2018, Vol. 34
国家教育部主管、北京师范大学主办。
文章信息
- 侯芬, 伍新春, 邹盛奇, 刘畅, 黄彬彬. 2018.
- HOU Fen, WU Xinchun, ZOU Shengqi, LIU Chang, HUANG Binbin. 2018.
- 父母教养投入对青少年亲社会行为的影响:亲子依恋的中介作用
- The Association between Parental Involvement and Adolescent's Prosocial Behavior: The Mediating Role of Parent-child Attachment
- 心理发展与教育, 34(4): 417-425
- Psychological Development and Education, 34(4): 417-425.
- http://dx.doi.org/10.16187/j.cnki.issn1001-4918.2018.04.05
2. 北京师范大学心理学部, 应用实验心理北京市重点实验室, 心理学国家级实验教学示范中心, 北京 100875;
3. 北京教育学院学前教育学院, 北京 100120
2. Beijing Key Laboratory of Applied Experimental Psychology, National Demonstration Center for Experimental Psychology Education, Faculty of Psychology, Beijing Normal University, Beijing 100875, China;
3. Faculty of Early Childhood Education, Beijing Institute of Education, Beijing 100120, China
亲社会行为(prosocial behavior)指个体在社会交往情境中有意识地做出有益于他人的行为(Eisenberg, Fabes, & Spinrad, 2006)。青少年的亲社会行为是其道德发展水平的重要标尺，促进个体亲社会行为规范与习惯的养成是青少年道德教育的重要环节(张庆鹏, 寇彧, 2008)。已有实证研究表明，表现出更多亲社会行为的个体拥有更成功的人际关系和更好的心理社会适应性(魏星, 吕娜, 纪林芹, 陈亮, 张文新, 2015)。有关青少年行为的早期研究主要集中在青少年违法犯罪、攻击和反社会行为，这可能是由于青少年期的问题行为有更直接的社会影响(Mussen & Eisenberg-Berg, 1977)。近年来，一些研究者开始转向青少年的亲社会行为研究。针对青少年亲社会行为的理论与实证研究发现，家庭是影响青少年亲社会行为形成和发展的重要环境因素(Eisenberg, 1986)，然而针对家庭因素尤其是父母教养对青少年亲社会行为作用机制的探讨还比较有限。因此，探讨青少年亲社会行为的影响机制及其培养策略，具有非常重要的意义。
Eisenberg(1986)在亲社会行为的影响因素模型中指出，家庭是个体社会化的载体，个体在与家庭成员的接触中，通过观察学习的方式习得他人的价值观、态度、认知方式和行为习惯。其中，家庭中父母的教养受到了研究者的普遍关注，而父母教养投入(parental involvement)是父母教养的核心内容(Pleck & Masciadrelli, 2004)。与教养方式侧重于父母教养子女的风格不同，父母教养投入侧重于父母教养子女的内容和行为本身，是父亲和母亲在教养孩子的过程中，为了促进孩子的健康发展而在认知、情感和行为上的投入(Pleck & Masciadrelli, 2004)。研究表明，父母教养投入对儿童青少年道德推理(Eisenberg & Valiente, 2002)、良心和道德价值的内化(Hoffman, 1983)、共情意识和亲社会行为(Yoo, Feng, & Day, 2013)的发展都有着显著影响。近年来，在父母教养的研究中，研究者关注的是父亲教养投入和母亲教养投入对于儿童发展的独特贡献。研究结果表明，父亲和母亲教养投入对儿童发展有着各自独立且显著的影响(Amato, 1998; Stolz, Barber, & Olsen, 2005)。例如，Day和Padilla-Walker(2009)发现，母亲教养投入与青少年亲社会行为显著正相关，父亲教养投入与青少年内外化问题行为显著负相关。国内的研究结果表明，父亲教养投入与青少年亲社会行为也呈显著正相关(黎志华, 尹霞云, 蔡太生, 苏林雁, 2012)。然而，鲜有研究在同一家庭内考察父亲教养投入和母亲教养投入对青少年亲社会行为影响的差异。因此，本研究的目的之一就是探讨同一家庭内的父亲教养投入和母亲教养投入对青少年亲社会行为的影响及其差异。一项综述研究指出，父亲和母亲的教养投入虽然在结构上相同、其对儿童的影响相似，但由于母亲花在儿童身上的时间往往比父亲多，母亲影响的效应值通常大于父亲影响的效应值(Fagan, Day, Lamb, & Cabrera, 2014)。基于此，本研究假设父亲教养投入和母亲教养投入可以正向预测青少年的亲社会行为，但两者对亲社会行为的影响存在差异，母亲的影响大于父亲。
尽管以往研究证实了父母教养投入与亲社会行为存在相关关系，但有关两者内部作用机制的探讨并不十分明确。亲社会行为是个体在人际交往中做出的有益于他人的行为，它本质上具有关系的特征，其发展需在人际关系的背景下进行。亲子依恋是最早的人际关系形式，它本质上是一种关系结构，指父母与儿童之间在情感上的持久的联结(Ainsworth & Bowlby, 1991)。Bowlby认为在个体和父母的实际交往中形成了个体和父母之间的依恋关系，也就是说，亲子依恋关系的形成和发展受到个体的教养经历的影响。不仅如此，这种依恋关系对个体日后人际关系的建立和社会功能的完善也有着重要影响(林青等, 2014；王争艳, 刘迎泽, 杨叶, 2005)。由此可以推测，亲子依恋可能在父母教养投入与亲社会行为之间起中介作用。元分析研究也发现，父母教养投入与亲子依恋存在相关, 父母教养投入在亲子依恋的发展中具有重要作用(De Wolff & VanIjzendoorn, 1997)。同时，也有研究表明，安全型依恋可以正向预测儿童青少年的亲社会行为(Eisenberg et al., 2006; Laible, Carlo, Roesch, 2004)，安全型依恋比不安全型依恋的青少年更具有亲社会的价值取向(Rice, Cunningham, & Young, 1997)。也就是说，已有的理论和实证研究表明，父母的教养投入可能会通过亲子依恋的中介作用对青少年的亲社会行为产生影响。然而只有少量研究验证了这一机制，而且这些研究中仅有来自父母其中一方的数据支持。如研究发现，父子依恋在父亲教养投入对儿童亲社会行为的关系中起中介作用(黎志华等, 2012)。然而，有关理论认为，父子关系与母子关系是两种不同的关系系统(Minuchin, 1985)，来自父亲一方的研究结果不一定适用于母亲。因此，本研究同时纳入父子依恋和母子依恋进行考察。基于以上分析，本研究假设，亲子依恋(父子依恋和母子依恋)在父母教养投入与青少年亲社会行为的关系中起中介作用。
那么，父亲教养投入、母亲教养投入与父子依恋、母子依恋两两之间存在怎样的关系？家庭系统理论为理解它们之间的复杂关系提供了一个理论框架。该理论认为，家庭是由一组相互作用的子系统构成，所有子系统间是互赖互补的关系(Minuchin, 1985)。基于此，有学者提出用“溢出效应”(spillover effects)和“交叉效应”(crossover effects)来理解家庭子系统间的相互作用(Bolger, DeLongis, Kessler, & Wethington, 1989; White, 1999)。“溢出效应”是指自我与某人(或在某一方面)的情绪体验会溢出影响到自我与另一人(或在另一个方面)的情绪体验(White, 1999)。根据这一观点可以推论，父亲教养投入可能会溢出影响到父子依恋关系，母亲教养投入可能会溢出影响到母子依恋关系。以往的相关研究已经证明这种溢出效应的存在(De Wolff & VanIjzendoorn, 1997; Yoo, Feng, & Day, 2013)。“交叉效应”是指家庭某个子系统中互动双方其中一方的情绪或行为会影响另一方在其他子系统中的情绪或行为(Bolger et al., 1989; White, 1999)。根据这一观点推论，母亲教养投入可能会交叉影响到父子依恋关系，父亲教养投入可能会交叉影响到母子依恋关系。已有研究表明，父子关系会受到母亲行为的影响，而母子关系则相对独立于父亲的影响之外(White, 1999)；同时，父亲和母亲会以各自不同的方式影响儿童行为(Hastings, McShane, Parker, Ladha, 2007; Williams & Kelly, 2005)。由此推论，父亲和母亲影响青少年亲社会行为的路径可能存在差异。非常遗憾的是，鲜有研究考察父亲和母亲教养投入影响青少年亲社会行为作用机制的差异。因此，本研究拟对这一问题进行探讨。有研究发现，父子依恋与母子依恋并不同质，二者无论是在形成与发展过程中，还是在对儿童成长的影响上，均有其各自的方式和路径(李丹, 丁雪辰，2013)。父子依恋的稳定性会受到母亲的受雇状态等因素的影响，其依恋类型可能因此发生改变(Owen, Easterbrooks, Chase-Lansdale, & Goldberg, 1984)；母亲由于会花较多时间与孩子接触，因而母子依恋更为稳定，受父亲的影响较小(Braungart-Rieker, Courtney, & Garwood, 1999)。基于此，本研究推测父亲教养投入会通过父子依恋间接影响青少年的亲社会行为，母亲教养投入既会通过母子依恋也会通过父子依恋来影响其亲社会行为。
此外，以往研究多采用父母自评的方式来测量其教养投入水平，然而父母对于自身教养投入的报告可能会有自我美化的倾向，青少年评估其父母的教养投入可能更接近实际情况(Feldman et al., 1989)。Paulson和Sputa(1996)的研究也发现，青少年感知的而非父母报告的父母教养投入对其行为结果的预测力更强。因此，本研究采取青少年评价的父母教养投入作为对父母教养投入的测量。同时，以往研究表明，低水平的家庭社会经济地位(SES)被证明是儿童亲社会行为发展的危险因素(Bandy & Ottoni-Wilhelm, 2012)，而Goodman(2003)认为主观社会经济地位(subjective social status, SSS)更能准确抓住社会地位中敏感的方面，其提供的评定信息远远超过客观指标。还有研究发现，年龄大的儿童倾向于表现出更高水平的共情意识和亲社会倾向(Fabes & Eisenberg, 1996)，女生比男生倾向于对他人表现出更多的与共情意识有关的反应(Hastings, Zahn-Waxler, Robinson, Usher, & Bridges, 2000)。因此，本研究在建立各变量的关系模型时，会将青少年的性别、年级、主观家庭社会经济地位等作为控制变量进行考虑。
总之，本研究基于家庭系统理论，提出一个父亲和母亲教养投入影响青少年亲社会行为的假设模型(如图 1所示)，试图探讨以下三个问题：(1)父亲和母亲教养投入对青少年亲社会行为的影响及其差异；(2)亲子依恋在父亲和母亲教养投入与青少年亲社会行为关系中的中介作用；(3)比较父亲和母亲教养投入影响青少年亲社会行为的作用机制。
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| 图 1 父母教养投入、亲子依恋和青少年亲社会行为的关系假设模型 |
通过方便取样的方式，在北京、广东、河南、辽宁等地的中小学发放2699份问卷，回收有效问卷2370份(见表 1)。其中，小五年级715人(占30.2%)，初二年级1041人(占43.9%)，高二年级614人(占25.9%)；男生1094人(占46.2%)，女生1259人(占53.1%)，缺失性别信息17人(0.07%)；学生的年龄范围在10~19岁，平均年龄为13.88±2.34岁；父亲平均年龄为42.84±4.09岁，母亲的平均年龄为40.97±3.85；家庭主观社会经济地位(SSS)的均值为6.61±1.86。
| 省份 | 小五 | 初二 | 高二 | |||
| 学校数 | 人数 | 学校数 | 人数 | 学校数 | 人数 | |
| 北京 | 1 | 284 | 2 | 528 | 2 | 134 |
| 广东 | 3 | 237 | 3 | 254 | 2 | 145 |
| 河南 | 1 | 115 | 1 | 140 | 1 | 147 |
| 辽宁 | 1 | 79 | 1 | 119 | 2 | 188 |
| 共计 | 5 | 715 | 7 | 1041 | 7 | 614 |
选取伍新春等人(2015)编制的父亲教养投入问卷(Father Involvement Questionnaire)的互动性分量表来测量父亲和母亲的教养投入水平。已有研究表明，父亲和母亲教养投入具有相同的结构，可以通过人称代词的转换进行修改(Fagan, Day, Lamb, & Cabrera, 2014; Yap & Baharudin, 2016)。因此，本研究将父亲教养投入问卷中的“父亲”替代为“母亲”，使其适用于评价母亲的教养投入水平。最终的问卷包含生活照顾、学业支持、情感交流、规则教导、休闲活动五个维度，共22个项目。采用李克特五点计分，0表示“从不”，4表示“总是”。得分越高，代表青少年评价的父亲或母亲教养投入水平越高。本研究中的验证性因素分析表明，青少年评价的父亲教养投入(以下简称父亲教养投入)5因素模型拟合良好，χ2(199)=7.83，TLI=0.94，CFI=0.95，RMSEA=0.05；各维度的α系数在0.74~0.90之间，总量表的α系数为0.94。青少年评价的母亲教养投入(以下简称母亲教养投入)5因素模型与数据拟合良好，χ2(199)=11.38，TLI=0.92，CFI=0.93，RMSEA=0.06；各维度α系数在0.71~0.91之间，总量表的α系数为0.94。
2.2.2 亲子依恋问卷采用Armsden和Greenberg(1987)编制的父母与同伴依恋问卷(Inventory of Parent and Peer Attachment, IPPA)中的父子依恋和母子依恋分问卷(李文道, 邹泓, 赵霞, 2008)。父子依恋与母子依恋问卷各包括25个项目，分为信任(青少年自我知觉父亲或母亲对自己的了解、尊重及彼此信任的程度，10个项目)、沟通(青少年自我知觉与父亲或母亲言语沟通的程度及品质，9个项目)与疏离(青少年觉察出与父亲或母亲情感分离、孤立的程度，6个项目)三个维度。5点计分，1代表“从不这样”，5代表“总是这样”。疏离维度的题项反向计分，信任、沟通维度的题项均为正向计分。将所有题项的得分相加除以总题数，即得到父子依恋或母子依恋项目均分，分数越高说明依恋关系越好。在本研究中，父子依恋各分量表的α系数在0.75~0.88之间，总量表的α系数为0.78；母子依恋各分量表α系数在0.77~0.88之间，总量表的α系数为0.76。
2.2.3 亲社会行为问卷选取由Goodman, Meltzer和Bailey(1998)编制的自评版长处和困难问卷(Strengths and Difficulties Questionnaire, SDQ)中文版中的亲社会行为分量表。亲社会行为分量表共5个项目，采用李克特3点计分，1表示“不符合”，3表示“非常符合”。得分越高，表明亲社会行为倾向越强。本研究中亲社会行为分量表的α系数为0.73。
2.2.4 家庭主观社会经济地位选取Goodman(2003)编制的MacArthur主观社会经济地位(subjective social status，SSS)量表(青少年版)中的家庭地位分量表。这是一个建立在代表 10个社会等级阶梯上的自我定位量表，个人从整体社会环境来评估自己的家庭在社区环境中的位置。该条目按1~10计分，其中1表示主观地位最低，10表示主观地位最高，1~5分为低分，6~10分为高分。本研究将该量表的得分作为控制变量。
2.3 程序及数据处理通过团体施测的方式统一发放问卷，当堂填答，完成后当场统一收回。采用SPSS17.0和Mplus7.0对数据进行统计分析。
2.4 共同方法偏差控制与检验在本研究中，父母教养投入、亲子依恋和亲社会行为都由青少年评估，故有可能存在共同方法偏差。为此，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。数据收集完后，对青少年评价的变量进行Harman单因素检验(Podsakoff, MacKenzie, Lee, & Podsakoff, 2003; 周浩, 龙立荣, 2004)。将父亲和母亲教养投入、父子和母子依恋、亲社会行为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，因素分析共提取出17个特征根大于1的因子，第一个公因子的方差解释率为28.13%，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偏差。
3 结果 3.1 各变量相关分析采用Pearson积差相关计算父母教养投入、父子依恋、母子依恋和亲社会行为之间的相关系数，结果见表 2。相关分析结果表明，父亲和母亲教养投入与亲社会行为显著正相关；父母教养投入与父子依恋、母子依恋显著正相关，父子依恋、母子依恋与亲社会行为显著正相关。
| M±SD | 1 | 2 | 3 | 4 | |
| 1父亲教养投入 | 2.07±0.84 | 1 | |||
| 2母亲教养投入 | 2.52±0.84 | 0.61*** | 1 | ||
| 3父子依恋 | 3.24±0.37 | 0.59*** | 0.42*** | 1 | |
| 4母子依恋 | 3.36±0.34 | 0.34*** | 0.60*** | 0.49*** | 1 |
| 5亲社会行为 | 2.53±0.40 | 0.25*** | 0.33*** | 0.22*** | 0.26*** |
| 注：*p＜0.05，***p＜0.01，***p＜0.001，下同。 | |||||
控制青少年性别、年级、家庭主观社会经济地位后，以亲社会行为作为因变量，母亲教养投入和父亲教养投入为自变量建立结构方程模型，模型拟合指标为χ2(127)=11.31，TLI=0.91，CFI=0.93，RMSEA=0.07，拟合指标均较好(Hu & Bentler, 1999)。结果显示，父亲和母亲教养投入对亲社会行为的路径系数均达显著水平，β父亲=0.10(p < 0.01)，β母亲=0.36(p < 0.001)。通过限定父亲和母亲教养投入影响亲社会行为的路径系数相等，比较限定模型与未限定模型卡方值的变化情况，以确定父亲和母亲教养投入对亲社会行为的影响大小是否存在差异。结果显示，Δχ2=307.71，Δdf=4，p < 0.001，表明母亲教养投入对亲社会行为的影响显著大于父亲教养投入。
3.3 亲子依恋的中介作用根据本研究假设，在控制相关变量之后，采用结构方程模型考察父子、母子依恋在父母教养投入与亲社会行为之间的中介作用。结构方程模型的检验结果发现，中介效应结构模型与数据拟合良好，χ2(252)=10.50，TLI=0.91, CFI=0.92, RMSEA=0.06，结果见图 2。在四个中介模型的测量模型部分，亲社会行为的5个项目在潜变量上的载荷的绝对值在0.50~0.68之间，母子依恋的三个维度在潜变量上的载荷的绝对值在0.65~0.93之间，父子依恋的三个维度在潜变量上的载荷的绝对值在0.69~0.93之间，母亲教养投入的5个维度在潜变量上的载荷的绝对值在0.66~0.90之间，父亲教养投入的5个维度在潜变量上的载荷在0.65~0.90之间，均在0.001的水平上达到显著。进一步的结构方程模型分析表明，在以父子依恋、母子依恋为中介变量的模型中(如图 2)，当加入中介变量后，父亲教养投入对亲社会行为和母子依恋的直接路径系数不显著，其他路径系数均显著(ps < 0.05)。依次检验的结果表明，母子依恋在父亲教养投入与青少年亲社会行为关系中的中介作用不显著。依据温忠麟等人(2014)的建议，进一步使用偏差校正的百分位Bootstrap法计算中介效应的95%置信区间，分别在原始样本中(n=2370)中抽取1000个Bootstrap样本对中介效应进行检验。结果表明，该中介路径的95%置信区间为[-0.01, 0.01]，这说明母子依恋在父亲教养投入与亲社会行为关系中的中介效应不显著，父亲教养投入通过父子依恋的完全中介作用预测亲社会行为，中介效应值为0.11。母亲教养投入可以直接预测亲社会行为，直接效应值为0.21；亦可以通过母子依恋的部分中介作用对亲社会行为产生正向影响，中介效应值为0.12；还可以通过父子依恋的部分中介作用对亲社会行为产生负向影响，中介效应值为-0.01。这一模型结果表明，父亲和母亲教养投入对亲社会行为影响的作用机制存在差异。
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| 图 2 父母教养投入、亲子依恋和亲社会行为的关系模型 |
本研究发现父亲和母亲教养投入对青少年亲社会行为都有直接正向预测作用，这一结果不仅支持了亲社会行为的影响因素模型，也与以往研究结果相一致(Carlo et al., 2007; Eberly & Montemayor, 1999; 黎志华等, 2012; Padilla-Walker & Christensen, 2011)。同时，本研究结果还验证了父亲和母亲教养投入对亲社会行为的影响存在差异的假设，结果发现母亲的影响显著大于父亲的影响，这一发现也与以往结果基本一致(Fagan, Day, Lamb, & Cabrera, 2014)。造成这种差异的原因可能与社会文化和历史发展有关，在传统的家庭角色分工中，父亲往往负责提供社会地位和收入来源，而母亲则以抚养后代、提供生活照顾为主。以往研究表明，青少年感知到的母亲教养投入多于父亲教养投入(Paulson & Sputa, 1996)，虽然在社会变迁过程中父亲逐渐回归家庭，积极地参与到教养青少年的活动之中，但是社会角色与分工决定了母亲对青少年的教养比父亲有更多的责任感，因而母亲比父亲有更多机会对青少年的亲社会行为产生影响(Hastings et al., 2007)。当然，也有可能是母亲比父亲更密切地参与孩子的亲社会行为(Grusec, Goodnow, & Cohen, 1996)，从而降低了父亲支持子女发展亲社会行为的机会(Hatings et al., 2007)。
4.2 亲子依恋的中介作用与以往的研究结果相一致(Carlo et al., 2007; Eberly & Montemayor, 1999; 黎志华等, 2012; Padilla-Walker & Christensen, 2011)，本研究验证了父子依恋在父亲教养投入对青少年亲社会行为的影响中起中介作用。除此之外，本研究还验证了母子依恋在母亲教养投入与青少年亲社会行为关系中起中介作用的假设，其作用机制与父亲相同，这是本研究的新发现。父母教养投入主要是亲子关系在数量上的反映，亲子依恋则主要是亲子关系在质量上的体现(Williams & Kelly, 2005)。本研究的结果表明，父母教养投入行为对青少年亲社会行为的影响并不完全是直接的，还需要通过良好的亲子依恋关系才能发挥积极作用。这也许与亲社会行为具有关系特征的属性有关，亲社会行为的发展要在良好的人际关系背景下才能得到培育(Staub, 1992)，而良好的亲子依恋关系表明亲子间有良好的信任和沟通，父母日常生活中有关利他的言传身教更能够被孩子接受、学习和模仿。
4.3 父亲和母亲教养投入影响青少年亲社会行为作用机制的差异比较本研究发现父亲和母亲对青少年亲社会行为的影响有着各自独特的作用机制，这与以往的研究结果相似(Amato & Rivera, 1999)。首先，父亲教养投入仅通过“溢出效应”来影响亲社会行为，表现为父亲教养投入正向预测父子依恋，父子依恋正向预测亲社会行为。其次，母亲教养投入既通过“溢出效应”，也通过“交叉效应”来影响亲社会行为，具体表现为母亲教养投入通过正向预测母子依恋和负向预测父子依恋两条路径来预测青少年亲社会行为。以上结果支持了家庭系统理论中的“溢出效应”和“交叉效应”(Bolger et al., 1989; White, 1999)。
对比父亲和母亲教养投入影响青少年亲社会行为的作用机制，我们发现父亲的教养投入对青少年有独特且重要的影响，主要通过父亲自身与子女之间良好的依恋关系发挥积极作用，其影响路径相对单一；相比之下，母亲的教养投入则是一把“双刃剑”，既可以通过母子依恋关系对孩子的亲社会行为发挥积极作用，同时还会通过负向影响父子依恋关系对孩子的亲社会行为产生消极影响，其影响路径相对多元。至于导致两者作用机制差异的原因，则可能与父母亲的角色差异有关。父亲的形象长期以来受“道德导师”、“经济提供者”等传统角色的影响，而母亲仍然是家庭活动的主导者和子女生活的照顾者角色，父亲教养投入水平相比母亲仍然有限，因此父亲教养投入对青少年亲社会行为的影响相比母亲而言，会更依赖于父子依恋关系的质量。
与以往研究结果相一致(White, 1999)，本研究还验证了父子关系会受母亲行为的影响，表现为母亲教养投入负向影响父子依恋关系。值得注意的是，母亲教养投入对父子关系的影响表现为一种“削弱效应”，即母亲教养投入越多，父子依恋关系越差，越不利于青少年亲社会行为的发展。母亲教养投入与父子依恋的交叉效应表明，母亲在母子子系统的行为能够影响到父亲在父子子系统的表现(Bolger, 1989)，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(Minuchin, 1985)。导致这一结果可能的解释是母亲教养投入程度越高，意味着母亲与青少年的互动越频繁，这可能会在客观上减少(或剥夺)青少年与父亲互动、沟通的机会，容易造成父子之间情感上的疏离；由于缺少良好的父子关系这一“润滑剂”的作用，父亲的言传身教可能很难被孩子接受和学习，从而在一定程度上会削弱父亲对青少年行为的影响力。不过，本研究发现母子子系统与父子子系统的交叉效应比较微弱，这可能与青少年这个特殊年龄阶段有关。已有研究表明，在生命最初的几年，母亲比父亲在儿童养育上投入的时间更多，父亲与婴幼儿的关系更多受到母亲作用的影响(Belsky, Youngblade, Rovine, & Volling, 1991)；而随着儿童年龄的增长，父亲与子女的关系受母亲的影响会越来越少(Hawkins, Christiansen, Sargent, & Hill, 1993)。因此，本研究虽发现母亲教养投入对父子依恋影响的交叉效应具有削弱的效果，但是其作用比较微弱。
4.4 研究意义与展望本研究依据家庭系统理论考察了父母教养投入行为和亲子依恋对青少年亲社会行为的影响机制，验证和丰富了亲社会行为的影响因素模型；本研究还从家庭系统的“溢出效应”和“交叉效应”这一视角验证了父亲和母亲教养投入行为对青少年亲社会行为有着各自不同的影响机制，更进一步增强了研究者对父亲和母亲教养投入的理解。同时，本研究的发现对于以促进青少年亲社会行为为目的的亲职教育也具有一定的启示意义。首先，要重视父亲在促进青少年发展中所具有的独特作用，从增加父子互动机会和建立良好的父子关系两个方面着手，全面提升子女的亲社会行为；其次，要引导母亲在教养子女的过程中尽量发挥积极作用，减少消极影响。一方面母亲可通过自身与子女的互动和良好的母子关系来促进子女的亲社会行为；另一方面，母亲应尽量避免母子互动时对父子关系可能造成的不利影响，通过营造良好的家庭互动关系，为青少年亲社会行为的发展提供有利的家庭教养环境。
当然，本研究虽然考察了父亲和母亲教养投入行为对青少年亲社会行为的影响及其作用机制的差异，但未探讨性别和年龄等因素对两者关系的影响，今后可进一步探讨性别和年龄等在其中的调节作用。另外，本研究在方法上采用横断研究，无法准确揭示变量间的因果关系，在今后的研究中可采用追踪设计以考察父母教养投入、亲子依恋及亲社会行为的发展变化，以明确它们之间的因果关系及作用机制。同时，本研究中的父母教养投入概念侧重于考察父母与孩子互动的时间(数量)，但是教养投入的数量不能等同于教养投入的质量，今后可以从父母教养投入的质和量两方面入手考察两者的关系。除此以外，本研究仅从依恋理论的视角探讨了亲子依恋这一变量的中介作用，可能还存在其他的中介变量，今后可进一步探讨。
5 结论(1) 青少年感知的父母教养投入能显著正向预测青少年的亲社会行为，母亲的影响显著大于父亲。
(2) 亲子依恋在父母教养投入对青少年亲社会行为的影响过程中具有显著的正向中介作用。
(3) 父亲和母亲教养投入对青少年亲社会行为影响的机制存在差异，其中父亲教养投入通过父子依恋的“溢出效应”对亲社会行为产生正向影响，母亲教养投入对亲社会行为的影响既会通过母子依恋的“溢出效应”发挥正向作用，也会通过父子依恋的“交叉效应”产生负向削弱作用。
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