根据家庭系统理论，家庭是由夫妻子系统、亲子子系统、兄弟姐妹子系统构成的层级组织系统，各个子系统相互依赖，某一子系统的情绪和行为动态会对其他子系统的功能产生影响(Cox & Paley，1997)。其中，反映夫妻子系统关系质量的婚姻冲突与揭示亲子子系统互动状况的教养方式相互作用的机制一直备受理论研究者和家庭治疗实践者的关注。婚姻冲突究竟是否会影响教养方式？如果确实存在影响，那么这种作用的方向如何？针对这些问题，溢出假说、补偿假说、区分假说提出了对立的解释。

溢出假说(spillover hypothesis)认为，由婚姻关系引起的情绪情感会迁移到亲子关系中，健康的婚姻关系引发积极的情绪情感，这促使家长能更敏感地觉察到孩子的需要并给予理性引导和鼓励支持，而婚姻冲突引发的消极情绪则会导致家长以严格的纪律管束子女，减少对孩子的温暖回应(Easterbrooks & Emde，1988; Erel & Burman，1995; Krishnakumar & Buehler，2000)，表现为婚姻冲突对有效教养的破坏作用。相反，补偿假说(compensatory hypothesis)认为，对婚姻关系存在不满的家长会转而从子女身上寻求补偿，在教养方面表现出高接纳和低控制(Erel & Burman，1995; Krishnakumar & Buehler，2000)，这表明婚姻冲突可能促进积极教养的产生。区分假说(compartmentalization hypothesis)则指出，家长能够区分自己在婚姻关系和亲子关系中的不同角色，将婚姻冲突引发的消极情绪局限在夫妻关系内，因此婚姻冲突对教养没有影响(Krishnakumar & Buehler，2000)。

溢出假说获得了大量实证依据(Coln，Jordan，& Mercer，2013; Pedro，Ribeiro，& Shelton，2012)，而补偿假说只得到了少数针对特殊群体研究的支持(Lapierre，2010; Letourneau，Fedick，& Willms，2007)，区分假说则常常被忽视。国内也有一些研究证明了婚姻质量对教养的“溢出”效应，不过研究群体主要是学龄儿童和青少年家长(杨阿丽，方晓义，2006; 李剑侠，郭菲，陈祉妍，2012)。家庭生命周期理论认为，夫妻婚姻满意度在第一个孩子出生后开始显著下降(Gottman & Notarius，2002)。国内研究也表明，城市夫妻冲突高发期在婚后3~7年(徐安琪，叶文振，2002)，此时孩子多处于幼儿阶段，家长的教养方式正处于探索和动态变化中(Davies，Sturge-Apple，& Cummings，2004)。同时，该阶段是社会性发展的关键期，早期亲子互动的质量对儿童发展状况有着更为重要的影响(Letourneau et al., 2007)。因此，有必要进一步在幼儿家长群体中检验三种假说。此外，以往研究考察的大多是婚姻冲突对不同教养方式(如严厉惩罚、情感支持)各自的全部效应，而非对某一教养方式区别于其他教养方式的差别效应，目前尚无研究探讨婚姻冲突对教养的影响究竟主要体现在增加/减少责罚与控制(专制教养)，还是降低/提高温暖与支持(权威教养)。

元分析(Krishnakumar & Buehler，2000)发现，婚姻冲突与教养方式关系的效应值具有一定的变异性，这说明婚姻冲突与教养方式的关系可能受到潜在调节变量的影响。整体交互作用论(Magnusson & Stattin，2006)认为，个体因素与环境因素间持续、动态的交互作用影响着个体行为的发展，因此婚姻冲突(环境因素)对教养方式的影响效果可能取决于家长自身的某种因素(个体因素)。根据上述三个假说，影响婚姻冲突与教养方式间关系的关键是情绪的迁移，这意味着家长情绪调节可能是一个重要的调节变量。与这一假设相似，已有研究发现，家长的抑郁症状(Davies et al., 2004)、消极情绪性和拘谨等人格特质(Jessee，Mangelsdorf，Brown，Schoppe-Sullivan，Shigeto，& Wong，2010)、积极情绪表达(Kolak & Volling，2007)等与情绪有关的因素会扩大或降低婚姻质量对教养方式的效应，不过少有研究直接考察家长情绪调节的作用。Baden(2012)曾采用家长努力控制、宜人性和尽责性合成了“情绪相关调节”(emotion-related regulation)这一变量，并证明了它对婚姻冲突与亲子冲突关系的调节作用，然而调节作用的方向却与假设相反，作者对此的解释是高宜人性、高尽责性并不代表负性情绪体验更低、情绪调节能力更好。采用更为直接的工具测量情绪调节，或许能更准确地反映它在婚姻冲突与教养方式关系中的调节作用。

认知重评(cognitive reappraisal)和表达抑制(expression suppression)是最常见的两种情绪调节策略，前者通过改变个体对情绪事件的认识来改变其对情绪的影响，后者指压抑正在发生的情绪表达行为(Gross & John，2003)。以往综述表明，认知重评能降低消极情绪体验和表达，并增加积极情绪体验和表达；表达抑制虽然也能降低消极情绪表达，但消极情绪仍然存在，积极情绪体验和表达却有所减少(马伟娜，姚雨佳，桑标，2010)。这说明认知重评的调节效果更好，应用这种策略的家长可有效调节婚姻冲突引起的消极情绪，而表达抑制可能不具有这种效果。因此，本研究假设，如果家长较少使用认知重评或较多使用表达抑制策略来调节情绪，则溢出假说成立；如果家长经常使用认知重评或较少使用表达抑制策略来调节情绪，则区分假说成立。由于支持补偿假说的研究较少，且多在特殊人群中开展，因此本研究暂不对该假说的成立条件进行预期。另外，有研究者提出父亲与丈夫角色的区别没有母亲与妻子角色的区别明显，因此父亲教养比母亲教养更易受到婚姻冲突等压力性因素的影响，也即父亲教养具有易损性(fathering-vulnerability)(Cummings，Merrilees，& George，2010)。根据这一观点，本研究预期低认知重评、高表达抑制等危险因子的存在将进一步扩大父亲教养的易损性，相较于母亲，家长情绪调节策略对婚姻冲突与教养方式的调节作用在父亲身上体现得更为明显。

基于上述分析，本研究拟探讨以下问题：(1)幼儿父母婚姻冲突对不同教养方式的差别效应；(2)父母情绪调节策略对婚姻冲突与教养方式关系的调节作用。本研究将进一步在中国幼儿家长中对溢出假说、补偿假说和区分假说加以验证，通过检验婚姻冲突与教养方式关系中存在的调节变量，揭示理论观点间差异和研究结果不一致的可能原因，丰富和深化本领域的研究。同时，也可为缓解婚姻冲突对教养方式消极影响的干预实践提供借鉴和依据。

选取北京市两所公立幼儿园的285名3~6岁儿童，其中男孩157名，女孩128名；平均年龄60.59月(SD=9.67)；独生子女占92.6%。参与问卷填写的家长中，70人为父亲，215人为母亲，年龄在25~40岁之间。

采用Porter和O'Leary(1980)编制的O’Leary-Porter量表(O’Leary-Porter Scale; OPS)测量儿童在场时父母公然发生冲突的频率。共8个项目，采用7级计分，从“从来没有”到“几乎总是”分别记为1~7分，分数越高表示家长公开冲突的频率越高。对该量表进行验证性因素分析和模型修正，设定两个项目残差相关后的拟合指数为：χ²/df=2.31，RMSEA=0.068，GFI=0.96，CFI=0.96，NFI=0.94，NNFI=0.94。本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.68。

采用教养方式与维度问卷(Parenting Styles and Dimensions Questionnaire; PSDQ)测量父母教养方式(Robinson，M and leco，Olsen，& Hart，1995; Zhou，Eisenberg，Wang，& Reiser，2004)。原问卷包括权威教养、专制教养、纵容教养三个分问卷，由于纵容教养分问卷在中国文化中的不适用性(Wu et al., 2002)，本研究仅使用前两个分问卷。其中，权威教养分问卷共27个项目，包括温暖接纳、理解引导、温和回应、鼓励民主参与四个方面；专制教养分问卷共17个项目，包括专断惩罚、体罚、言语敌意、命令四个方面。采用5级计分，从“从不”到“总是”分别记为1~5分，分数越高表示家长越经常使用相应的教养方式。本研究中，权威、专制教养的Cronbach’s α系数分别为0.91和0.86。

采用Gross(2003)编制的情绪调节问卷(Emotion Regulation Questionnaire; ERQ)，包括认知重评和表达抑制两个维度，共10个项目，采用7级计分，从“完全不同意”到“完全同意”分别记为1~7分，分数越高表示越经常使用相应的策略。对该问卷进行验证性因素分析和模型修正，删除2个题目并设定了若干项目间的残差相关，修正后的拟合指数为：χ²/df=2.59，RMSEA=0.075，GFI=0.96，CFI=0.97，NFI=0.95，NNFI=0.95。本研究中，认知重评、表达抑制的Cronbach’s α系数分别为0.83和0.67。

以父母职业、父母受教育程度、家庭收入为指标，衡量幼儿的家庭社会经济地位(SES)。

参考师保国和申继亮(2007)的研究，父母职业分为5类：①临时工、待业、失业人员，非技术人员及农业劳动者(父0.7%，母7.0%)；②体力劳动工人和个体经营者、技术工及同级工作者(父7.0%，母2.5%)；③一般管理者、一般专业技术人员与事务性工作人员(父20.4%，母28.4%)；④中层管理者、中层专业技术人员与助理专业人员(父31.9%，母34.7%)；⑤职业高级管理人员、高级专业技术人员与专业主管人员(父40.0%，母27.4%)。分别赋值为1~5。

父母受教育水平分为3类：①高中及以下(父9.1%，母8.8%)；②大学(本/专科)(父60.7%，母68.1%)；③研究生及以上(父30.2%，母23.1%)。分别赋值为1~3。

家庭年收入分为6类：①3万元以下(2.8%)；②3~5万元(3.2%)；③5~10万元(20.4%)；④10~15万元(26.3%)；⑤15~20万元(18.9%)；⑥20万元以上(28.4%)。分别赋值为1~6。

参考“国际学生评估项目(PISA)2003技术报告”(2005)中的算法，将赋值后的上述指标分别标准化，再进行主成分分析，获得各指标的因子载荷，以因子载荷为权重合成家庭SES。

首先，通过园方向家长发放知情同意书，家长知情同意后签字。然后，经过培训的主试向班主任说明研究目的及施测注意事项。主试与班主任在家长接送孩子时向家长说明问卷填写注意事项，要求儿童主要抚养人在一周内填完并交给教师。最后由主试统一回收问卷。

采用Lisrel 8.53、SPSS 20.0、SAS 9.4对数据进行验证性因素分析、方差分析、相关分析和分层回归分析。参照前人做法(李丹黎，张卫，李董平，王艳辉，2012)，本研究运用Bootstrap方法检验所有回归系数的显著性，共构造1000个样本，每个样本容量均为285人。

采用Harman单因素检验对共同方法偏差进行检验。结果表明，特征值大于1的因子共17个，第一因子的变异解释率为18.82%，小于40%的临界标准，说明共同方法偏差不显著。

对人口统计学变量、婚姻冲突、情绪调节策略、教养方式进行Pearson相关分析，结果表明(表 1)，权威教养与婚姻冲突显著负相关，与认知重评显著正相关；专制教养与婚姻冲突显著正相关，与认知重评显著负相关。

采用分层回归分析，考察婚姻冲突对两类教养方式的预测作用及父母情绪调节策略在其中的调节作用。除儿童性别和家长性别外，对所有变量做标准化处理。为考察婚姻冲突对两类教养的差别效应，在回归分析第一层对非焦点结果变量(例如，在以权威教养为因变量的回归中，专制教养为非焦点结果变量)进行控制。由于儿童年龄与其他变量均无显著相关，因此不将其作为控制变量纳入方程。

如表 2所示，在控制了儿童性别、家庭SES、家长性别和非焦点结果变量后，婚姻冲突对权威教养的负向预测作用显著，对专制教养的正向预测作用显著。参照李董平等人(2012)的做法，在SAS中调用PROC REG过程的MTEST选项来检验两类教养方式对婚姻冲突的回归系数是否存在显著差异。由于两类教养方式对婚姻冲突的回归系数符号相反，而本研究关注的是自变量对两个因变量各自预测作用大小的差异，因此在检验前先将权威教养得分进行反向计分。结果表明，婚姻冲突对权威教养、专制教养的预测作用大小无显著差异，F(1，280)=1.13，p＞0.05。

以权威教养为因变量的回归分析结果(表 2)显示，在控制了前两层变量的作用后，认知重评对权威教养的预测作用显著，表达抑制的预测作用不显著；婚姻冲突与认知重评、婚姻冲突与表达抑制的交互作用均显著；婚姻冲突与家长性别的交互作用不显著，婚姻冲突、父母情绪调节策略与家长性别的三级交互项均不显著。

采用简单斜率(simple slope)检验进一步分析情绪调节策略在父母冲突与权威教养关系中的调节作用。以平均数加减一个标准差的方法分别将2个调节变量(认知重评、表达抑制)划分为高分组和低分组。在控制协变量的条件下，分别考察两组被试的婚姻冲突对权威教养的影响。结果表明，认知重评低分组中，婚姻冲突对权威教养具有显著的负向预测作用，β=-0.38，t=-2.47，p＜0.05；认知重评高分组中，婚姻冲突对权威教养的预测作用不显著，β=0.14，t=1.00，p>0.05。另一方面，在表达抑制低分组，婚姻冲突对权威教养的预测作用不显著，β=-0.06，t=-0.42，p>0.05；在表达抑制高分组，婚姻冲突对权威教养具有显著的负向预测作用，β=-0.37，t=-2.65，p＜0.01。

图 1 认知重评在婚姻冲突与权威教养关系中的调节作用

图选项

图 2 表达抑制在婚姻冲突与权威教养关系中的调节作用

图选项

以专制教养为因变量的回归分析结果(表 2)显示，在控制了前两层变量的作用后，认知重评、表达抑制对专制教养的预测作用不显著；婚姻冲突与认知重评、婚姻冲突与表达抑制的交互作用均不显著；婚姻冲突与家长性别的交互作用不显著，婚姻冲突、父母情绪调节策略与家长性别的三级交互项均不显著。

本研究表明，家长在幼儿面前公然发生冲突的频率越高，则他们越容易采用专制教养，而较少采用权威教养，以往采用横断、追踪设计，以学步儿童、学龄儿童或青少年家长为被试的研究都得到了与此相似的结果(Coln et al., 2013; Pedro et al., 2012; 李剑侠等，2012)，支持溢出假说，也即父母消极互动所引发的愤怒、受挫、烦躁、痛苦等情绪将转移到亲子交往中。

权威教养对婚姻冲突的回归系数绝对值(0.26)大于专制教养对婚姻冲突的回归系数(0.16)，不过这一差异没有达到统计学显著水平，说明婚姻冲突在导致家长减少为子女提供温情支持和增加责罚控制两个方面的作用并无明显的主次之分。一方面，社会学中关于家庭压力与角色紧张的文献指出，压力(如婚姻冲突)会削弱家长的教养能力，受消极情绪干扰，家长无法为孩子提供支持或敏感回应其需要(Emde & Easterbrooks，1985; Erel & Burman，1995)。另一方面，从家庭系统观的视角出发，子女是父母不和谐关系的“替罪羊”，为了从夫妻子系统的冲突中转移注意力，家长会更加关注子女的缺点和问题，在教养中表现出苛责和拒绝(Erel & Burman，1995; Vogel & Bell，1960)。

尽管溢出假说以压倒性的优势获得了实证研究的支持，但补偿假说和区分假说的观点也具有一定的合理性。Belsky和Pluess(2009)指出，相同环境因素对不同个体的行为的影响有所不同，这意味着婚姻冲突与教养的关系可能受到某种调节变量的影响。

本研究发现父母认知重评、表达抑制均在婚姻冲突与权威教养的关系中发挥调节作用，并在不同人群中分别验证了溢出假说和区分假说。

首先，溢出假说在较少使用认知重评或较多使用表达抑制的家长中得到验证，这类家长的婚姻冲突能显著负向预测其权威教养，且回归系数绝对值与在全体被试中获取的结果相比有所提高。研究表明，认知重评在情绪调节方面的表现优于表达抑制，后者虽能降低消极情绪表达，但生理反应和交感神经系统的激活却增强(马伟娜等，2010)。因此，较少使用认知重评或经常使用表达抑制的家长无法摆脱婚姻冲突诱发的消极情绪，他们难以察觉子女的需要，也就无法提供温暖支持。此外，从保护性因素与危险性因素累积效应的角度出发，婚姻冲突与家长的低认知重评、高表达抑制都是权威教养的危险性因素，它们将以线性组合的方式影响结果变量，对权威教养的破坏作用呈现出稳定的增长，支持危险性因素的叠加模型(MacKenzie，Kotch，& Lee，2011; 金灿灿，邹泓，李晓巍，2011)。

其次，区分假说首次在经常使用认知重评或较少使用表达抑制的中国家长中得以证明，这类家长的权威教养没有受到婚姻冲突的影响。这一结果间接支持了Sturge-Apple，Cicchetti，Davies和Suor(2012)的研究，他们发现与情绪调节策略有关的5-HTTLPR基因型(包括SS、SL、LL)、OXTR基因型(包括AA、AG、GG)均在婚姻冲突和母亲教养敏感性的关系中起调节作用，对于较多使用认知重评的LL型个体(Miu，Vulturar，Chis，ungureanu，& Gross，2013)和较少使用表达抑制的AA/AG型个体(Kim et al., 2011)而言，婚姻冲突与教养敏感性并无关联。一个可能的解释是，经常使用认知重评或较少使用表达抑制的家长能有效调节不良婚姻关系引发的负性情绪，在这类家长眼中，夫妻关系和亲子关系存在明确的界限，他们能够在夫妻子系统内处理矛盾和冲突，因而婚姻冲突不会对教养产生影响。另外，根据保护性因素的保护模型(金灿灿等，2011)，高认知重评和低表达抑制(保护性因素)的出现可以切断或减弱婚姻冲突(危险性因素)与权威教养的消极关联。

本研究表明，婚姻冲突与父母情绪调节策略的交互作用存在一定的特异性，这种交互作用存在于权威教养中，但不存在于专制教养中。这可能是因为婚姻冲突与专制教养的关系更具稳定性。Sturge-Apple等人(2012)的研究也发现，OXTR基因型与婚姻冲突仅对教养敏感性存在显著的交互效应，对严厉/惩罚教养的交互效应则不显著。然而，5-HTTLPR基因型在婚姻冲突与两类教养的关系中均发挥调节作用。婚姻冲突与专制教养的关系稳定性到底如何，还需要更多实证研究的验证。

最后，本研究没有发现家长性别在婚姻冲突与教养方式关系中的调节作用，以及家长性别对婚姻冲突与情绪调节策略的交互作用的影响，未能支持父亲教养易损性的观点。一个可能的原因是，参与本研究的父亲和母亲都是家庭中主要负责养育孩子的一方，这些父亲对自己在婚姻关系和亲子关系中的角色差异也有着较为清晰的认识，因此父亲教养对婚姻冲突的易感性不再强于母亲，故而情绪调节策略对溢出效应大小的影响在父亲和母亲中没有呈现出差异。不过，尽管Krishnakumar和Buehler(2000)的元分析表明婚姻冲突与父亲教养的联系强于其与母亲教养的联系，但也有一些研究(Ponnet et al., 2013; Sturge-Apple et al., 2004)没有发现这种差异，这可能是因为以往支持该假说的研究并未直接检验家长性别的作用(Cummings et al., 2010)。父亲与母亲的差异也许不像理论假说所认为的那样明显，特别是随着当今父亲教养投入的增多，这种差异可能越来越小。

本研究存在以下局限：(1)研究变量均由家长报告，难以排除社会赞许性的影响，未来研究可加入其他测量方式，例如教养方式的测量可采用观察者对家长在亲子互动任务中表现的评分；(2)研究选取的幼儿园在北京属于中上等水平，被试普遍来自SES较高的家庭，因此应谨慎推广研究结论；(3)夫妻双方的行为可能相互影响，同时收集双方数据能更深入地探讨本研究的相关问题；(4)研究中缺少来自儿童的变量，后续研究可进一步考察儿童变量(如气质)是否会调节婚姻冲突与教养方式的关系，也可建立有调节的中介模型，检验父母情绪调节策略是否会影响教养方式在婚姻冲突与儿童发展结果变量间的中介作用；(5)考虑到参与研究的被试均来自一般家庭，本研究未能对补偿假说的成立条件进行预期和检验，未来研究可通过对比普通家庭与特殊家庭(如婚姻冲突频率极高、强度极大或存在虐待的家庭)，进一步探讨补偿假说的适用人群。

本研究发现婚姻冲突对教养方式的溢出效应也存在于中国幼儿家长中，并证明了家长情绪调节策略在其中的调节作用。今后干预除了聚焦于改善婚姻质量、引导父母以建设性的方式解决婚姻冲突外，还可从提高家长情绪调节能力入手，帮助家长学习最佳的情绪调节策略和技巧，改善家长教养方式，避免消极教养的出现。

(1)幼儿父母的婚姻冲突能显著负向预测其权威教养，显著正向预测其专制教养，且对两类教养的预测作用大小无显著差异。

(2)父母情绪调节策略在婚姻冲突与权威教养的关系中发挥调节作用，低认知重评或高表达抑制家长的婚姻冲突能显著负向预测权威教养，高认知重评或低表达抑制家长的婚姻冲突对权威教养的影响不显著；父母情绪调节策略对婚姻冲突与专制教养关系的调节作用不显著。