父亲教养投入(Father Involvement)指在儿童的教养过程中，父亲在互动性、可及性和责任性三方面的身心投入(Lamb, 2004；伍新春，刘畅，胡艳蕊，郭素然，陈玲玲，郭幽圻，2015)。这一领域的研究在国际上已经开展了40余年，结果一致表明父亲的教养投入对所有家庭成员均有重要影响(Lamb, 2000;Milkie & Denny, 2014)，特别是对儿童的认知发展(Pancsofa & Vernon-Feagans, 2010)、社会性发展(Jones, Kramer, Armitage, & Williams, 2003; Sarkadi, Kristiansson, Oberklaid, & Bremberg, 2008; 黎志华，尹霞云，蔡太生，苏林雁，2012; 刘丽莎，李燕芳，吕莹，李艳玮，2013; 聂晋文，芦咏莉，2014)以及心理健康水平(Flouri & Buchanan, 2003)有着不可替代的作用。在国内，随着社会的变迁，父亲职能日益凸显，父亲们逐渐意识到应该更多地投入到家庭教养中，而有关父亲教养投入的研究也正在逐渐起步(伍新春，郭素然，刘畅，陈玲玲，郭幽圻，2012)。因此，深入探讨父亲教养投入的影响因素及其内部机制，对于科学提高我国父亲教养投入水平具有特别重要的意义。

目前，围绕父亲教养投入的影响因素及其机制，研究者从不同的视角出发提出了多种理论模型，如Belsky(1984)的父母教养影响因素模型揭示了家庭内和家庭外因素对父母教养行为的影响，Feinberg(2003)的生态模型以父母间的协同教养为中心探讨个体内、个体间及环境因素对父亲教养投入的作用，Doherty等人(1998)的父亲教养投入影响因素模型则直接将父亲、母亲、孩子以及两两之间的关系作为父亲教养投入的影响源。在上述模型中，研究者均认为父亲自身因素是其教养投入的重要影响因子，这与近年来强调个体自我特征在解释人类行为方面具有独特价值的观点(Adamsons & Pasley, 2013)相一致。于是，在家庭研究中，重在说明个体自我意义建构指导行为表现的身份认同理论(Identity Theory)得到了广泛的应用(Dyer, 2005; DeGarmo, 2010)。身份认同理论认为，个体在承担某个角色时会赋予该角色以价值与意义，从而做出符合该角色的行为(Adamsons & Pasley, 2013)。依此观点，如果父亲认为自己的教养对孩子具有重要的价值和意义，那么其随后的行为表现就是积极地参与到教养孩子的活动中去。事实上，研究已经证明父亲对于自身教养价值(对孩子发展的影响)的态度(以下简称“父亲态度”)对其教养投入水平有正向的预测作用(Bonney, Kelley, & Levant, 1999)，并且这种正向的预测作用在一定程度上具有跨文化的一致性(Gaertner, Spinrad, Eisenberg, & Greving, 2007;Adamsons & Pasley, 2013; 邢学玮，伍新春，侯建芳，刘畅，陈玲玲，2014)。

不过，非常遗憾的是，虽然研究揭示父亲态度对其教养投入有正向预测作用，但我国父亲教养投入的整体水平依然有限，只在某些特殊情况下，父亲教养投入水平才相对较高(伍新春，陈玲玲，刘畅，邢学玮，2014)。为此，深入探讨影响父亲参与孩子教养活动所必需的条件，进一步分析不同条件下父亲教养投入的状况，将有助于深入了解我国父亲教养投入的特点及其差异的原因。而基于身份认同理论的母亲守门员效应(the effect of Maternal Gatekeeping)认为，在父-母-子三方组成的核心家庭中，母亲是孩子的主要照料者，在家庭中居于中心地位，母亲们把家庭当作自己的私家花园在四周建起高墙，把家庭劳务及与孩子相关的事情当作花园里的花草树木，她们扮演着“花园主”的角色，在唯一的入口处检查“园艺工”(父亲)的入园资格，并负责组织、监督、规划、委派父亲教养孩子的活动等日常工作(Allen & Hawkins, 1999)，表明母亲是父亲教养投入的一个重要影响源。同时，该理论认为当女性在承担母亲这一角色时，会形成两个身份认同标准，一个描述其对自身的期望和要求，另一个描述对配对角色即孩子父亲的期望和要求，这两种身份认同标准同时对自己和配对角色的行为产生影响，因此，母亲对于父亲教养角色的态度是父亲教养投入的关键影响因素之一，如果没有母亲对父亲的支持，父亲就很难参与到教养孩子的活动中去(De Luccie, 1995; Bonney et al., 1999;Fagan & Barnett, 2003)，母亲对父亲教养角色的态度在父亲身份认同标准影响其行为表现的过程中具有调节效应(Adamsons, 2010;Adamsons & Pasley, 2013)。McBride等人(2005)的研究也发现，当母亲认为父亲对孩子的教养没有价值和意义时，父亲感知到的教养角色重要性对其教养投入没有预测作用；而随着母亲对父亲教养价值认可程度的增加，父亲感知到的教养角色重要性对其教养投入的预测作用也相应地增加。也就是说，母亲关于父亲教养价值的态度(以下简称“母亲态度”)是父亲感知到的教养角色重要性与其教养投入关系中的调节变量，对父亲教养投入起着关键作用。因此，本研究拟在基于身份认同理论的母亲守门员效应的框架下，探讨父亲态度影响其教养投入的作用机制，并假设母亲态度在父亲态度与其教养投入的关系中具有调节效应，即随着母亲对父亲教养价值认可程度的增加，父亲态度对其教养投入的正向预测作用也相应地增加。

应该说，母亲守门员效应主要强调母亲变量对父亲教养投入的核心作用。自从提出来之后，一直是该领域研究的热点(Fagan & Barnett, 2003; Schoppe-Sullivan, Brown, Cannon, Mangelsdorf, & Sokolowski, 2008;Pedersen & Kilzer, 2014)。但是，这一效应的局限性是将父亲视为一个被动的接受者，完全受控于母亲，忽视了父亲主观能动性的作用；甚至有研究者指出，父亲教养投入虽然在一定程度上受到母亲的影响，但起决定作用的仍然是父亲自身的因素(Doherty, Kouneski, & Erickson, 2000;Walker & McGraw, 2000)。也就是说，母亲守门员效应虽是一个基于实证研究的概念(Puhlman & Pasley, 2013)，但在研究这一现象的过程中，却忽视了对母亲守门员效应作用机制的探讨，即研究者热衷于描述母亲对于父亲教养投入具有重要影响这一现象，而忽视了其影响的过程，将父亲主观能动性排除在外。因此，本研究的另一目的是在重视父亲主观能动性的前提下探讨母亲守门员效应的作用机制，即父亲变量在母亲态度调节父亲态度与其教养投入关系中的中介效应。

Allen与Hawkins(1999)指出，母亲守门员信念和行为的本质特征是抑制父母在家庭劳务中的分工合作，而限制父亲处理家务和照顾孩子的机会是其实现方式和外部表现的结果。从家庭教养的视角出发，Allen等人的观点则是强调父母协同教养在母亲守门员信念和行为与父亲教养投入关系中的重要作用。父母协同教养(coparenting)指在教养孩子的过程中，父母相互协作的共同活动(McHale, 2007)，这一概念既可以表示关系水平的父母协同教养质量，也可以表示个体水平的协同教养行为(王争艳，程南华，2014)。其中，父亲协同教养表示父亲对母亲教养行为的支持(supporting)或破坏(undermining)，是父亲对母亲教养态度和行为的反应(McHale, 1997)。Allen等人的观点已经指出，母亲守门员信念和行为直接影响的是父母的协同教养；同时，基于家庭系统理论的溢出假说，由于各家庭子系统之间的相互依存关系(Minuchin, 1974; Minuchin, 1985)，反映父母关系子系统的父亲协同教养会影响到父子关系子系统中的父亲教养投入(Sobolewski & King, 2005; 陈玲玲，伍新春，刘畅，2014)。正如Feinberg(2003)提出的以父母协同教养为中心的生态模型所言，父母在教养角色态度方面的互动可能会对其协同教养产生影响，并进一步影响各自的教养行为。因此，我们假设父亲协同教养是母亲态度调节父亲态度影响其教养投入关系中的中介变量。当母亲和父亲均认为父亲的教养对孩子的发展有重要价值时，父母价值观念的相似性会加强父亲对母亲教养行为的支持程度，从而获得更多的照料孩子的机会，以促进其教养投入；当父亲认为自身对孩子的发展有重要价值而母亲认为父亲对孩子发展没有作用时，父亲主动的破坏或反对母亲的教养行为会降低其获得更多照顾孩子的机会，从而出现教养投入水平低下的情况。总的来说，探讨父亲协同教养在父亲态度与母亲态度交互影响父亲教养投入关系中的中介效应，有助于研究者正视父亲在母亲守门员效应中的作用，对于实践活动也更具指导意义。

综上所述，本研究以基于身份认同理论的母亲守门员效应为框架，认为母亲守门员效应的表现形式是母亲态度对父亲态度与父亲教养投入关系的调节作用，同时考虑到Walker 与 McGraw(2000)建议研究者正视父亲主观能动性在母亲守门员效应中的重要作用的观点，并结合Feinberg(2003)的以协同教养为中心的生态模型，认为父亲协同教养在母亲态度调节父亲态度与父亲教养投入关系的过程中具有中介效应，即提出了一个父亲态度影响其教养投入的有中介的调节模型(见图 1)，试图探讨以下三个核心主题：(1)父亲态度对其教养投入的预测作用；(2)母亲态度在父亲态度与其教养投入关系中的调节效应；(3)父亲协同教养在母亲态度调节父亲态度影响其教养投入过程中的中介效应。

图 1 研究构想图

图选项

根据中国发展指数(袁卫，彭非，2008)，通过方便取样的方式对全国3-7岁幼儿的父母进行抽样调查，共发放问卷417对，回收有效问卷364对，有效回收率为87.3%。样本信息如表 1所示。幼儿的平均年龄为4.83 ± 1.40岁，父亲的平均年龄为34.19 ± 4.55岁，母亲的平均年龄为31.93 ± 4.21岁，74.5%的幼儿为独生子女，其中以男孩为考察对象的家庭189个(占51.9%)，以女孩为考察对象的家庭175个(占48.1%)。

采用伍新春等编制的中国父亲教养投入问卷(伍新春等，2015)，由父亲独立完成。问卷包含互动性、可及性和责任性三个维度，共56个项目，采用5点计分，0表示“从不”，4表示“总是”，得分越高代表父亲教养投入水平越高。问卷适合3-18岁儿童和青少年的父亲使用，具有良好的信效度指标，互动性、可及性和责任性三维度的内部一致性系数分别为0.91、0.81和0.92，总量表的内部一致性系数为0.96。

采用修订自Beitel和Parke(1998)的父亲教养价值态度问卷，问卷包括父亲和母亲两个版本，在本研究中分别由父亲和母亲独立完成各自版本，每一版本包括4个项目，采用5点计分，1表示“完全不符合”，5表示“完全符合”，得分越高表明评分者认为父亲的教养角色对孩子的智力、情绪和个性发展的影响越大，问卷具有良好的信效度指标(邢学玮等，2014)。父亲与母亲问卷的内部一致性系数分别为0.81与0.82。

采用修订自McHale(1997)的协同教养问卷(刘畅，伍新春，陈玲玲，2014)，由父亲自评其对配偶的协同教养行为。问卷包含团结、一致、冲突和贬低四个维度，共18个项目。采用7点计分，1表示“从不”，7表示“总是”。在团结、一致、冲突和贬低四维度上，父亲问卷的内部一致性系数分别为0.87、0.61、0.82和0.89。

采用主试入户施测和集体施测相结合的方式收集数据，两种方式所选用的问卷完全一致。入户施测时，要求主试严格按照规定程序监督父母独立完成问卷，共回收有效问卷317对；集体施测采用父母讲座现场填答的方式，共回收有效问卷47对。问卷由研究者统一回收，经检查合格后进行录入处理。数据分析通过SPSS17.0、Mplus7.0完成。

在本研究中，父亲以自我报告的方式完成了多个测量问卷，可能会导致共同方法偏差效应，因此，在数据收集过程中，根据相关研究建议(周浩，龙立荣，2004)，在测量程序方面进行了相应控制，如采用匿名方式进行测查、部分项目使用反向题等。数据收集完成后，对父亲评价的变量进行Harman单因素检验，结果显示，未旋转的因素分析一共析出17个特征根大于1的公因子，且最大因子方差解释率为22.09%，不存在严重的共同方法偏差问题。

各变量的平均数、标准差及变量间的相关矩阵见表 2。父亲教养投入的总均分为2.52±0.57，高于中数水平。父亲教养投入总均分分别与父亲态度、母亲态度呈中等程度的正相关，与父亲协同教养的团结、一致维度存在显著正相关，与冲突、贬低维度呈微弱但显著的负相关。父亲态度与父亲协同教养的4个维度相关均显著，但与冲突、贬低的相关程度较弱；母亲价值态度与父亲协同教养的团结、一致维度呈显著正相关，与贬低维度呈微弱的负相关，与冲突维度相关不显著。

根据温忠麟等人(2005)对中介效应与调节效应分析的建议，先将所有的变量进行中心化处理，通过分层回归的方法对数据进行分析处理，将省市发展指数、城乡类型、儿童年龄、儿童性别等变量纳入每一个模型的第一层以控制其对父亲教养投入与父亲协同教养的影响。所有预测变量方差膨胀因素均不高于2.5，因此不存在多重共线性的问题。

根据叶宝娟和温忠麟(2012)提出的有中介的调节模型的检验步骤，如果满足以下三个条件，则表明有中介的调节效应存在：(1)母亲态度对父亲态度与父亲教养投入关系的调节效应显著；(2)母亲态度对父亲态度与父亲协同教养关系的调节效应显著；(3)在控制了父亲态度与母亲态度及其交互项的影响后，父亲协同教养对其教养投入的效应显著。如果条件1满足而条件2或条件3不满足时，则使用偏差校正的百分位Bootstrap法计算中介效应的95%置信区间，如果置信区间不包括0，同样说明有中介的调节模型成立。

结果显示，方程1(表 3)中父亲态度与母亲态度对父亲教养投入均有正向预测作用，父亲态度与母亲态度的交互项对父亲教养投入同样具有正向的预测作用，满足条件1的要求。为了进一步明确交互项的意义，本研究通过简单斜率检验(Preacher, Curran, & Bauer, 2006)来分析在母亲态度的不同水平上，父亲态度对其教养投入的预测作用。结果表明(如图 2所示)，当母亲认为父亲的教养价值较低时，父亲态度对其教养投入的预测作用较低(simple slope=0.33， t=7.34，p<0.001)；当母亲认为父亲有较高的教养价值时，父亲态度对其教养投入的预测作用较强(simple slope=0.47， t=9.18，p<0.001)，即父亲关于其自身教养价值态度对其教养投入的预测作用随着母亲对其教养价值的认同程度的增加而增加。

图 2 母亲态度在父亲态度与父亲教养投入中的调节效应

图选项

在检验条件2时，我们分别以父亲协同教养的4个维度为因变量进行分析。结果显示，父亲态度对其协同教养的4个维度均有预测作用，母亲态度仅对协同教养的团结与一致维度有正向的预测作用，对冲突与贬低维度的预测作用不显著，更重要的是，父亲态度与母亲态度的交互项仅对父亲协同教养一致性有显著预测作用(表 2方程2)。简单斜率检验表明(图 3)，当母亲认为父亲的教养价值较低时，父亲态度对其协同教养一致性的预测作用较低(simple slope=0.36， t=3.52，p<0.001)；当母亲认为父亲有较高的教养价值时，父亲态度对其协同教养一致性有较强的预测作用(simple slope=0.67， t=5.76，p<0.001)。

图 3 母亲态度在父亲态度与父亲协同教养一致性中的调节效应

图选项

为了检验条件3，我们纳入了父亲态度与母亲态度的交互项以及其低阶形式，即主效应，并根据条件2的检验结果将父亲协同教养的一致维度纳入方程。结果表明(表 2方程3)，父亲协同教养的一致维度对父亲教养投入有正向预测作用(p<0.001)，父亲态度与母亲态度的交互项对父亲教养投入的预测作用不显著，即母亲态度调节父亲态度与其教养投入关系的效应完全通过父亲协同教养的中介作用对父亲教养投入产生影响。

在检验条件2时发现，母亲态度的调节效应仅在父亲协同教养一致维度为因变量时出现，因此，我们使用偏差校正的百分位Bootstrap法分别在原始样本(N=364)中抽取1000个Bootstrap样本对父亲协同教养的其他3个维度的中介效应进行检验。结果表明，父亲协同教养的其他3个维度在父亲态度与母亲态度交互影响父亲教养投入过程中的中介效应不显著，以团结、冲突、贬低三个维度为中介变量的中介效应的95%置信区间分别为-0.012~0.089、-0.007~0.010、-0.006~0.006。

综合以上结果，父亲态度与母亲态度对父亲教养投入的主效应均显著；母亲态度在父亲态度与其教养投入关系中具有调节效应；这一调节效应通过父亲协同教养的一致性起中介作用，即父亲态度、母亲态度影响父亲教养投入的有中介的调节模型成立。

本研究发现父亲关于自身教养价值的态度对其教养投入有正向的预测作用，这与以往的研究相一致(Bonney et al., 1999; 邢学玮等，2014)。此外，本研究是在中国文化背景下探讨父亲关于自身教养价值态度对其教养投入的预测作用，结果与身份认同理论的预期相一致，说明父亲关于自身教养价值的态度对其教养投入的正向预测作用具有跨文化的一致性(Adamsons & Pasley, 2013)。

本研究还发现，母亲作为父亲的配对角色(counter-identity)存在，其对父亲教养角色的态度同样会对父亲教养投入产生影响。这一结果与父亲职能的社会建构主义观点相符。该观点认为，在父亲职能的建构中，虽然父亲自身占据中心地位，但是所有与孩子有关的其他角色在其中同样具有重要的作用，孩子母亲就是其中重要的一员(Walker & McGraw, 2000; Doherty et al., 2000)。

本研究根据母亲守门员效应的观点，进一步探讨了母亲态度在父亲态度与其教养投入关系中的调节效应。结果表明，母亲态度是父亲态度影响其教养投入关系中的促进性因子。表现为：在母亲认为父亲教养对孩子智能发展及个性品质形成的作用甚微的情况下，父亲关于自身教养价值的态度对其教养投入还有一定的预测作用，但是这种预测作用远比不上母亲认为父亲的教养对孩子各方面发展都有重要价值的情况。McBride等人(2005)的研究发现，母亲态度是影响父亲教养投入的关键性因子，即当母亲认为孩子父亲的教养价值较低时，父亲自身因素对其教养投入没有预测作用，而随着母亲对父亲教养价值认可程度的增加，父亲自身因素对其教养投入的预测作用也相应增加。不过，无论母亲态度在影响父亲教养投入的过程中是促进性因子还是关键性因子，都只说明母亲因素的作用存在程度上的差异而非质的差异，都表明母亲在影响父亲教养投入的过程中具有重要的作用，母亲扮演着“守门员”(gatekeeper)的角色调控父亲的教养行为。

有一点值得注意的是，有关母亲守门员效应的作用方向。在对母亲守门员效应的最初界定中，母亲被界定为支持或阻碍父亲教养投入的角色(Lamb, 1986)，而真正使母亲守门员效应受到研究者普遍关注的Allen与Hawkins(1999)将母亲守门员效应界定为母亲对于父亲教养投入的抑制作用，这一定义关注的是母亲的信念或行为对父亲教养投入的消极影响，母亲被视为父亲进入家庭生活的“关门者(gate-closer)”。近年来，越来越多的研究者认为母亲也可能是“开门者(gate-opener)”，即母亲能够促进父亲投入到教养孩子的家庭活动中(Puhlman & Pasley, 2013)。本研究的结果表明母亲既可能是“关门者”也可能是“开门者”，相较于母亲态度的平均水平而言(simple slope=0.40)，认为父亲教养价值较低的母亲组，父亲关于自身教养价值态度对其教养投入的预测作用也较低(simple slope=0.33)，表现出“关门”的特征；而认为父亲教养价值较高的母亲组，其预测作用则较高(simple slope=0.47)，表现出“开门”的特征，这一结果支持了母亲有多种守门方式的观点，为母亲守门员效应内涵的丰富提供了重要的实证支持。此外，从本研究可以看出，无论母亲认为父亲的教养价值高低与否，父亲态度对其教养投入均有正向预测作用，也在一定程度上体现了父亲主观能动性的作用。

本研究发现父亲协同教养的一致维度在父亲态度与母亲态度交互影响父亲教养投入的过程中具有中介效应，表现为随着母亲对父亲教养价值认可程度的增加，父亲态度对父亲协同教养一致性的正向预测作用也相应增加；同时，父亲协同教养对父亲教养投入也存在正向的预测作用。父亲协同教养的一致性指在教养孩子的过程中，父亲对于母亲所做的教养决定或发出的教养行为的支持程度(McHale, 1997; 刘畅等，2014)。当母亲认为父亲的教养行为对孩子的发展有重要影响时，随着父亲关于自身教养价值水平的增加，父亲更可能支持母亲对孩子的教养决定和教养行为，是父亲与母亲在关于父亲教养价值问题上的相似性增加了父亲对母亲的教养支持，而这种支持性的外部表现就是父亲积极地参与到教养孩子的活动中去；当母亲认为父亲的教养对孩子的发展不重要时，随着父亲对自身教养价值认同程度的增加，其对母亲教养支持的水平也增加。为什么随着父亲与母亲在父亲教养价值问题上的不一致程度的增加，父亲对母亲的教养支持不减反增呢？我们认为，虽然在社会变迁过程中父亲逐渐回归家庭，但是家庭活动的主导者还是母亲(Cabrera, Tamis-LeMonda, Bradley, Hofferth, & Lamb, 2000)。在母亲认为父亲没有教养价值、不愿意父亲更多参与家庭活动的时候，那些认为自己具有高教养价值的父亲不是选择与母亲对抗、而是选择支持母亲的教养行为，正是父亲主观能动性的体现，是对母亲关门信念和行为的积极应对，目的是获得更多照顾家庭和孩子的机会，从而提高其教养投入水平。

本研究发现父亲协同教养的冲突与贬低维度在父亲态度与母亲态度交互影响父亲教养投入过程中的中介效应不显著。父亲协同教养的冲突维度是在显性情境下(父-母-子三方均在场)，父亲与母亲针对与孩子相关的问题而起的正面冲突或争吵；贬低维度是在隐性情境下，即只有父亲与孩子在场的情况下，父亲对母亲的批评或贬损(McHale, 1997; 刘畅等，2014)，这两个维度在一定程度上均表示父亲对于母亲信念或行为的强烈反应。我们的研究发现母亲态度对父亲协同教养的冲突或贬低行为均没有预测作用，换句话说，在父亲与母亲关于父亲教养价值态度差异增大的情况下，父亲与母亲之间没有发生显性的冲突与隐性的贬低，即没有引起父亲强烈的“撞门行为”。同时，父亲协同教养的团结维度在父亲态度与母亲价值态度交互影响父亲教养投入过程中的中介效应同样不显著。父亲协同教养的团结维度主要指父亲在维持家庭良好氛围方面所做的努力，表示的是父-母-子三方的互动(McHale, 1997)，而在本研究中并未考察孩子因素的影响，因此未发现团结维度的中介效应。 4.4 研究意义与展望

本研究揭示了父亲态度与母亲态度与父亲教养投入之间的关系及其内部机制，是对母亲守门员效应内部机制的尝试性探索，突出了父亲主观能动性的作用，更进一步增强了研究者对于母亲守门员效应的理解，同时对以提高父母的协同教养水平并促进父亲教养投入水平的干预活动具有一定的实践意义。首先，大众媒体的宣传活动或是干预的实践活动，在致力于提高父亲对其自身教养价值认同程度的同时，也不能忽视母亲对父亲教养价值的认可程度，提高母亲对父亲教养价值的认可程度能够增强父亲态度与其教养投入之间的联系。其次，亲职教育者在进行父亲教养投入的干预活动时，也可以协助父亲成为母亲的支持者，尽可能在显性的情境下(父-母-子三方均在场)与母亲的教养行为保持一致。

本研究的主要目的是考察母亲守门员的内部机制，即父亲态度与母亲态度交互影响父亲教养投入的作用机制，因此，未进一步考察父亲教养投入的具体维度。实际上，有研究显示，母亲守门员效应可能具有情境特殊性(context-specific effects of maternal gate-keeping)，即母亲只会对父亲教养投入的部分维度或行为产生影响(Schoppe-Sullivan et al., 2008)，因此，后续研究可以根据父亲教养投入的3维度或12子维度，进一步检验具有情境特殊性的母亲守门员效应的内部作用机制。此外，本研究中母亲态度的调节效应相对较小(ΔR²=0.011)，但是这并不能否定母亲守门员效应的存在，自从将母亲守门员效应扩展为开门效应和关门效应之和后，已充分说明母亲守门员现象的普遍存在。调节效应之所以相对较小的一个可能原因是对父亲态度和母亲态度的测量，本研究中对这两个概念的测量均采用自陈式问卷的测量方式，难免社会赞许性的影响，因此，后续的研究可以采取观察法收集数据以获得更为真实、可靠的数据资料。

(1)母亲关于父亲教养价值的态度是父亲教养投入的促进性因子，在父亲关于自身教养价值态度影响其教养投入的过程中具有调节效应。

(2)父亲协同教养的一致性在母亲关于父亲教养价值态度调节父亲关于自身教养价值态度影响其教养投入的过程中具有中介效应。