1. 引言
父母差别对待是指父母在情感、支持、物质投入以及管教等方面更多地偏向一个孩子，而更少偏向另一个孩子的养育方式(Boll et al., 2005; Plomin & Daniels, 1987)。在多子女家庭中，父母差别对待十分普遍。尽管社会规范要求父母平等对待每一个子女，但在现实生活中，父母总会对某个子女表现出明显的偏爱或控制。研究显示，父母差别对待不仅导致家庭关系变差，还对子女的适应产生消极影响(Iftikhar & Sajjad, 2023; Jensen et al., 2020; Rolan & Marceau, 2018; 石鑫欣等，2022)。因此，考虑到我国多子女家庭的增多以及父母差别对待的消极影响，本研究意在中国文化背景下探讨父母差别对待与青少年自尊之间的关系以及感知公平和同胞相似性的调节。此研究一方面弥补了中国文化背景下父母差别对待与青少年自尊关系的研究缺失，另一方面也有助于揭示二者关系的作用机制。
父母差别对待的影响会从儿童期延续到成年期，甚至整个人生(Jensen et al., 2013; Padilla et al., 2018; Shanahan et al., 2008; Siennick, 2013)。其中，青少年时期是个体建立自我同一性、发展自尊的关键时期，也是个体对父母差别对待最敏感的时期，在此时期个体一方面想要获得自主权、摆脱父母的控制(Rolan & Marceau, 2018)，另一方面又需要通过同胞比较来评估与发展自尊(Feinberg et al., 2000; Suls et al., 2002; Tesser, 1980)。社会比较理论指出，个体通过与自己具有相似特征的人进行比较来发展自我概念、评估自我价值(Festinger, 1954; Suls et al., 2002)。在多子女家庭中，由于同胞具有相似的生活与发展环境，他们自然也就成为了最直接的比较对象。在此情况下，个体会通过同胞比较来评估自我价值，进而影响自尊(Feinberg et al., 2000; Rolan & Marceau, 2018)。早期研究已经发现，相比于同胞，接受父母更多情感或受到更少控制的青少年会报告更高的自尊水平(Mchale et al., 2000)。换言之，青少年受到父母差别对待时，他们的自尊水平会显著降低。而且，进一步的追踪研究也揭示了这种关系的持续性(Shebloski et al., 2005)。然而，在中国多子女家庭中还不清楚父母差别对待与自尊之间的关系。因此，基于以上发现，本研究假设如下：
假设1：父母差别情感(即对同胞更加偏爱)会显著负向预测青少年自尊，而父母差别控制(即对同胞控制更多)会显著正向预测青少年自尊。
父母差别对待与自尊之间除了直接联系外，还会受到一些因素的调节，其中，感知公平是一个重要的调节变量。感知公平是指子女对父母差别对待公平性的感知程度(Mchale et al., 2000)。Kowal等(2002)发现，父母差别对待对个体自尊的影响取决于感知公平程度。只有当青少年感知到父母的差别对待是公平时，他们才会报告出更高的自尊水平(Kowal et al., 2002; Mchale et al., 2000)。也就是说，感知公平越高，越会减缓父母差别对待对个体自尊的消极影响。因此，本研究在探讨父母差别对待与青少年自尊关系的同时，也进一步探讨了感知公平在其中的调节作用。假设如下：
假设2：当感知公平较高时，父母差别情感不能显著预测青少年的自尊水平，而父母差别控制显著正向预测青少年的自尊水平；当感知公平较低时，父母差别情感显著负向预测青少年的自尊水平，而父母差别控制则不能显著预测青少年的自尊水平。
此外，本研究在上述问题的基础上进一步探讨了同胞相似性(即性别组合与年龄间隔)在其中的调节作用。研究发现，性别组合与年龄间隔均与父母差别对待有关(Jensen et al., 2023)。具体而言，同胞间的年龄间隔越大，父母越有可能表现出差别对待；父母对于不同性别的子女要比相同性别的子女表现出更多的差别对待。而且，同胞相似性和父母差别对待的交互作用对个体的适应结果产生影响(Meunier et al., 2012; Rolan & Marceau, 2018)。然而，同胞相似性是否起到调节作用还存在争议(Loeser et al., 2016; Mchale et al., 2000)。同时，由于三因素交互作用的复杂性，很难基于现有的研究结果做出准确的预测。因此，本研究对于同胞相似性的调节作用并未做出具体假设，而是进行了探索性分析。
总之，本研究意在建立一个有调节的调节模型来探讨父母差别对待与青少年自尊之间的关系以及感知公平和同胞相似性的调节作用。以往对于父母差别对待与自尊的关系研究主要在西方文化背景下开展，那么这些研究结果或结论是否能够扩展到中国多子女家庭中尚未可知。考虑到中西方文化的差异性，有必要在中国多子女家庭中检验父母差别对待和自尊之间的关系。同时，本研究检验感知公平与同胞相似性在上述关系中的调节作用，这有助于明确父母差别对待与青少年自尊关系的影响机制。图1为有调节的调节模型概念图。
Figure 1. Hypothesized moderated-moderation model
图1. 有调节的调节模型图
2. 方法
2.1. 被试与流程
本研究在某省某市八所初中以班级为单位进行整群抽样，所有被试签订知情同意书，自愿参加本研究，通过问卷星在线平台完成问卷调查。被试的入选条件是：所在家庭为双亲家庭，有且仅有一个同胞。在删除无效或每题作答时间低于2秒的被试后(钟晓钰等，2021)，剩余有效被试共1348名(M = 13.64岁, SD = 0.85，年龄范围为12~16岁)，其中男生766人，女生582人。被试的父母年龄和同胞年龄分别为：父亲年龄(M = 43.56, SD = 5.14)；母亲年龄(M = 41.15, SD = 4.87)；同胞年龄(M = 13.27岁, SD = 5.91，年龄范围为1~32岁)。父亲(92.6%)与母亲(93.4%)的文化水平多数在高中及以下。被试与同胞的性别组合包括475对相同性别和873对不同性别，他们的年龄间隔范围为1~16岁(M = 5.12岁, SD = 2.95)。
2.2. 研究工具
2.2.1. 自尊量表
采用申自力，蔡太生(2008)修订的Rosenberg自尊量表(Rosenberg, 1965)测量青少年的自尊水平。该量表共有10题，采用4点计分，1 = 非常不符合，4 = 非常符合。分数越高，表示自尊水平越高。该量表在中学生群体中具有良好的信效度(闫艳等，2021)。本研究中的Cronbach’s α为0.88。
2.2.2. 父母差别对待量表
采用de Man et al. (2003)修订的父母差别对待量表(Daniels & Plomin, 1985)评估青少年感知的父母差别对待。该量表包括两个维度：情感(5题，如关注、偏爱等)和控制(4题，如责备、惩罚等)，采用5点计分，1 = 对自己多很多，5 = 对同胞多很多。分数越高，代表对同胞的情感或控制更多。本研究中，青少年分别报告父母的差别情感和控制，各维度的Cronbach’s α分别为：0.77 (父亲情感)、0.83 (母亲情感)、0.78 (父亲控制)和0.84 (母亲控制)。
2.2.3. 父母差别对待感知公平量表
感知公平量表(Gozu & Newman, 2020)用于评估青少年对父母差别情感和控制的感知公平程度。共包括9个题目，其中情感感知公平5题，控制感知公平4题，采用5点计分，1 = 非常不公平，5 = 非常公平。分数越高，表示感知到的父母差别对待行为越公平。本研究中，各维度的Cronbach’s α分别为：父亲情感感知公平(α = 0.95)、母亲情感感知公平(α = 0.96)，父亲控制感知公平(α = 0.94)、母亲控制感知公平(α = 0.96)。
2.3. 数据分析
使用SPSS 27对数据进行描述统计和相关分析，分别使用PROCESS插件4.1中的Model 1和Model 3对数据进行调节效应以及有调节的调节效应分析。在模型中，所有连续变量进行去中心化处理。结果中报告的系数均为非标准化回归系数。
3. 结果
3.1. 研究变量的描述统计与相关分析
Table 1. Descriptive statistics and correlation analysis
表1. 各变量的描述统计与相关分析
变量 |
M (SD) |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
9 |
10 |
11 |
1. 性别
组合a |
— |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2. 年龄
间隔 |
5.12 (2.95) |
0.063* |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
3. 父亲
情感 |
3.00 (0.33) |
−0.017 |
−0.008 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
4. 母亲
情感 |
2.99 (0.31) |
−0.009 |
0.002 |
0.439*** |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
5. 父亲
控制 |
2.90 (0.36) |
−0.041 |
−0.093** |
0.026 |
0.059* |
1 |
|
|
|
|
|
|
6. 母亲
控制 |
2.91 (0.34) |
−0.031 |
−0.134*** |
0.103*** |
0.142*** |
0.571*** |
1 |
|
|
|
|
|
7. FPPA |
4.09 (0.67) |
−0.019 |
0.021 |
−0.179*** |
−0.001 |
0.134*** |
0.116*** |
1 |
|
|
|
|
8. FPMA |
4.13 (0.63) |
0.000 |
−0.015 |
−0.092** |
−0.056* |
0.146*** |
0.142*** |
0.817*** |
1 |
|
|
|
9. FPPC |
4.08 (0.69) |
−0.015 |
0.007 |
−0.146*** |
0.003 |
0.208*** |
0.154*** |
0.878*** |
0.825*** |
1 |
|
|
10. FPMC |
4.12 (0.64) |
−0.013 |
−0.034 |
−0.063* |
−0.047 |
0.154*** |
0.208*** |
0.757*** |
0.909*** |
0.820*** |
1 |
|
11. 自尊 |
2.93 (0.48) |
−0.003 |
0.038 |
−0.103*** |
−0.085** |
0.110*** |
0.105*** |
0.362*** |
0.350*** |
0.354*** |
0.346*** |
1 |
注：FPPA = 父亲情感感知公平，FPMA = 母亲情感感知公平，FPPC = 父亲控制感知公平，FPMC = 母亲控制感知公平。a性别组合：1 = 相同性别，0 = 不同性别。* p < 0.05，** p < 0.01，*** p < 0.001。
表1展示了研究变量的描述统计以及相关分析结果。相关分析结果表明，自尊与父亲/母亲情感呈显著负相关、与父亲/母亲控制呈显著正相关、与父亲/母亲情感感知公平以及父亲和母亲控制感知公平呈显著正相关。
3.2. 调节分析
此部分共实施了4个调节分析，分别以父亲/母亲情感和父亲/母亲控制为预测变量，以青少年对各自的感知公平为调节变量，以自尊为结果变量。本研究使用PROCESS 4.1插件中的Model 1分析调节效应(Hayes, 2019)。表2呈现了4个调节分析的结果。
结果发现，父亲与母亲情感均显著负向预测青少年自尊，而父亲与母亲情感感知公平均显著正向预测青少年自尊，但情感与感知公平的交互项均不能显著预测青少年自尊。这些结果表明，父母对于同胞的情感偏爱越多，青少年的自尊水平越低，青少年对于父母差别情感的感知公平越高，他们的自尊水平也会越高。
Table 2. Moderating effects of fairness perception on the relationship between parental differential treatment and adolescents’ self-esteem
表2. 感知公平在父母差别对待与青少年自尊之间的调节作用分析
预测变量 |
父亲差别对待 |
母亲差别对待 |
b |
SE |
p |
b |
SE |
p |
差别情感 |
−0.09 |
0.04 |
0.042 |
−0.12 |
0.05 |
0.011 |
情感感知公平 |
0.26 |
0.02 |
< 0.001 |
0.26 |
0.02 |
< 0.001 |
差别情感 × 情感感知公平 |
−0.06 |
0.04 |
0.155 |
−0.03 |
0.04 |
0.515 |
差别控制 |
0.11 |
0.04 |
0.006 |
0.11 |
0.04 |
0.005 |
控制公平感知 |
0.25 |
0.02 |
< 0.001 |
0.26 |
0.02 |
< 0.001 |
差别控制 × 控制感知公平 |
0.10 |
0.03 |
0.001 |
0.14 |
0.04 |
< 0.001 |
父亲与母亲控制以及青少年对父亲/母亲控制的感知公平均能显著正向预测青少年自尊。这些结果表明，父母对同胞的控制越多(即对自己的控制越少)，青少年的自尊水平越高。而且，父母各自控制与感知公平的交互项均能显著预测青少年自尊。进一步地简单斜率分析发现(见图2)，当感知公平较高( + 1 SD)时，父母差别控制能够显著正向预测青少年自尊(父亲：b = 0.18，SE = 0.05，p < 0.001；母亲：b = 0.20，SE = 0.05，p < 0.001)，而当感知公平较低(−1 SD)时，父母差别控制与青少年自尊无关(父亲：b = 0.04，SE = 0.03，p = 0.272；母亲：b = 0.02，SE = 0.04，p = 0.514)。这些结果表明，父母差别控制与青少年自尊之间的关系会受到青少年对父母差别控制感知公平的调节。
Figure 2. The moderating role of fairness perception in the relationship between paternal control (A)/maternal control (B) and adolescents’ self-esteem
图2. 感知公平在父亲(A)/母亲(B)差别控制和青少年自尊之间的调节作用
3.3. 有调节的调节分析
使用Process 4.1插件中的Model 3对父母差别对待、感知公平、性别组合/年龄间隔以及青少年自尊之间的有调节的调节效应进行分析。此部分共实施了8个有调节的调节分析，其中，感知公平为第一个调节变量，性别组合/年龄间隔为第二个调节变量。有调节的调节分析会涉及三个两因素交互项和一个三因素交互项。由于本研究主要关注感知公平在父母差别对待与青少年自尊关系中的调节作用是否会受到性别组合/年龄间隔的调节，因此，当三因素交互作用显著时，本研究仅会拆分第二个调节变量，即性别组合/年龄间隔，并进一步分析差别对待与感知公平对自尊的交互作用，并不会进行其他方向的拆分。同时，如若三因素交互作用不显著，即使其他两因素交互作用显著，本研究也将不会再进一步分析。结果见表3。
Table 3. Moderating effects of fairness perception and age gap on the relationship between parental differential treatment and adolescents’ self-esteem
表3. 差别对待、感知公平、青少年自尊以及性别组合/年龄间隔的有调节的调节分析结果
预测变量 |
父亲差别对待 |
母亲差别对待 |
b |
SE |
p |
b |
SE |
p |
差别情感 |
−0.085/−0.068 |
0.057/0.044 |
0.138/0.120 |
−0.140/−0.058 |
0.063/0.049 |
0.027/0.234 |
感知公平 |
0.272/0.254 |
0.023/0.019 |
< 0.001/ < 0.001 |
0.296/0.259 |
0.023/0.020 |
< 0.001/< 0.001 |
性别组合/年龄间隔 |
0.002/0.004 |
0.026/0.004 |
0.954/0.354 |
−0.003/0.007 |
0.025/0.004 |
0.919/0.097 |
差别情感 ×
感知公平 |
−0.034/−0.048 |
0.051/0.040 |
0.508/0.234 |
−0.053/0.013 |
0.053/0.044 |
0.317/0.776 |
差别情感 × 性别组合/年龄间隔 |
0.003/−0.025 |
0.087/0.012 |
0.972/0.039 |
0.042/−0.041 |
0.094/0.013 |
0.656/0.001 |
感知公平 × 性别组合/年龄间隔 |
−0.052/0.007 |
0.040/0.006 |
0.196/0.264 |
−0.104/0.012 |
0.043/0.006 |
0.016/0.060 |
差别情感 × 感知公平 × 性别组合/
年龄间隔 |
−0.054/−0.019 |
0.079/0.012 |
0.492/0.097 |
0.058/−0.029 |
0.098/0.013 |
0.558/0.026 |
差别控制 |
0.110/0.067 |
0.054/0.042 |
0.040/0.114 |
0.092/0.072 |
0.053/0.045 |
0.084/0.110 |
感知公平 |
0.286/0.257 |
0.023/0.019 |
< 0.001/ < 0.001 |
0.292/0.272 |
0.024/0.020 |
< 0.001/< 0.001 |
性别组合/年龄间隔 |
0.012/0.006 |
0.026/0.004 |
0.635/0.187 |
0.003/0.008 |
0.026/0.004 |
0.897/0.066 |
差别控制 × 感知公平 |
0.139/0.077 |
0.045/0.034 |
0.002/0.024 |
0.111/0.065 |
0.045/0.046 |
0.013/0.160 |
差别控制 × 性别组合/年龄间隔 |
−0.002/0.029 |
0.078/0.011 |
0.976/0.010 |
0.031/0.022 |
0.081/0.011 |
0.705/0.049 |
感知公平 × 性别组合/年龄间隔 |
−0.102/0.009 |
0.038/0.006 |
0.008/0.106 |
−0.082/0.010 |
0.043/0.006 |
0.056/0.127 |
差别控制 × 感知公平 × 性别组合/
年龄间隔 |
−0.072/0.026 |
0.064/0.009 |
0.260/0.002 |
0.067/0.035 |
0.080/0.012 |
0.404/0.002 |
注：斜杠前的系数为性别组合，斜杠后的系数为年龄间隔。
3.3.1. 性别组合的调节作用
结果发现，当以性别组合为第二个调节变量时，父亲/母亲差别对待 × 感知公平 × 性别组合的三因素交互作用均不显著，说明感知公平在父母差别对待与青少年自尊中的调节作用并不受性别组合的影响。
3.3.2. 年龄间隔的调节作用
当以年龄间隔为第二个调节变量时，在父母差别情感维度上，年龄间隔与父亲差别情感以及感知公平的三因素交互作用不显著，但与母亲差别情感以及感知公平的三因素交互作用显著。然而，在进一步的简单效应分析后发现，无论年龄间隔是大还是小，感知公平在母亲情感和青少年自尊之间的调节作用均不显著(−1 SD: b = 0.10, p = 0.101; +1 SD: b = −0.07, p = 0.200)。这些结果表明，年龄间隔不会调节感知公平对父母差别情感与青少年自尊关系的调节作用。
在控制维度上，年龄间隔与父亲差别控制和感知公平的三因素交互作用显著(见图3(A))。进一步分析发现，当年龄间隔较小时，父亲控制与感知公平的交互作用不显著(b = 0.00, p = 1.000)，但当年龄间隔较大时，父亲控制与感知公平的交互作用显著(b = 0.15, p < 0.001)。简单斜率分析发现，当年龄间隔较大且感知公平较高时，父亲差别控制显著正向预测青少年自尊(b = 0.26, SE = 0.06, p < 0.001)，而当感知公平较低时，父亲差别控制与青少年自尊之间无关(b = 0.05, SE = 0.04, p = 0.286)。类似地，年龄间隔与母亲差别控制和感知公平的三因素交互作用也显著(见图3(B))。进一步分析发现，当年龄间隔较小时，母亲控制与感知公平的交互作用不显著(b = −0.04, p = 0.594)，而当年龄间隔较大时，母亲控制与感知公平的交互作用显著(b = 0.17, p < 0.001)。简单斜率分析发现，当年龄间隔较大且感知公平较高时，母亲控制显著正向预测青少年自尊(b = 0.24, SE = 0.06, p < 0.001)，而当感知公平较低时，母亲控制与青少年自尊无关(b = 0.03, SE = 0.04, p = 0.485)。上述结果表明，年龄间隔调节了感知公平在父母控制和青少年自尊之间的调节作用。具体而言，当青少年与同胞的年龄间隔较大并且青少年感知父母的差别控制更公平时，父母对同胞的控制越多，他们的自尊越高。
Figure 3. The moderating role of age gap and fairness perception in the relationship between paternal control (A)/maternal control (B) and adolescents’ self-esteem
图3. 年龄间隔和感知公平在父亲(A)/母亲(B)差别控制和青少年自尊之间的调节作用
4. 讨论
本文在中国二孩家庭中探讨了父母差别对待与青少年自尊之间的关系，并尝试以感知公平与同胞相似性为调节变量建立有调节的调节模型。结果显示，父母差别情感负向预测青少年自尊，父母差别控制正向预测青少年自尊。这些结果表明，父母对于青少年的同胞情感越多，越会降低青少年的自尊水平，而对于同胞的控制越多，反而会提高青少年的自尊水平。这些结果支持了假设1。本研究发现与先前研究结果一致，即被父母偏爱越多或控制越少的青少年会有更高水平的自尊(Kowal et al., 2002; Loeser et al., 2016; Mchale et al., 2000)。在多子女家庭中，父母差别对待会引起具有相似特征的同胞进行比较(Feinberg et al., 2000)。青少年会基于同胞比较的结果来评估自我价值，进而影响自尊水平。基于本文研究结果，如果父母表现出明显的差别对待，势必会引起子女间的比较，其中，很少被偏爱或受到很多控制的青少年，他们会对自己产生强烈的怀疑以及对自我价值的否定，这会伤害他们的自尊，从而降低自尊水平。
除了父母差别对待对青少年自尊水平的直接影响外，青少年如何看待父母差别对待也会影响他们的自尊水平。结果发现，无论是父母差别情感，还是父母差别控制，感知公平均会正向预测青少年的自尊水平。这表明，即使父母表现出差别对待，如果青少年认为这些差别对待较为公平，他们也会有较高的自尊水平。这些结果与Kowal等(2002)的发现相似，即相对于父母差别对待，对差别对待的感知公平更能有效地预测青少年的自尊水平。这些发现符合公平分配理论(Deutsch, 1985)。该理论认为，个体会评估资源分配的公平性。对于有同胞的个体而言，他们会比较父母在他们与同胞之间分配的情感与控制，这会影响他们的感知公平与自尊水平(Boll et al., 2005; Gozu & Newman, 2020; Kowal et al., 2002)。
为了进一步揭示父母差别对待与感知公平对青少年自尊的预测作用，本研究进一步检验了两者在预测青少年自尊时的交互作用。结果发现，父母差别对待与感知公平仅仅在控制而非情感维度上会表现出交互作用。此结果部分支持了假设2。这说明，父母差别控制对青少年自尊水平的预测作用受到感知公平的调节，即只有当青少年感知父母差别控制较为公平时，父母差别控制才能影响个体的自尊。此发现与先前研究强调感知公平调节作用的结果类似(Loeser et al., 2016)。这或许是因为，青少年在很少被父母控制且感知较为公平的情况下，他们会更少地嫉妒他们的同胞，而更少的同胞嫉妒能够预测更高的自尊(Loeser et al., 2016)。本文没有发现父母差别情感与感知公平的交互作用。这说明，父母差别情感与感知公平对青少年自尊的预测作用相互独立，不能交互影响青少年的自尊。
同胞间的性别组合与年龄间隔不仅会影响父母差别对待的表现(Jensen et al., 2023)，还会与父母差别对待共同影响儿童青少年的适应性结果(Meunier et al., 2012; Rolan & Marceau, 2018)。本文扩展了这些发现，建立一个有调节的调节模型更一步理解父母差别对待、感知公平、同胞相似性与青少年自尊之间的关系。本文发现，感知公平在父母差别控制和青少年自尊之间的调节作用会受到年龄间隔的进一步调节，即感知公平的调节作用仅仅在年龄间隔较大时才会出现。由于不同年龄阶段的子女有不同的心理需求，父母会用不同的方式管教不同年龄段的子女(Kowal & Kramer, 1997)。随着年龄间隔变大，青少年也能理解这种差别控制的合理性(McHale & Pawletko, 1992)。因此，在感知公平较高情况下，被较少控制的青少年则会形成积极的自我概念、肯定自我价值，进而提高自尊水平。
本文的优势在于建立了有调节的调节模型去理解父母差别对待与青少年自尊关系，突出了感知公平与年龄间隔的调节作用，为干预父母差别对待的消极影响，提高青少年的自尊水平提供了实证参考。但本研究也有不足之处：一是本文使用横断研究设计，无法确定父母差别对待与青少年自尊的方向性，也无法明确本文结果是否在长期关系中依然存在；二是本文关注中国二孩家庭，无法确定研究结果是否可以扩展到三孩等多孩家庭中，也无法确定是否可以推广到其他的文化或地区。以上不足都需要未来研究加以探讨与解决。总之，在中国二孩家庭中，父母差别对待不仅会直接预测青少年的自尊水平，也会因感知公平和年龄间隔的调节作用而有所不同。
5. 结论
本文发现父母对于青少年子女的情感越少、控制越多，青少年的自尊水平越低。父母差别控制与青少年自尊的关系受到感知公平的调节，而且年龄间隔进一步调节了感知公平的调节作用。
基金项目
安徽省高校自然科学研究重点项目(编号：KJ2021A0108)。
NOTES
*通讯作者。