协同教养指在教养儿童的过程中，所有承担教养责任的成人相互协作的活动(McHale，2007; McHale，Lauretti，Talbot，& Pouquette，2002)，是承担父母角色的个体相互作用的方式(Feinberg，2003)。已有研究发现，协同教养对儿童的认知(Cabrera，Scott，Fagan，Steward-Streng，& Chien，2012; McHale，Rao，& Krasnow，2000)、情绪情感(McConnell & Kerig，2002; Teubert & Pinquart，2011)及问题行为(Baril，Crouter，& McHale，2007; Riina & McHale，2014;Schoppe，Mangelsdorf，& Frosch，2001)等都具有重要影响。

在协同教养的早期研究中，婚姻关系与协同教养的区分是存在争议的(McHale et al.，2002)，如Brody(1994)将婚姻互动的质量包含在协同教养的构念中，认为协同教养包括沟通与工具性支持、教养者关于儿童问题的冲突以及婚姻互动的质量。近年来，研究者认为协同教养是与婚姻关系不同的构念(Teubert & Pinquart，2011)，婚姻关系关注的是男性和女性作为夫妻而与之相关的性、浪漫关系、金钱关系等；而协同教养与抚养儿童有关(Feinberg，2003; Teubert & Pinquart，2011)，是男性和女性作为父母的身份在抚养儿童过程中的结盟与互动。从家庭系统理论来看，婚姻关系从属于夫妻子系统，父子和母子关系从属于亲子子系统，而协同教养关系则从属于父母子系统。

研究发现，婚姻质量是所有已探讨的影响因素中对协同教养最有效的预测源(Mangelsdorf，Laxman，& Jessee，2011)，反映婚姻关系与质量的婚姻满意度与有效的协同教养间的正向联结是协同教养研究中最为一致的发现(Pedro，Ribeiro，& Shelton，2012)。在这些研究中，大量关于婚姻满意度与协同教养的探讨关注的是外溢效应(Belsky，Crnic，& Gable，1995; Bonds & Gondoli，2007; Katz & Gottman，1996; Margolin，Gordis，& John，2001; Morrill，Hines，Mahmood，& Córdova，2010; Schoppe-Sullivan，Mangelsdorf，Frosch，& McHale，2004)，认为父母子系统中表现出的情绪、情感与行为由婚姻子系统产生，并且以相同的效价进行迁移(Erel & Burman，1995; Ponnet et al.，2013)。这是婚姻子系统与父母子系统间个体内的迁移。

然而，这些研究未能关注夫妻子系统与父母子系统之间的交叉效应(crossover effect)。交叉效应首先提出于压力感受在不同领域间的“传染”(Bolger，DeLongis，Kessler，& Wethington，1989)，指感受、情感和行为在个体间的迁移(Nelson，O’Brien，Blankson，Calkins，& Keane，2009; Ponnet et al.，2013)。与外溢效应关注个体内的迁移不同，交叉效应体现的是个体间的作用(Pedro et al.，2012)。根据家庭系统理论(Minuchin，1985)，家庭中的各元素是相互影响的，家庭系统间各元素的相互作用不容忽视。已有研究发现，夫妻子系统与亲子子系统之间(Katz & Gottman，1996; Nelson et al.，2009; White，1999)以及父母子系统与亲子子系统之间(Holl and & McElwain，2013; Pedro et al.，2012)均存在交叉效应，但夫妻子系统与父母子系统间的交叉效应尚缺乏探讨。

在已有对婚姻质量与协同教养关系的研究中，研究者主要关注的是学龄前儿童(Katz & Gottman，1996; Margolin et al.，2001)。在纵向追踪的研究中，研究者发现婚姻冲突与破坏性协同教养的关系在儿童3岁时比6个月时联系更为紧密(Schoppe-Sullivan et al.，2004)。这提示婚姻质量与协同教养的关系可能随着时间而变化发展。家庭生命周期理论(Glick，1989)也表明，在家庭发展的不同阶段，家庭关系面临着变化与发展。研究发现，父母的婚姻满意度在不同的家庭生命周期中存在差异(Rollins & Feldman，1970)。当儿童进入青春期，家庭也进入了新的转换期。如何与其他教养者保持良好的协同教养关系，是家庭转折期最需要考虑的内容之一(McHale & Rotman，2007)。此时，父母在教养方面面临着新的挑战，他们需要对青少年的日常事务(如社会生活、家庭作业、家务)等重新进行决策，对于如何共同进行决定也需要重新制定规则，这就要求青少年的父母重组他们的协同教养关系，以使其教养行为达到同步(Riina & McHale，2014)。此时，协同教养关系所经受的考验可能比以往任何时候都要强烈(McHale & Irace，2011)。在这一过程中，父母婚姻满意度对协同教养的影响也可能与其他发展阶段存在差异，但目前还未有研究有效地揭示青少年家庭中二者之间的关系。

同时，有研究发现，在婚姻满意度与协同教养的关系中，父母之间存在差异。例如，Gordon 与Feldman 对94对5个月婴儿的父母进行研究，发现父亲的婚姻满意度可以影响其协同教养，而母亲的协同教养则不受自身的婚姻满意度的影响(Gordon & Feldman，2008)。研究者认为父亲的教养行为更易受到婚姻关系的影响，其婚姻与教养通常是成套(package deal)出现的(Furstenberg & Cherlin，1991，引自Lee & Doherty，2007)。因此，本研究假设婚姻满意度的外溢效应与交叉效应均存在性别差异，父亲协同教养受到婚姻满意度的影响比母亲更大。

在有关父母差异的相关研究中，研究者发现在中国移民家庭中，父亲与母亲对文化适应的差异与父亲感知的协同教养有关，但不能预测母亲感知的协同教养(Chance，Costigan，& Leadbeater，2013)。研究者还发现父母评价的关系亲密度的差异可以预测非支持性的协同教养行为，而父母的年龄、受教育水平及人格的差异则对非支持性的协同教养没有影响(Belsky et al.，1995)。这提示父母之间关系上的差异可能对协同教养具有影响，反映父亲婚姻满意度与母亲婚姻满意度差异的父母婚姻满意度相似性可能是协同教养的有效预测指标。因此，本研究在探讨婚姻满意度与协同教养关系的父母差异的基础上，拟进一步检验父母在婚姻满意度上的相似性分别对父亲协同教养和母亲协同教养的作用。根据以往有关父亲更易受父母间差异的影响的研究发现(Chance et al.，2013)，本研究假设父母婚姻满意度相似性能够预测父亲协同教养，但不能预测母亲协同教养。

目前，我国协同教养的研究尚处于起步阶段，国内关于父母教养行为的研究仍主要集中于父母个体的教养行为而非父母间的协作与支持(McHale et al.，2000)。因此，深入探讨我国青少年家庭中父母婚姻满意度与协同教养之间的关系具有重要意义。同时，考虑到协同教养冲突是协同教养领域中广受关注的维度(McHale，1997; Margolin，Gordis，& John，2001; Teubert & Pinquart，2010)，而父母试图主动提高家庭成员间凝聚力的团结行为(McHale，1997; 刘畅，伍新春，陈玲玲，2014)是表征协同教养联盟的有效指标，因此本研究拟采用协同教养者之间的团结与冲突行为作为协同教养的指标。

在以往的家庭研究中，多采用个体数据作为分析单元，不能有效地揭示家庭中的各元素是如何相互影响和相互作用的(Minuchin，1985)。事实上，父亲与母亲对配偶产生影响的能力是关系的重要功能(Cook，2001)。在同一家庭中，父亲与母亲之间存在许多共同因素，造成了数据的非独立性(Kenny，Kashy，& Cook，2006)。如果忽视数据的非独立性，有可能会增大统计检验的Ⅰ类和Ⅱ类错误(Kenny et al.，2006)；而成对数据分析方法充分考虑到家庭中个体数据之间的非独立性，避免了将其作为独立数据进行处理时的偏差。因此，本研究拟采用成对数据分析的行动者－对象互依性模型(Actor-Partner Interdependence Model，简称APIM; Cook & Kenny，2005; 李育辉，黄飞，2010)来探讨婚姻满意度与协同教养的个体内与个体间效应。

APIM是一种多来源家庭系统分析方法，将父母的成对数据作为分析单元(Fincham & Beach，2010; 张锦涛，方晓义，戴丽琼，2009)。在APIM中，父亲与母亲采用相同的方法对预测变量和结果变量进行评估，可以同时评估个体对自身结果变量的影响，即行动者效应；还可评估个体对对方结果变量的影响，即对象效应。在本研究中，如果行动者效应显著，则婚姻满意度对协同教养存在外溢效应；如果对象效应显著，则婚姻满意度对协同教养存在交叉效应。通过限制父母行动者效应或父母对象效应相等，还可检验外溢效应或交叉效应是否存在性别差异。如果限制效应相等后，模型的卡方变化不显著，则说明不存在差异；反之，则说明存在差异。此外，还可通过计算父亲婚姻满意度与母亲婚姻满意度的差值绝对值来获得父母婚姻满意度相似性变量，并检验其对父亲和母亲协同教养的影响。

总之，本研究拟分别以父亲和母亲婚姻满意度为预测指标，检验婚姻满意度与父亲和母亲协同教养关系的外溢与交叉效应以及效应中的父母差异，并进一步分析父亲与母亲的婚姻满意度相似性对各自协同教养行为的作用。

被试来自我国27个省(市、自治区)，根据中国发展指数(中华人民共和国国家统计局，2007)对我国31个省级行政区的划分，取样平衡了不同省市的发展水平和城乡差异，共336对13~18岁青少年的父母参与了问卷调查。其中，城市家庭117个，占34.82%；城镇家庭131个，占38.99%；农村家庭88个，占26.19%。青少年的平均年龄15.56±1.77岁，其中男生167人，占49.70%，女生163人，占48.51%，缺失信息6人，占1.79%；父亲平均年龄42.96±3.84岁，母亲平均年龄41.18±3.64岁；父亲受教育水平初中及以下126人，占37.50%，高中或中专60人，占17.86%，大专53人，占15.77%，本科及以上92人，占27.38%，缺失信息5人，占1.49%；母亲受教育水平初中及以下148人，占44.05%，高中或中专64人，占19.05%，大专60人，占17.86%，本科及以上54人，占16.07%，缺失10人，占2.98%。

婚姻满意度问卷是Olson 婚姻质量问卷(ENRICH)的子问卷(李凌江，1999)，共10个项目。5点计分，1为“确实是这样”，5为“确实不是这样”。父亲和母亲问卷的内部一致性系数分别为0.79和0.82。

协同教养问卷(刘畅等，2014)修订自McHale(1997)的工具。团结维度(例如，“我会在孩子面前肯定或表扬妻子/丈夫”)包括8个项目，冲突维度(例如，“我在孩子面前与妻子/丈夫对着干”)包括4个项目。采用7 点计分，1表示“从不”，7 表示“总是”。父亲和母亲分别评估自己为配偶提供的协同教养行为。在团结和冲突维度上，父亲问卷的内部一致性系数分别为0.88和0.81，母亲问卷的内部一致性系数分别为0.86和0.78。

为防止父母数据的污染，本研究采用主试入户和现场讲座两种方式收集信息。入户施测时，要求主试严格按照规定程序监督父母分处两室，独立完成问卷；现场收集是采用讲座的形式招募家庭，在讲座之前让父亲和母亲分坐两处，独立做答，填写过程由两名研究人员监督，问卷由研究者统一回收。问卷完成后，主试提供纪念品与教育资料或教育讲座作为报酬。采用SPSS16.0及Lisrel 8.70对数据进行统计分析。

在本研究中，父亲或母亲分别评估各自的婚姻满意度与协同教养，故有存在共同方法偏差的可能性。为此，本研究采用Harman 单因素检验法进行共同方法偏差检验(Podsakoff，MacKenzie，Lee，& Podsakoff，2003; 周浩，龙立荣，2004)，将父亲(或母亲)婚姻满意度与协同教养等变量全部放入一个探索性因素分析中，检验未旋转的因素分析结果。结果发现，父亲数据和母亲数据各自提取了4个特征根大于1的因子，第一个公因子的方差解释率为27.66%(父亲)和29.44%(母亲)，没有出现只析出一个因子或某个因子解释率超过40%的情况。因此，本研究数据不存在明显的共同方法变异。

父母婚姻满意度与协同教养的描述统计信息如表 1所示，其相关分析结果表明：(1)父亲与母亲婚姻满意度之间、父亲协同教养与母亲协同教养各对应维度之间均呈显著正相关；(2)父亲婚姻满意度与父亲协同教养各维度之间、母亲婚姻满意度与母亲协同教养各维度之间均呈显著相关；(3)父亲婚姻满意度与母亲协同教养各维度之间、母亲婚姻满意度与父亲协同教养各维度之间均呈显著相关；(4)父母婚姻满意度相似性与母亲婚姻满意度存在显著负相关、与母亲协同教养的冲突维度存在显著正相关，而与父亲婚姻满意度和父亲协同教养各维度相关不显著。

基于APIM，以父亲和母亲的婚姻满意度作为预测变量、父亲和母亲的协同教养作为结果变量构建模型。该模型为饱和模型，卡方与自由度均为零。在采用结构方程模型估计APIM时，Kenny等建议使用非标准化系数(Kenny et al.，2006; Kenny & Ledermann，2010)。结果表明(如图 1)，父亲或母亲的婚姻满意度对自身协同教养的团结行为具有正向预测作用，对协同教养的冲突行为具有负向预测作用，说明婚姻满意度与协同教养之间存在外溢效应；父亲婚姻满意度可以负向预测母亲协同教养的冲突行为，母亲婚姻满意度可以正向预测父亲协同教养的团结行为、负向预测父亲协同教养的冲突行为，说明婚姻满意度与协同教养之间存在交叉效应。

图 1 父母婚姻满意度对协同教养的预测作用 注：图中系数依次为婚姻满意度与协同教养团结、冲突路径的非标准化回归系数。图2与此同

图选项

为进一步检验外溢效应的父母差异，限制父亲与母亲的行动者效应相等，结果表明，在婚姻满意度与协同教养团结和冲突模型中，卡方值的变化分别为χ²(1)= 0.61和χ²(1)= 0.01，均未达到显著水平，说明婚姻满意度与协同教养的外溢效应中不存在性别差异(γ= 0.59，γ= -0.60，p＜ 0.001)。

通过限制父亲与母亲的对象效应相等，以检验交叉效应中的父母差异。结果发现，在婚姻满意度与协同教养团结和冲突模型中，卡方值的变化分别为χ²(1)= 1.38和χ²(1)= 0.41，均未达到显著水平，说明婚姻满意度与协同教养的交叉效应中也不存在性别差异(γ= 0.19，γ= -0.31，p＜ 0.001)。

为检验父母婚姻满意度相似性的作用，首先计算父亲婚姻满意度与母亲婚姻满意度的差值绝对值，形成婚姻满意度相似性变量，得分越高说明父母婚姻满意度相似性越低。根据Kenny等人(2006)的建议，将父亲婚姻满意度与母亲婚姻满意度同时作为预测变量建立结构方程模型，以控制父亲婚姻满意度和母亲婚姻满意度对协同教养的作用。结果表明(如图 2)，父母婚姻满意度相似性对母亲协同教养的冲突行为具有显著预测作用(γ= 0.25，p＜ 0.05)，说明父母婚姻满意度相似性越大，母亲协同教养的冲突行为越少；父母婚姻满意度相似性对父亲和母亲协同教养的团结行为及父亲协同教养的冲突行为均无显著预测作用。

图 2 父母婚姻满意度相似性对协同教养的预测作用

图选项

相关分析结果发现，父亲与母亲婚姻满意度之间、父亲协同教养与母亲协同教养各对应维度之间均呈显著正相关，说明了父亲与母亲数据之间的非独立性，支持了家庭系统内各元素是相互依存的观点(Minuchin，1985)。由于方差分析、回归分析等传统统计方法假设数据的独立性，本研究所采用的行动者－对象互依性模型以成对数据作为分析单元，有效地避免了数据变量相关性而造成的统计结果的不准确和偏差。

父亲婚姻满意度与其协同教养各维度之间、母亲婚姻满意度与其协同教养各维度之间、父亲婚姻满意度与母亲协同教养各维度之间、母亲婚姻满意度与父亲协同教养各维度之间均呈显著相关，说明婚姻满意度与协同教养在个体内与个体间均存在相关关系。二者个体内的相关与以往研究结果相一致(McHale，1997)，而个体间的相关则说明家庭系统中确实存在父亲与母亲的人际间效应。

以往研究发现，婚姻满意度与协同教养间存在外溢效应(Bonds & Gondoli，2007; Katz & Gottman，1996; Schoppe-Sullivan et al.，2004)，本研究验证了这一效应。父亲或母亲在体验到满意的婚姻关系时，会更有效地促进家庭的凝聚力、减少教养中的冲突行为，这与McHale(1997)发现婚姻满意度与协同教养行为存在正相关的结论一致。本研究还发现了父母婚姻满意度与协同教养关系的交叉效应。父亲和母亲婚姻满意度可以负向预测配偶协同教养过程中的冲突行为，母亲婚姻满意度还可以预测父亲协同教养的团结行为。虽然父亲婚姻满意度对母亲协同教养的团结行为的预测作用不显著，但在婚姻满意度与协同教养团结行为的交叉效应中，性别差异不显著(γ= 0.19，p＜ 0.001)。这一结果说明家庭系统中各子系统基于界限的存在而彼此独立，并能通过一定的规则和模式相互作用；不过，为提高父母双方的积极协同教养行为，母亲婚姻满意度的提高将更具有积极作用和价值。

本研究在外溢效应与交叉效应中均未检验出父母差异，未能支持研究假设，也与以往研究结果不一致(Holl and & McElwain，2013; Pedro et al.，2012)。以往研究认为父亲教养行为与婚姻关系成套出现，并用父职易感性假说(fathering vulnerability hypothesis)(Cummings，Merrilees，& George，2010)进行解释。根据性别角色理论，该假说认为相较于母亲而言，父亲的教养角色定义更为模糊，因此父亲比母亲更容易将婚姻的不良关系迁移到教养行为或亲子关系之中。不过，这些研究发现主要集中于低年龄阶段儿童的父母。在青少年家庭中，父亲与母亲经历了儿童的出生及成长发展，其教养角色的界定已经较为成熟；父亲与母亲的教养行为也从日常生活照顾更多地转移到学业与规则制定等内容，父亲与母亲在这些方面的教养角色差异也越来越小。此外，研究者在大量父子关系与母子关系的研究中发现，随着婚姻满意度的降低，父子关系比母子关系更脆弱(Cummings & O’Reilly，1997，引自Cummings et al.，2010)。也就是说，父职易感性是婚姻满意度的函数。而在本研究中，父亲婚姻满意度水平较高。因此，青少年的父亲未表现出比母亲更易受婚姻质量影响的现象，父亲与母亲在婚姻满意度与协同教养的关系中未表现出性别差异，也许正是青少年的父母区别于儿童父母的重要特点。

本研究发现父母婚姻满意度相似性对母亲协同教养的冲突行为具有显著预测作用，表现为在父亲与母亲婚姻满意度都较高或较低的情况下，母亲的协同教养冲突行为较少。父亲与母亲婚姻满意度都较高，说明作为父母的夫妻二人拥有良好的亲密关系，父亲与母亲在有效沟通与冲突解决等方面可能积累了较多的经验，能够有效地解决关系中遇到的问题，因此协同教养冲突行为就较少。而父亲与母亲婚姻满意度都较低时，协同教养的冲突也会减少，这是一个有趣的发现。这可能是由于婚姻满意度较低时，夫妻二人更多地处于冷战之中，包括教养冲突行为在内的各种互动行为都会降低。而当父亲与母亲在婚姻满意度感受性上差异较大时，说明作为父母的夫妻中一方婚姻满意度较低。婚姻满意度较低的一方可能会对婚姻关系产生焦虑，而这种焦虑会影响夫妻二人作为父母的关系互动，在本研究中表现为协同教养冲突的行为增多。特别值得注意的是，父母婚姻满意度相似性对协同教养冲突行为的作用，只发现于母亲协同教养行为中，而非假设中的父亲协同教养行为。与父职易感性是婚姻满意度的函数相似，这可能是由于在本研究的样本群体中，母亲婚姻满意度的水平略低于父亲，相比于父亲而言，母亲在协同教养中的冲突行为更易受到婚姻满意度相似性的影响。这证实了母职易感性(mothering vulnerability hypothesis)的存在。虽然目前关于母职易感性的研究支持十分有限(Cummings，Merrilees，& George，2010)，但未来的研究可进一步探讨在不同情境与背景下父母的教养行为与婚姻质量的关系，以期揭示亲职易感性的原理与机制。

父亲的婚姻满意度正向预测自身协同教养的团结行为，负向预测自身及母亲协同教养的冲突行为；母亲的婚姻满意度正向预测自身及父亲协同教养的团结行为，负向预测自身及父亲协同教养的冲突行为。婚姻满意度与协同教养间的外溢效应与交叉效应在父亲与母亲之间不存在差异。父母婚姻满意度相似性越大，母亲协同教养冲突行为越少，但父母婚姻满意度的相似性对父亲的协同教养行为没有显著影响。