1. 问题提出
协同养育指对孩子负有教养责任的成人的相互协作方式，通常指夫妻间教育子女的互动模式(Guzzo, et al., 2019; McHale, 2007)，包括积极的协同养育行为(如夫妻之间在养育行为和理念上的一致性)和消极的协同养育行为(如夫妻之间就对方的养育行为进行贬低甚至产生冲突)。大量研究证实，协同养育对子女的依恋形成(Caldera & Lindsey, 2006; Frosch, Mangelsdorf, & McHale, 2000; Pudasainee-Kapri & Razza, 2015)、气质塑造(Blair et al., 2011; Putnam Sanson, & Rothbart, 2002)、能力培养、行为问题等社会适应性结果有重要影响(卢富荣，张彩，刘丹丹，2019；苏英，郭菲，陈祉妍，2019; Kolak & Vernon-Feagans, 2008; Mangelsdorf, Laxman, & Jessee, 2011)。
家庭系统理论是协同养育研究的重要理论基础。该理论认为，个体行为不能脱离他所嵌入的人际关系系统而单独思考(Cicirelli, 1995)。在大部分家庭系统中，协同养育和夫妻关系所涉及到的行为主体是相同的，但是两者属于不同的子系统：前者为父母子系统，后者为夫妻子系统(McHale & Irace, 2011)。而家庭系统内部可能会存在三种不同的影响机制(Erel & Burman, 1995; Katz & Gottman, 1996; Pedro, Ribeiro, & Shelton, 2012)：1) 某一子系统的作用外溢到另一子系统上，即溢出效应(spillover effect)，如丈夫的婚姻满意度(夫妻子系统)与其教养投入(父子子系统)有正向关联；2) 当某一子系统中发挥的作用不足时，另一子系统会增加其作用来弥补不足，即补偿效应(compensatory effect)，如夫妻会试图建立更积极的亲子关系来补偿婚姻关系的不理想；3) 子系统中不同角色间会存在相互影响，即交叉效应(crossover effect)，如妻子在夫妻子系统中的情感会影响丈夫在亲子子系统的表现。
已有研究证实了婚姻质量是预测协同养育的最有效因素(Mangelsdorf, Laxman, & Jessee, 2011; Pedro et al., 2012)，但更多聚焦于溢出和补偿效应(Bonds & Gondoli, 2007; Morrill et al., 2010; 陈玲玲，伍新春，刘畅，2014；李苗苗等，2019；刘畅，伍新春，邹盛奇，2016)。对于交叉效应并未给予更多关注(Nelson et al., 2009; 刘畅等，2016)。家庭系统理论也强调，家庭中各子系统是相互影响的，各元素之间的相互作用不容忽视(Minuchin, 1985)。已有研究发现，在夫妻子系统和亲子子系统之间(Katz & Gottman, 1996; Nelson et al., 2009)，以及父母子系统与亲子子系统之间均存在交叉效应(Holland & McElwain, 2013; Pedro et al., 2012)，但夫妻子系统和父母子系统之间的交叉效应只有少数研究进行考察(刘畅等，2016；Richardson & Futris, 2019)，且缺乏内在机制的探究。此外，同一家庭中，夫妻之间存在许多共同因素，导致了数据的非独立性(Kenny, 2011)。如果忽视数据的非独立性，会增大统计检验的两类错误，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(刘畅，伍新春，2017；Song & Volling, 2015)。因此本研究采用主客体互倚模型(Actor-Partner Interdependence Model, APIM)，期望考察成对夫妻婚姻质量与协同养育行为之间的主客体关系(actor and partner effect)。
Feinberg (2003)在家庭系统理论的基础上进一步提出了协同养育的生态模型(ecological model for coparenting)。该模型认为协同养育的影响因素可以从个体特质、家庭成员内部关系、家庭外部的生态环境因素三方面进行分析。同时，个体–环境交互作用理论(Person-Environment Fit Theory)也认为，引起压力的因素不是单独的环境或个体因素，而是环境与个体相联系的结果，同时也包括个体对环境所能产生威胁的评价有关(Edwards, Caplan, & Van Harrison, 1988)。因此，不同的环境因素可能会对个体产生不同的调节效应。当下的环境因素主要集中于风险性因素上，如物质层面引发的经济压力等，也包括健康层面所带来的压力，例如突发性公共事件，这些因素均会对个体的生存和繁衍产生威胁(Lazarus, 2006)。对于协同养育行为来说，物质层面的压力会让夫妻对是否能养育好孩子产生不确定性，而健康层面的压力则会让夫妻感受到健康甚至是生命受到了威胁。而当下对于基本物质层面需求已经得到基本满足的前提下，身心健康层面因素会扮演越来越重要的角色。在这个后疫情时代，尽管我国已经度过了最危险的时刻，但它的后效影响还在继续，专家们也一再呼吁民众保持警惕，病毒依旧随时有可能再度爆发，会产生无法预估的损失。已有研究较为充分地考察了疫情期间医护人员的身心健康状况(董平等，2020；谢明晖等，2021；张迪，田雨馨，伍新春，2020)，而同时处在高应激状态下的隔离群体，也需要得到更多关注。尤其是近期出现了个别感染案例后，其所在社区要进行严密地封闭隔离，对受牵连的居家隔离人员来说，会对其身心健康状况造成一定的影响，如焦虑水平和抑郁水平均存在显著提高(陈彦超等2021；张静等，2020；甄瑞，周宵，2020)。此外，家人相处时间的增加也加剧了各个子系统间的相互摩擦，出现如情绪不稳定、易激惹、言语或身体攻击行为等不良反应，严重影响家庭各个子系统的正常运转(邓蓉等，2020；许辰等，2020)。
综上，本研究选取新冠疫情密接案例所在社区或街道的居家隔离夫妻，采用主客体互倚模型，假设婚姻质量与协同养育行为之间存在显著的主体与客体效应(假设1)，同时假设新冠疫情担忧会在婚姻质量与协同养育行为中起到调节作用(假设2)，假设模型见图1。
2. 研究方法
2.1. 被试
本研究于2021年7月至8月，对在北京、南京和福建的中高风险小区的居家隔离人员发放问卷，共回收问卷988份。按照如下标准对所有问卷进行筛选：1) 夫妻双方均填写了问卷，且至少育有一个子女；2) 剔除题目填写内容存在前后矛盾的数据；3) 剔除多份量表中均为相同选项，以及作答时间低于5分钟的数据。最终获得有效数据708份(354对夫妻)。此外，人口统计学信息内容涵盖夫妻年龄、养育子女数量、子女年龄、受教育程度、收入水平等情况。以往研究显示，这些因素都可能会影响到夫妻的协同养育行为(McHale & Irace, 2011; Richardson & Futris, 2019)，因此在统计分析中均作为控制变量。
注：H代表丈夫，W代表妻子，下同。
Figure 1. Hypothesis model
图1. 假设模型图
2.2. 测量工具
2.2.1. 新冠病毒担忧
采用Ahorsu等人(2020)编写的新冠病毒担忧量表(Fear of COVID-19 Scale, FCV-19S)进行施测。经原作者同意后已将该量表翻译为中文，翻译过程遵守严格的互译程序。该量表共包含7个条目，每道题目均采用5点计分的方式(1表示“非常不同意”，5表示“非常同意”)。量表所得总分越高，表明被试对新冠病毒的担忧越严重。本研究中丈夫在该量表上的Cronbach α系数为0.92，妻子的Cronbach α系数为0.90。
2.2.2. 婚姻质量
采用Norton (1983)编制的婚姻质量问卷(Quality of Marriage Index, QMI)对夫妻的婚姻质量进行施测，问卷共6个条目，其中前5道题目均采用7点计分的方式(1表示“非常不同意”，7表示“非常同意”)，第6题则是让被试对自己目前婚姻的幸福程度做1至10分的评分(1代表“非常不幸福”，10代表“非常幸福”)。问卷所得总分越高，表示被试的婚姻质量越高。本研究中丈夫和妻子在该量表上的Cronbach α系数均为0.96。
2.2.3. 协同养育
本研究采用刘畅等人(2014)修订的协同养育量表。该量表共包含4个维度，分别是团结、一致、冲突、贬低。本研究将“团结”和“一致”归为积极的协同养育行为，将“冲突”和“贬低”归为消极的协同养育的行为。该量表共有29个条目，所有题目均使用7点计分的方式(1表示“从不”，7表示“总是”)。本研究中丈夫在积极维度和消极维度上的Cronbach α系数分别为0.95、0.94；妻子在积极维度和消极维度上的Cronbach α系数分别为0.95、0.94。
2.3. 研究程序
采用线上施测收集数据，数据分析通过SPSS 20.0和MPLUS 7.4完成。
3. 结果
3.1. 描述统计及相关分析
变量间的相关分析显示(见表1)，丈夫的新冠病毒担忧和妻子的新冠病毒担忧呈显著正相关，和妻子的消极协同养育之间显著负相关，但是夫妻双方的新冠病毒担忧和其他变量之间均无显著相关。夫妻的婚姻质量和双方的积极协同养育间均存在正相关，和消极协同养育之间均为负相关；夫妻双方的积极协同养育存在正相关，双方的消极协同养育也为正相关；积极协同养育和消极协同养育间为负相关。丈夫评定的婚姻质量显著高于妻子，t(353) = 4.30，p < 0.001，Cohen’s d = 0.23；丈夫的消极协同养育水平显著低于妻子，t(353) = 4.45，p < 0.001，Cohen’s d = 0.24；而在新冠病毒担忧和积极协同养育水平上，丈妻双方并没有显著差异。
Table 1. Correlation analysis of variables
表1. 主要变量的相关分析
注：*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001，下同。
3.2. 婚姻质量对协同养育的影响
通过建立主客体互倚模型，分别检验婚姻质量与积极和消极协同养育之间的关系，同时将夫妻双方的年龄、受教育程度、收入水平、子女数量与年龄等因素作为控制变量。两个非限定模型的拟合度较好(积极协同养育：χ2/df = 1.24，CFI = 0.99，TLI = 0.98，RMSEA = 0.03；消极协同养育：χ2/df = 1.24，CFI = 0.99，TLI = 0.98，RMSEA = 0.03)。夫妻的婚姻质量可以正向预测自身的积极协同养育，但是不能预测伴侣的积极协同养育(见图2)。但是夫妻的婚姻质量不仅可以负向预测自身的消极协同养育水平，还能预测配偶的消极协同养育水平(见图3)。由此可见，婚姻质量对于积极协同养育来说存在主体效应，对消极协同养育存在主客体效应。
注：图中的数值为非标准化系数，下同。
Figure 2. The association between marital quality and positive coparenting
图2. 婚姻质量和积极协同养育的关系
Figure 3. The association between marital quality and negative coparenting
图3. 婚姻质量和消极协同养育的关系
对积极协同养育模型中的两条主体效应路径以及客体效应分别限制相等后，发现模型拟合度均不存在显著变化(限制主体效应相等：Δχ2(1) = 0.08，p > 0.05；限制客体效应相等：Δχ2(1) = 0.61，p > 0.05)，这说明婚姻质量对自身及配偶的积极协同养育的影响不会因为性别而不同，即溢出效应和交叉效应均不存在性别差异。此外将丈夫积极协同养育的主体效应和客体效应限制相等后发现模型拟合度明显变差(Δχ2(1) = 14.43, p < 0.05)，将妻子积极协同养育的主体效应和客体效应限制相等后同样发现模型拟合度变差(Δχ2(1) = 23.66, p < 0.05)，这说明主体效应和客体效应之间存在显著差异。考虑到图2模型中只存在主体效应而不存在客体效应，婚姻质量对积极协同养育的影响主要表现为主体模式。
同样，对消极协同养育模型中的两条主体效应路径以及客体效应分别限制相等后，发现模型拟合度均不存在显著变化(限制主体效应相等：Δχ2(1) = 0.12，p > 0.05；限制客体效应相等：Δχ2(1) = 0.80，p > 0.05)，这说明在婚姻质量对消极协同养育的影响中溢出效应和交叉效应均不存在性别差异。此外分别将丈夫和妻子消极协同养育的主体效应和客体效应限制相等后发现模型拟合度均明显变差(丈夫消极协同养育：Δχ2(1) = 19.66，p < 0.05；妻子消极协同养育：Δχ2(1) = 7.45，p < 0.05)，这说明两者的主体效应和客体效应间存在显著差异。考虑到图3模型中存在主客体效应，婚姻质量对消极协同养育的影响主要表现为混合模式(各类模型拟合度指标见表2)。
3.3. 新冠病毒担忧的调节作用
在上述模型中加入夫妻双方的新冠病毒担忧作为调节变量，所得的两个非限定模型的拟合度较好(积极协同养育：χ2/df = 1.73，CFI = 0.94，TLI = 0.92，RMSEA = 0.05；消极协同养育：χ2/df = 1.73，CFI = 0.94，TLI = 0.93，RMSEA = 0.05)。
具体而言，夫妻的婚姻质量可以正向预测自身的积极协同养育水平，但是不能预测配偶的积极协同养育水平(见图4)。此外，妻子的新冠病毒担忧在妻子的婚姻质量对自身积极协同养育的影响中起到了调节作用，并且这一调节作用也能负向预测丈夫的积极协同养育水平。此外，丈夫的婚姻质量和妻子的新冠病毒担忧的交互作用也能正向预测妻子的积极协同养育行为。类似地，夫妻的婚姻质量能负向预测自身及配偶的消极协同养育水平(见图5)。丈夫的新冠病毒担忧能正向预测自身的消极协同养育行为，同时也能负向预测配偶的消极协同养育行为。妻子的新冠病毒担忧在丈夫的婚姻质量对自身消极协同养育的影响路径中起到了调节作用。
Figure 4. The moderation effect of fear of Covid-19 between marital quality and positive coparenting
图4. 新冠病毒担忧调节婚姻质量和积极协同养育的关系
Figure 5. The moderation effect of fear of Covid-19 between marital quality and negative coparenting
图5. 新冠病毒担忧调节婚姻质量和消极协同养育的关系
为了更清楚地解释新冠病毒担忧的调节作用，将夫妻双方的新冠病毒担忧程度按照正负一个标准差分成高分组和低分组，并采用PROCESS 3.3插件(Hayes, 2018)来进行简单斜率分析。结果发现，无论妻子的新冠病毒担忧感较高还是较低，妻子婚姻质量较高的家庭中其自身的积极协同养育行为都要显著高于婚姻质量较低的家庭(见图6(a))：当妻子新冠病毒担忧感较低时，β = 1.39，SE = 0.14，t = 9.90，95% CI = [1.11, 1.66]；当妻子新冠病毒担忧感较高时，β = 0.89，SE = 0.16，t = 5.52，95% CI = [0.57, 1.21]。此外，妻子婚姻质量和妻子自身的新冠病毒担忧感会一起影响丈夫的积极协同养育行为，无论妻子新冠病毒担忧感较高还是较低，妻子婚姻质量较高的家庭中丈夫积极协同养育行为都要显著高于妻子婚姻质量较低的家庭(见图6(b))：当妻子新冠病毒担忧感较低时，β = 1.04，SE = 0.16，t = 6.61，95% CI = [0.73, 1.34]；当妻子新冠病毒担忧感较高时，β = 0.50，SE = 0.18，t = 2.79，95% CI = [0.15, 0.86]。虽然妻子的新冠病毒担忧水平能调节丈夫婚姻质量对妻子积极协同养育行为的影响，但是调节作用较小(见图6(c)；ΔR2 = 0.01，p = 0.037)。无论妻子新冠病毒担忧感较高还是较低，丈夫婚姻质量较高的家庭中其自身的消极协同养育行为都要显著低于丈夫婚姻质量较低的家庭(见图6(d))：当妻子新冠病毒担忧感较低时，β = −0.89，SE = 0.07，t = −12.98，95% CI = [−1.03, −0.76]；当妻子新冠病毒担忧感较高时，β = −0.48，SE = 0.09，t = -5.60，95% CI = [−0.65, −0.31]。
注：(a)为妻子新冠病毒担忧水平对“妻子婚姻质量–妻子积极协同养育”关系的调节作用；(b)为妻子新冠病毒担忧水平对“妻子婚姻质量–丈夫积极协同养育”关系的调节作用；(c)为妻子新冠病毒担忧水平对“丈夫婚姻质量–妻子积极协同养育”关系的调节作用；(d)为妻子新冠病毒担忧水平对“丈夫婚姻质量–丈夫消极协同养育”关系的调节作用。
Figure 6. The simple slope of moderated effect
图6. 调节作用的简单斜率图
4. 讨论
4.1. 婚姻质量对协同养育的影响
本研究证实了家庭子系统之间存在的溢出效应和交叉效应，并从成对关系的角度证实了新冠肺炎疫情会对父母子系统和夫妻子系统产生影响。支持了Feinberg (2003)所提出的协同养育生态模型，并证明了健康层面的家庭外部风险因素同样会对协同养育行为产生影响。
具体而言，婚姻质量对积极协同养育存在主体效应，对消极协同养育存在主客体效应。支持了家庭系统理论中各子系统间相互作用、相互影响的观点。当夫妻认为自己的婚姻质量较高时，他们就会更积极地去促进家庭成员间的和睦，因此在自己管教孩子时就会和伴侣更加团结和一致；当夫妻认为自己的婚姻质量低或者是感知到配偶的婚姻质量较低时，他们会将自己不满的情绪迁移到管教孩子的行为方式上，在管教孩子时会和配偶产生更多的矛盾。在溢出效应和交叉效应中，夫妻双方并不存在性别差异，这和刘畅等人(2014)的研究结果一致。这可能是因为本夫妻双方在教养孩子方面已经有了较多直接或间接经验，和伴侣在教养方式的合作上已经较为成熟，教养内容也从基本生活技能培养逐渐变为了学业规划和监督等方面。但是本研究发现，伴侣的婚姻质量并不会影响自身的积极协同养育模式，可能是由于传统的家庭教育理念以及进化心理学的观点中，妻子比丈夫更加注重后代的培养质量，对自己的教养角色更为明确(Belsky, 1984; Buss, 1984; Cicirelli, 1995)，因此妻子在团结型协同养育上不太容易受到伴侣的影响；但是对于丈夫来说，他们在养育孩子方面的角色定位更加模糊，更容易受到其他如个人特质、情绪等因素的影响(苏英，郭菲，陈祉妍，2019)。
4.2. 新冠病毒担忧的调节作用
本研究发现新冠病毒担忧在婚姻质量和协同养育中的显著调节作用。证实了除物质层面的风险因素，健康层面因素同样会影响到家庭子系统间的相互作用。具体而言，本研究中起到显著调节作用的均为妻子的新冠病毒担忧。这说明在实际生活中需要更加关注妻子的情绪与心理调适功能。
研究发现，妻子的婚姻质量和妻子新冠病毒担忧的交互作用能负向预测丈夫及妻子的积极协同养育行为，丈夫婚姻质量和妻子新冠病毒担忧的交互作用能正向预测丈夫的消极协同养育行为。并且通过上述三个调节作用的简单斜率图(6a、6b、6d)可知，这三个交互项均属于干扰型交互作用：婚姻质量和协同养育之间的相关关系均随着家庭中妻子新冠病毒担忧程度的增加而降低。也就是说，相对于妻子具有较高新冠病毒担忧程度的家庭来说，低担忧家庭的协同养育行为更容易受到婚姻质量的影响。家庭系统理论认为，家庭成员中会通过某种隐性规则发生相互作用(Belsky, 1984; Minuchin, 1985)。夫妻婚姻质量越高，说明双方的互动性越强，因此更可能受到配偶的影响。当妻子担忧程度较高时，妻子会在积极协同养育行为上分散精力，导致自身溢出效应减弱(图6(a))。同时，对于婚姻质量较高的妻子来说，她的负性情绪和行为更容易对丈夫产生影响，因此妻子较高的新冠病毒担忧水平会导致丈夫积极协同养育行为的交叉效应减弱(图6(b))。同样对于丈夫的消极协同养育行为来说，婚姻质量较高的夫妻间更容易相互影响，因此当妻子具有较高新冠病毒的担忧水平时，这种负性情绪更容易影响丈夫的行为，导致丈夫更容易将自己的不满迁移到协同养育行为上(图6(d))。
虽然丈夫的婚姻质量无法直接预测妻子的积极协同养育行为，但是丈夫的婚姻质量可以和妻子的新冠病毒担忧程度一起影响妻子的积极协同养育行为，且该交互项属于增强型交互作用。从图6(c)中可以发现，尽管低担忧妻子的积极协同养育行为始终高于高担忧的妻子，但是在丈夫婚姻质量提升时，高新冠病毒担忧的妻子其自身的积极协同养育行为提升的比低担忧的妻子更快。也就是说，相对于妻子具有较低新冠病毒担忧程度的家庭来说，高担忧家庭中妻子自身的积极协同养育行为更容易受到丈夫婚姻质量的影响。这可能是因为在疫情的影响下，高担忧的妻子会更注重配偶的支持，而配偶婚姻质量感的提升会让焦虑的妻子得到支持和安心，但是对低担忧的妻子来说婚姻质量感的作用没有这么强烈。
值得一提的是，虽然丈夫和妻子的新冠病毒担忧程度并无显著差异，但是妻子的担忧程度不仅会影响到自身的协同养育行为，同时还会对配偶的行为产生影响。总的来说，妻子新冠病毒担忧水平改变了协同养育行为随婚姻质量的变化速率：对于妻子的新冠病毒担忧水平较高的家庭来说，丈夫或者妻子的积极协同养育行为随妻子婚姻质量的提高而提高，但提高的速率低于妻子新冠病毒担忧水平较低的家庭；丈夫消极协同养育行为随其自身婚姻质量的提高而降低，但提高速率同样低于妻子新冠病毒担忧水平较低的家庭。这可能是因为处于居家隔离期间，家庭成员需要花费精力去应对疫情所带来的变化与压力。对于婚姻质量较低的家庭来说，丈夫或者妻子难以在夫妻系统中得到满足，而新冠疫情所带来的危机会让家庭成员开始重视家庭支持的重要性，进而促使他们在协同养育方面表现出更多的积极行为来补偿夫妻系统中的缺失。但是对于婚姻质量原本就较高的家庭来说，夫妻间的互动相对更加频繁，因此在突发疫情的影响下负性情绪会更快地在夫妻间传播，反而会对原本和睦的行为产生干扰，导致积极行为的下降。
4.3. 研究不足与展望
首先，即便本研究已考虑了较多可能影响研究结果的因素，未来研究仍需要加强对无关变量的控制，如对个体的人格特质、重组家庭情况等信息。其次，未来研究可以进一步探究突发性公共事件后妻子的心理适应及相关变化，帮助我们更好的理解妻子在家庭系统中的独特作用，并能在提高协同养育的问题上找到更多可行的方法。此外，未来研究可以探究健康层面因素在其他家庭子系统，诸如亲子系统、同胞系统中所扮演的角色。
5. 结论
1) 夫妻的婚姻质量与积极协同养育行为存在主体效应；2) 夫妻的婚姻质量与消极协同养育行为存在主客体效应；3) 妻子的新冠病毒担忧水平能调节婚姻质量和协同养育之间的关系，在提高夫妻协同养育行为中要更关注妻子的心理适应性。
基金项目
1) 中国政法大学创新基金：二孩家庭下的父母养育及家庭幸福感研究(20ZFQ84001)；
2) 中国政法大学创新团队(21CXTD04)；
3) 未成年人不良心理和行为预测预警(23621009)。
NOTES
*通讯作者。