低婚姻質量的夫妻在教養孩子的過程中會投入更多時間和精力，符合補償效應（Oosterhouse,Riggs,Kaminski,& Blumenthal,2020）。

雖然家庭系統理論提出兩個系統之間存在雙向關聯，但僅有少數研究探討共同教養對婚姻質量的影響，尤其是非西方文化背景下（Kwok et al.,2015）。部分實證研究發現，夫妻的共同教養關系越積極，他們的婚姻滿意度就越高（Durtschi,Soloski,& Kimmes,2017;Kwok et al.,2015;Latham,Mark,& Oliver,2019）。在共同教養與婚姻質量的研究中，雖然證實存在溢出或者補償效應（即情感和行為在個體內的遷移），但多數研究只關注母親樣本，而缺乏父親的數據（Kwok et al.,2015;Lamela,Figueiredo,Jongenelen,Morais,& Simpson,2020）。尤其在我國，共同教養的研究主要集中在個體的教養行為而非父親和母親之間的教養合作和互動上（McHale,Rao,& Krasnow,2000），因而無法分析情感和行為在父母之間的遷移，即交叉效應（crossover effect）。家庭系統理論認為，父母在教養孩子的過程中相互影響，家庭相關的研究最好能同時考察父親和母親的作用（McHale,1995;Minuchin,1988）。研究發現，家庭中父親的支持性教養行為對維持幸福穩定的婚姻更為重要（Feinberg,2003），而且父親的參與對母親的婚姻滿意度起著至關重要的作用（Kwok et al.,2015）。因而在現階段的研究中同時納入父親和母親的角色具有重要意義。主客體互倚模型（actorpartner interdependence model,APIM）的出現為成對數據的處理提供了新的思路（劉暢,伍新春,2017;Cook & Kenny,2005）。該模型能同時考察兩種效應：一是主體效應，個體的自變量對自身因變量產生影響，反映兩個變量在個體內的關系（如溢出效應或補償效應）；二是客體效應，個體的自變量對伴侶的因變量產生影響，反映兩個變量在個體間的關系（如交叉效應）（李育輝,黃飛,2010）。

目前關于共同教養影響婚姻質量的中介機制研究較少。自我擴張是指個體將他人的觀點、資源整合到自我意識中的行為，根據自我擴張模型（Aron & Aron,1996 ），本研究推測自我擴張可能是共同教養影響婚姻質量的一個重要中介變量。Xu，Lewandowski 和Aron（2016）也將自我擴張作為夫妻干預項目的中介變量，未來值得進一步探究。一方面，自我擴張能夠改善婚姻質量。具體表現為自我擴張可以豐富自我概念，帶來認知變化（Lin,Lin,Huang,& Chen,2016;Mattingly & Lewandowski,2013a），提升個體改善親密關系的意愿，增加伴侶在關系中的努力度，從而提升關系質量（Mattingly & Lewandowski,2013b）。研究發現，夫妻在關系中感受到的自我擴張水平越高，他們報告的婚姻滿意度就越高（Coulter & Malouff,2013;Mattingly,McIntyre,& Lewandowski,2012）。相反，缺乏自我擴張，會增加夫妻的不忠易感性（Lewandowski & Ackerman,2006），增加他們對替代者的興趣（VanderDrift,Lewandowski,& Agnew,2011）。因而自我擴張理論提出，夫妻雙方可以通過共同參與具有自我擴張性質的活動，諸如滑雪、跳舞、音樂會等，來改善婚姻質量（Carson,Carson,Gil,& Baucom,2007）。另一 方面，共同教養有助于實現自我擴張。夫妻之間的共同教養關系存在于孩子的生命歷程中（Feinberg,2003）。從嬰兒期的全天照看，到學齡期輔導作業，培養習慣和愛好等，在孩子不同的發展階段，父母之間的互動和分工會發生較大的變化。父母必須根據孩子所處階段的特點和需要，重新協調他們在教養中的角色，并調整相應的育兒標準（Kotila & Schoppe-Sullivan,2015），這對于父母來說充滿了壓力和挑戰。根據自我擴張理論，這樣具有新穎性、喚起性和挑戰性的活動能夠給個體帶來自我擴張（Aron & Aron,1996）。所以本研究認為父母可能會通過參與這些育兒活動，在共同教養關系中實現自我擴張。此外，由于夫妻雙方在育兒觀念和方式上存在差異，自我擴張理論認為伴侶差異越大，提供的資源、觀念和認同越多，帶來自我擴張的機會也就越多（Mattingly et al.,2012）。因此推測自我擴張可能在共同教養與婚姻質量之間起到中介作用。

綜上，許多研究證實了婚姻質量對共同教養的影響符合溢出或補償效應，但很少人關注共同教養對婚姻質量的作用機制，尤其是在非西方文化背景下同時考察丈夫和妻子的成對數據。因此，本研究將采用APIM 模型探究丈夫和妻子的共同教養如何通過自我擴張影響自身和伴侶的婚姻質量。本研究假設：（1）夫妻報告的共同教養對自身和伴侶的婚姻質量均有影響；（2）自我擴張在共同教養與婚姻質量的主體效應中起到中介作用；（3）自我擴張在共同教養與婚姻質量的客體效應中也起到中介作用。

2 研究方法

2.1 被試

本研究采用方便取樣法，對廣東、四川、湖北、湖南省四所小學的1100 對學生父母（婚姻狀態包含離婚）進行問卷調查，最終回收812 對父母的問卷。剔除無效問卷，獲得567 對父母的有效問卷，有效率為69.8%。其中，丈夫平均年齡為38.00 歲（SD=4.79 歲），妻子平均年齡為35.47 歲（SD=4.90 歲）。孩子平均年齡為8.88 歲（SD=1.70 歲），且48.6%為女孩。35.2%的家庭來自農村，64.8%來自城市。學歷上占比最大的是初中學歷（丈夫36.0%，妻子41.4%）；大部分人報告自己為個體經營者（丈夫33.5%，妻子24.0%）。

2.2 研究工具

2.2.1 共同教養

采用Stright 和Bales（2003）編制、侯忠偉（2007）修訂的父母共同教養的關系感知量表（Parents’ Perceptions of the Co-Parenting Relationship），測量父母在共同教養過程中，雙方互動行為上的支持和不支持的頻率。量表包含14 個項目，分為兩個維度：支持（如“當我管教孩子時，丈夫/妻子會支持我”）和不支持共同教養（如“當我在與孩子有關的事情上需要丈夫/妻子的幫助時，他/她并不幫忙”）。采用5 點計分，計算所有項目的平均分，分數越高表示共同教養一致性越高。本研究中，丈夫和妻子分量表的Cronbach’s α 系數分別為0.85 和0.84。

2.2.2 自我擴張

采用Lewandowski 和Aron（2002）編制的自我擴張問卷（Self-Expansion Questionnaire,SEQ），測量個體體驗到同伴為自己帶來的知識、技能、能力等方面的增加程度。量表包含14 個項目，包括“和他（她）相處時，常經歷新的體驗”，“他（她）激勵你學習新技能”等項目。采用5 點計分，計算所有項目的平均分，分數越高表示自我擴張程度越高。本研究中，丈夫和妻子分量表的Cronbach’s α 系數分別為0.94 和0.93。

2.2.3 婚姻質量

采用Locke 和Wallace（1959）編制的Locke-Wallace 婚姻調適測驗（Marital Adjustment Test,MAT）。量表包含15 個項目，比如“你和你的配偶一起從事感興趣的戶外活動嗎”，“你信任你的配偶嗎”等。量表各項目使用不同的計分方式，各項目得分總和為該量表總分，總分范圍為2～158 分，小于100 分為婚姻失調，大于等于100 分為婚姻調適良好。本研究中，丈夫和妻子分量表的Cronbach’s α 系數分別為0.70 和0.73。

2.3 數據處理

本研究采用SPSS19.0 軟件進行描述統計和Pearson 相關分析，用Mplus7.0 構建主客體互倚模型分析成對數據。

為了避免出現共同方法偏差（common method biases,CMB），本研究首先在程序上進行了控制：選擇不同時間和地方收集數據，使用反向題和不同計分方式（如5 點計分、7 點計分），并對被試進行匿名保護。其次，進行了統計控制，通過Harman 單因素檢驗法進行分析。結果發現，有18 個因子的特征根大于1，累計解釋67.67%的變異，且第一個因子的方差解釋率為23.17%，小于臨界值40%，說明本研究共同方法偏差效應不顯著（Podsakoff,MacKenzie,Lee,& Podsakoff,2003）。

3 結果

3.1 各變量的描述性統計和相關分析

表1 列出了丈夫和妻子在各變量的平均數、標準差和相關系數。結果發現，所有變量兩兩之間的相關均顯著。具體而言：（1）丈夫的共同教養與丈夫的婚姻質量呈顯著正相關；（2）妻子的共同教養與妻子的婚姻質量呈顯著正相關；（3）丈夫的共同教養與妻子的婚姻質量呈顯著正相關；（4）妻子的共同教養與丈夫的婚姻質量呈顯著正相關。

表1 各變量的描述性統計和相關分析

3.2 共同教養與婚姻質量的關系

為了考察丈夫和妻子的共同教養對自身和伴侶婚姻質量的影響，本研究采用主客體互倚模型（APIM）進行分析。由于丈夫和妻子可以根據角色進行區分，本研究先按照可區分的成對關系檢驗APIM 的飽和模型（saturated model），結果發現（見圖1）：（1）丈夫和妻子的共同教養能夠顯著正向預測自身的婚姻質量，主體效應顯著；（2）無論丈夫還是妻子，共同教養均能顯著正向預測伴侶的婚姻質量，客體效應顯著。

圖1 共同教養與婚姻質量的關系

值得注意的是，盡管在研究中可以通過角色將成對數據進行區分，但雙方的主體效應與客體效應可能是不可區分的（劉暢,伍新春,2017）。因此，本研究通過限制丈夫和妻子主體效應相等和客體效應相等，來探究他們在共同教養對婚姻質量的影響中是否為可區分關系。結果發現：χ2(2)=0.53，p=0.769，不顯著。表明丈夫和妻子在共同教養對婚姻質量的影響中為不可區分的成對關系，不存在性別角色上的差異。

本研究利用客體效應與主體效應的比值k來判斷成對模式（Ledermann,Macho,& Kenny,2011）。分析發現，模型擬合度為χ2(6)=21.82，k值0.38，95%CI[0.234,0.528]，包含0.5，表明可能為混合模式。限制k等于0.5，進一步驗證是否為混合模式，結果發現，χ2(7)=24.10，△χ2(1)=2.27，p=0.132，變化不顯著。說明共同教養對婚姻質量的影響為混合模式。也就是說丈夫和妻子的共同教養均會影響自身和伴侶的婚姻質量，且自身共同教養對婚姻質量的影響是伴侶共同教養影響的兩倍。

3.3 自我擴張的中介作用

為了探究自我擴張在共同教養與婚姻質量的中介作用，本研究采用主客體互倚中介模型（actor-partner interdependence mediation model,APIMeM）（Ledermann et al.,2011）進行分析，模型擬合度良好：χ2(2)=0.26，p=0.878，CFI=1.00，RMSEA=0.000，SRMR=0.004。結果發現（見圖2）：（1）主體效應顯著，無論丈夫還是妻子，共同教養均能顯著正向預測自身的婚姻質量，共同教養均能顯著正向預測自身的自我擴張，自我擴張均能顯著正向預測自身的婚姻質量；（2）在客體效應上，僅妻子報告的自我擴張水平能顯著正向預測丈夫的婚姻質量，但丈夫的自我擴張則無法顯著預測妻子的婚姻質量。

圖2 共同教養、自我擴張和婚姻質量的關系

采用Bootstrap 進行中介效應檢驗，結果發現（見表2）：丈夫的共同教養經由丈夫的自我擴張到丈夫的婚姻質量、妻子的共同教養經由妻子的自我擴張到妻子的婚姻質量、妻子的共同教養經由妻子的自我擴張到丈夫的婚姻質量，這三條路徑的間接效應顯著，其余路徑的間接效應均不顯著。

表2 共同教養、自我擴張和婚姻質量的間接效應

4 討論

4.1 共同教養對婚姻質量的影響

夫妻報告的共同教養均能顯著正向預測自身的婚姻質量，主體效應顯著，與以往研究結果一致（Durtschi et al.,2017;Kwok et al.,2015;Latham et al.,2019;Morrill et al.,2010）。表明父母子系統對夫妻子系統存在溢出效應，驗證了家庭系統理論關于父母子系統與夫妻子系統是雙向影響的論述。這一結果可能的解釋是：支持互助的共同教養關系，一方面可以幫助夫妻減輕諸如輔導作業、洗衣做飯等育兒負擔，擁有更多時間和空間培養感情；另一方面有助于減少夫妻間的沖突和權力拉鋸，增加個體對伴侶的積極回應，從而在關系中形成積極循環，提升婚姻質量（張耀方,方曉義,2011）。本研究還發現，共同教養均能顯著正向預測伴侶的婚姻質量，客體效應顯著。這與Durtschi 等人（2017）的研究結果部分一致。這一結果可能的解釋是：在養育孩子的過程中，對伴侶的支持能夠有效減輕對方的育兒負擔，讓個體感受到是被伴侶所需要的，是有價值的，進而促進自我效能感的提升，從而加深情感聯結。

4.2 自我擴張在共同教養與婚姻質量關系中的中介作用

加入中介變量后，本研究發現自我擴張在共同教養與婚姻質量的主體效應中起到部分中介作用。無論丈夫還是妻子，自我報告的共同教養均會通過自我擴張影響自身的婚姻質量。驗證了Xu 等人（2016）提出考察自我擴張在夫妻干預項目的中介作用是未來一個值得探究方向的觀點。此結果可能的解釋是：那些在共同教養中感知到更多伴侶支持的個體，更愿意將伴侶的資源、觀點和認同納入自我，從而實現自我擴張。而關系中自我擴張水平越高，個體的婚姻質量就越高（Coulter & Malouff,2013;Mattingly et al.,2012）。因此在家庭治療中，夫妻雙方可以通過共同參與具有新穎性和挑戰性的活動來改善婚姻關系。

此外，自我擴張還在共同教養與婚姻質量的客體效應中起到部分中介作用，具體表現為妻子報告的共同教養能通過自身的自我擴張水平影響丈夫的婚姻質量，丈夫的共同教養卻較難通過自身的自我擴張水平影響妻子的婚姻質量。表明丈夫的婚姻質量對妻子的自我擴張水平更敏感，而妻子的婚姻質量對于丈夫的自我擴張不敏感。這一結果可能的解釋是：一方面，根據竇斌（2011）的研究，相對于男性，女性的自我分化程度相對較低，具體表現在她們的情緒化反應更強烈，與他人融合的程度更高。妻子的情緒情感往往更容易受到伴侶各方面因素的影響，比如溝通水平、婚姻沖突，從而影響妻子對婚姻質量的評估。另一方面，由于社會對男性性別角色存在獨立、更少情緒化等要求（Young,Riggs,& Kaminski,2017），丈夫自身的特征更難影響妻子的婚姻質量。因此，相對來說，提升妻子的自我擴張水平更有效，不僅能夠改善妻子自身的婚姻質量，還能影響伴侶的婚姻質量。

本研究考察了共同教養對婚姻質量的影響，驗證了溢出效應，符合家庭系統理論關于兩者關系可能是雙向的這一說法。采用主客體互倚模型探究成對數據和自我擴張的中介作用，對促進夫妻互動和教養過程具有較大的實踐指導意義。未來在家庭治療中可以考慮通過提升個體自我擴張水平來改善婚姻質量（Carson et al.,2007）。未來研究可以考察采用追蹤設計，進一步探究共同教養如何隨時間變化影響婚姻質量。同時利用客觀的數據收集方式，如用觀察法測量夫妻間的行為互動，或從孩子視角報告夫妻的婚姻質量和共同教養。此外，夫妻結婚時間越長，可能新鮮感降低，越難為彼此提供新穎的想法或資源，也較難實現自我擴張。這些時間因素可能會調節自我擴張的中介作用，影響婚姻質量的作用機制，未來可以結合縱向研究來進一步探索和驗證。

5 結論

（1）無論丈夫還是妻子，共同教養均能夠預測自身和伴侶的婚姻質量。（2）無論丈夫還是妻子，自我擴張在共同教養與婚姻質量的主體效應中均起到中介作用。（3）自我擴張在共同教養與婚姻質量的客體效應中起到中介作用，具體表現為，妻子的共同教養能夠通過自身的自我擴張水平影響丈夫的婚姻質量。