1. 引言
抑郁是青少年发展过程中损伤和痛苦的主要来源，被认为是自杀的重要风险因素(Miller & Campo, 2021)。我国青少年抑郁症状风险的检出率为15%~20% (傅小兰等，2023；李玖玲等，2016)，且相比十年前进一步增加(侯金芹，陈祉妍，2021)。抑郁会对青少年的学业、生活造成严重的负面影响(Clayborne et al., 2019; Guerrero-Muñoz et al., 2020)。值得注意的是，在影响青少年抑郁的众多因素中，家庭因素已被证实存在至关重要的作用(李星等，2023)。
根据家庭系统理论(Cox & Paley, 2015)家庭系统中包含不同的子系统，其中既包括父母共同养育子系统 (刘畅，伍新春，2015)，也包括隶属于亲子子系统中的父母对子女的教养方式。尽管现有研究对共同养育、教养方式与子女抑郁之间的关系进行了广泛探讨(Kouros et al., 2014; Stover et al., 2016)。但多数研究孤立分析单一因素的影响，忽视了多种因素之间的交互作用。然而，家庭环境的复杂性在于各子系统并非总是同步的。父母可能在共同养育过程中表现出消极的互动模式，但在与子女的互动过程中仍然能够提供情感温暖。这种情况下，父母共同养育子系统和亲子子系统之间存在明显的异步性。这种异步性使得子女在家庭环境中同时接触到两种截然不同的互动模式，进一步增加了其心理发展的不确定性。因此，探讨不同子系统对子女抑郁的影响及其内在机制是必要的。
共同养育是指父母在抚养孩子过程中彼此协调、配合的程度(Feinberg, 2003)。消极共同养育是指父母之间表现出争执、对抗或降低对方可靠性与权威性的行为(刘畅等，2017)。研究发现，当父母有不一致的规则和纪律策略，或当母亲认为父亲对日常育儿任务的贡献不公平时会伴随婚姻质量的下降(Terry et al., 1991)，进而对子女的心理社会适应产生负面影响(Sturge-Apple et al., 2006)。另有研究发现父母冲突的初始水平和发展速度能够显著预测抑郁的初始水平和发展速度(王玉龙等，2025)。可见父母的消极共同养育会使子女产生巨大的情绪压力，进而导致其产生消极情绪。基于此，本研究提出假设1：父母消极共同养育正向预测子女抑郁。
此外，根据父母冲突与儿童发展理论，父母处于紧张的冲突关系也会增强子女内在的孤独感(Grych & Fincham, 1990)。目前已有研究探索孤独感与抑郁之间的因果关系，尽管存在着不同的研究结果，但大多都将孤独感作为抑郁的先行因素，例如纵向研究发现孤独感能稳定预测抑郁(Qualter et al., 2010; Vanhalst et al., 2012)。综上所述，本研究提出假设2：子女孤独感在父母消极共同养育和子女抑郁之间起中介作用。
而亲子子系统中的教养方式是指父母在抚养和教育孩子的过程中秉持的教养观念、教养态度，以及在此过程中的行为举止和情感表达的相对稳定模式(Darling & Steinberg, 2017)。教养方式包括情感温暖、拒绝、过度保护等维度(蒋奖等，2010)。其中父母情感温暖是指父母在与孩子互动中关注孩子的情感需求，给予孩子关怀、回应、安慰和支持(Baumrind, 2013)。情感温暖型教养对子女的行为、情感、社会能力等积极心理与行为品质具有显著的促进作用(Gralewski & Jankowska, 2020; Tu et al., 2021)对子女的孤独感、抑郁等消极心理与行为具有化解作用(Ebrahimi et al., 2017)。
基本心理需要理论也为理解父母情感温暖的作用机制提供了重要视角。基本心理需要分为三种，分别是胜任需要、关系需要和自主需要(Deci & Ryan, 2000)。当环境可以满足三种基本心理需要时，个体就会朝着积极的方向发展。在家庭环境中，家庭成员间的关系越和谐，家庭系统越完善，个体的基本心理需要满足程度就越高(Ku & Ahn, 2015)。此外当需要受阻时，人们首先可能发展出需要的替代，其虽然不能真正满足被剥夺的需要，但是能够提供替代的满足(Deci & Ryan, 2000)。所以在父母消极共同养育的背景下，情感温暖通过增强归属感、提供情感支持可以帮助子女应对家庭冲突带来的心理压力，即通过满足子女的关系需要起到保护作用，有据可循。据此，本研究提出假设3：父母情感温暖能够调节子女孤独感与抑郁之间的关系。
综上，本研究拟探讨父母消极共同养育、情感温暖与子女孤独感、抑郁的关系及作用机制，并提出一个有调节的中介模型(见图1)：父母情感温暖调节消极共同养育→子女孤独感→子女抑郁这一中介模型的后半段路径。
Figure 1. Hypothetical model diagram
图1. 假设模型图
2. 对象与方法
2.1. 被试
从苏州市2所中学共招募有意愿参与研究的家长，共回收755个家庭的问卷。剔除规律作答、明显乱答问卷，共计获得有效问卷702份。家长参与者中父亲180人(占比25.64%)，母亲522人(占比74.36%)。居住地在城市649人(占比92.45%)，乡村53人(占比7.55%)。家长文化程度小学及以下学历4人(占比0.57%)，初中学历31人(占比4.42%)，高中/中专学历99人(占比14.10%)，大学(大专)及以上学历568人(占比80.91%)。月收入在4800元以下的家庭27个(占比3.85%)，在4800~9600元的家庭133个(占比18.95%)，在9600~14,400元的家庭143个(占比20.37%)，在1400元以上的家庭399个(占比56.84%)。家庭结构双亲家庭666人(占比94.87%)，单亲家庭25人(3.56%)，重组家庭11人(占比1.57%)。养育方式单性养育39人(占比5.56%)，父母共同养育564人(占比80.34%)，代际共同养育99人(占比14.10%)。
2.2. 测量工具
2.2.1. 父母共同养育
改编自刘畅等人(2017)修订的青少年评定版父母协同教养问卷，由父母一方报告其与另一方对孩子的协同教养行为。本研究采用其中的冲突(父母在子女面前争执与对抗)、贬低(父亲或母亲在对方不在场的情况下，诋毁或破坏对方教养的权威性和有效性)两个消极共同养育维度，共12个条目。量表采用7点计分，1表示“从不”，7表示“总是”，得分越高表示父母在共同养育中表现越消极。本研究消极共同养育量表的Cronbach’s α系数为0.92。
2.2.2. 父母情感温暖
改编自蒋奖等人(2010)修订的青少年评价父母教养方式问卷。本研究采用父母情感温暖分量表来测量父母情感温暖行为，共7个项目，量表采用4点计分，1表示“从不”，4表示“总是”。得分越高表示父母情感温暖水平越高。本研究中量表的Cronbach α系数为0.87。
2.2.3. 青少年孤独感
改编自Asher et al. (1984)修订的儿童孤独感量表，由父母报告其子女在每一题上的符合程度。量表共16个项目，采用5点计分，1表示“完全不符合”，5表示“完全符合”。得分越高表明孤独感越强。本研究中量表的Cronbach α系数为0.94。
2.2.4. 青少年抑郁
改编自Radloff等人修订的流调中心用抑郁量表(CES-D)，由父母根据过去一周内对其子女经历这些症状的频率进行评分。量表共20个项目，采用4点计分，1表示“很少或从不”，4表示“大部分时间或几乎所有时间”。20个项目的得分相加，得分越高表示抑郁倾向越高。该量表的Cronbach α系数为0.92。
2.3. 数据收集与分析
采用SPSS 26.0对数据进行分析。采用PROCESS宏程序进行有调节的中介效应检验。
3. 结果
3.1. 共同方法偏差检验
采用Harman单因素法检验共同方法偏差(周浩，龙立荣，2004)。结果表明，共有11个因子的特征根大于1，且最大因子可解释28.02%的变异量，未超过40%的临界值，说明本研究不存在严重的共同方法偏差。
3.2. 描述性统计分析
结果如表1所示。父母冲突、贬低与青少年孤独感、抑郁均呈显著正相关；父母情感温暖与父母冲突、贬低、青少年孤独感和抑郁均呈显著负相关。
Table 1. Descriptive statistics of each variable (N = 702)
表1. 各变量描述性统计(N = 702)
变量 |
M ± SD |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
冲突 |
2.11 ± 0.98 |
- |
|
|
|
|
贬低 |
1.57 ± 0.78 |
0.51*** |
- |
|
|
|
情感温暖 |
3.15 ± 0.57 |
−0.27*** |
−0.21*** |
- |
|
|
子女孤独感 |
1.71 ± 0.58 |
0.28*** |
0.27*** |
−0.46*** |
- |
|
子女抑郁 |
1.40 ± 0.45 |
0.35*** |
0.27*** |
−0.46*** |
0.63*** |
- |
注：*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001。
3.3. 有调节的中介效应检验
首先采用Process宏程序中的Model4对青少年孤独感在父母消极共同养育和青少年抑郁之间的中介作用进行检验(表2)。结果发现，在控制家长性别、居住地、文化程度、月收入、家庭结构和养育方式后，父母消极共同养育能够显著正向预测青少年孤独感(β = 0.25, t = 8.99, p < 0.001)；加入中介变量后，青少年孤独感可以显著正向预测青少年抑郁(β = 0.53, t = 21.73, p < 0.001)，父母消极共同养育显著正向预测青少年抑郁(β = 0.18, t = 7.37, p < 0.001)。偏差校正的Bootstrap检验见表3，结果表明，青少年孤独感在父母消极共同养育与青少年抑郁之间的中介效应显著，95%置信区间为[0.09, 0.18]，间接效应值为0.13，中介效应占总效应的42.95%。
Table 2. Mediating effect test of adolescents’ loneliness (N = 702)
表2. 青少年孤独感的中介效应检验(N = 702)
变量 |
青少年孤独感 |
青少年抑郁 |
β |
t |
95%CI |
β |
t |
95%CI |
父母消极共同养育 |
0.25 |
8.99*** |
[0.20, 0.31] |
0.18 |
7.37*** |
[0.13, 0.23] |
青少年孤独感 |
|
|
|
0.53 |
21.73*** |
[0.48, 0.57] |
R2 |
0.09 |
0.38 |
F |
18.81 |
100.93 |
注：***p < 0.001。模型中已控制额外变量，各变量均经过标准化处理。
Table 3. Decomposition table of total effect, direct effect and mediating effect
表3. 总效应、直接效应及中介效应分解表
项目 |
效应值 |
SE |
95%CI |
下限 |
上限 |
直接效应 |
0.18 |
0.02 |
0.13 |
0.23 |
间接效应 |
0.13 |
0.02 |
0.09 |
0.18 |
总效应 |
0.31 |
0.03 |
0.26 |
0.37 |
其次，采用Process宏程序中的Model14来检验父母情感温暖的调节作用。在控制家长性别、居住地、文化程度、月收入、家庭结构和养育方式后，结果如表4所示。父母消极共同养育能够显著正向预测青少年孤独感(β = 0.35, t = 7.09, p < 0.001)，父母情感温暖显著负向预测青少年孤独感(β = 0.59, t = 19.90, p < 0.001)，父母情感温暖与青少年孤独感的交互项显著负向预测青少年抑郁(β = −0.11, t = −4.15, p < 0.001)，95%的置信区间为[−0.16, −0.06]，不包含0。这说明父母情感温暖可以调节青少年孤独感与抑郁的关系。
最后为进一步揭示青少年孤独感与父母情感温暖之间的交互效应实质，将其按M ± 1SD分出高低组进行简单斜率检验。结果显示，在低父母情感温暖下，青少年孤独感对抑郁具有显著的预测作用(Bsimple = 0.58, t = 15.57, p < .001)，但在高父母情感温暖下，青少年孤独感对抑郁的预测作用明显降低(Bsimple = 0.36, t = 7.89, p < .001)。这表明随着父母情感温暖的提高，青少年孤独感对抑郁的预测作用有所降低(见图2)。
Table 4. Moderated mediating effect test of parental emotional warmth on adolescents’ depression (N = 702)
表4. 父母情感温暖对青少年抑郁的有调节的中介效应检验(N = 702)
变量 |
青少年孤独感 |
青少年抑郁 |
β |
t |
95%CI |
β |
t |
95%CI |
父母消极共同养育 |
0.35 |
7.09*** |
[0.25, 0.44] |
0.20 |
5.17*** |
[0.13, 0.28] |
父母情感温暖 |
0.59 |
19.90*** |
[0.54, 0.65] |
−0.19 |
−5.96*** |
[−0.25, −0.13] |
青少年孤独感 |
|
|
|
0.47 |
14.43*** |
[0.41, 0.53] |
交互项 |
|
|
|
−0.11 |
−4.15*** |
[−0.16, −0.06] |
R2 |
0.10 |
0.48 |
F |
9.98*** |
56.78*** |
注：***p < 0.001。模型中已控制额外变量，各变量均经过标准化处理。
Figure 2. Simple slope graph of parental emotional warmth on offspring loneliness and depression
图2. 父辈情感温暖对子辈孤独感和抑郁的简单斜率图
4. 讨论
本研究探讨了父母消极共同养育对青少年子女抑郁的影响，为两者之间的关系提供了实证支持。研究发现，父母消极共同养育可以正向预测子女抑郁，与以往的研究结果一致(Coln et al., 2013)，证实了假设1。根据家庭系统理论，父母间的冲突、贬低等消极互动会破坏家庭内部的稳定性与一致性，使其子女长期暴露于高压环境中，逐渐削弱子女的心理韧性，最终增加抑郁风险(Khanlou & Wray, 2014)。此外，父母消极共同养育可能通过情绪传染机制影响子女的情绪状态，其中父母的敌对情绪会通过非语言线索(如面部表情、语气)被子女感知，并内化为自身的情绪体验 (Sturge-Apple et al., 2006; Grych & Fincham, 1990)。值得关注的是，在中国文化背景下，家庭冲突的表达可能还会受“家丑不可外扬”观念的影响，父母间的消极互动可能更加隐蔽、间接(如冷战)，而非公开争执。但这种“隐性冲突”可能使青少年长期处于一种模糊且无法言说的情绪压力中，加剧其内在的不安全感和情绪混乱，进而对子女的心理健康产生负面影响。
除了父母消极共同养育存在的直接作用，本研究还发现子女孤独感在父母消极共同养育和子女抑郁之间起部分中介作用，假设2得到验证。这一结果也验证了父母冲突与儿童发展理论，即父母消极共同养育会增强子女内在孤独感(王玉龙等，2025)。而且这一结果与已有研究结果相符。究其原因，家庭系统中的冲突性互动会限制子女的情感表达，当子女反复经历父母相互否定、贬损的沟通模式时，会认为自己的情感需求无法在亲密关系中得到回应，从而产生人际疏离感(Koerner & Fitzpatrick, 2002)。这种人际疏离感会持续破坏子女的社会支持网络，同时限制他们获取外部情感资源，进而形成负面的认知模式(Cohen & Wills, 1985)，当负面的认知不断强化，子女会陷入自我否定的恶性循环，从而增加抑郁情绪的发生频率和严重程度(Beck, 2008)。
最后，本研究发现，在父母消极共同养育通过子女孤独感影响子女抑郁的中介模型中，父母情感温暖调节了子女孤独感对抑郁的影响，假设3得到支持。进一步的交互效应分析发现，随着父母对子女情感温暖的提高，子女孤独感对抑郁的预测效力降低，证实了父母情感温暖的保护作用，即相比起基本心理需要满足较低的个体，那些满足较高的个体表现出更少的抑郁症状。究其原因，父母情感温暖可能通过以下机制发挥作用：首先，在中国传统的“严父慈母”家庭角色分工背景下，即使父母在共同养育上存在分歧或冲突，若其中一方(尤其是通常承担更多情感关怀角色的母亲)能够持续提供高度的情感温暖，这种温暖可作为一种重要的“情感缓冲”，部分抵消因父母不一致养育所带来的混乱感与孤独感，以满足子女归属感和安全感的基本心理需要，从而缓冲孤独感带来的情感剥夺体验(Deci & Ryan, 2000)。另一方面，根据家庭系统理论，父母共同养育子系统与亲子子系统既存在独立性又存在动态关联(Minuchin, 1985)。具体而言，当夫妻子系统出现消极共同养育时，亲子子系统中的情感温暖可通过跨子系统代偿来维持平衡。当子女在父母矛盾中产生关系焦虑时，来自父母单方或双方的情感温暖通过补偿子女依恋需要，重建其对家庭关系的安全感(Sturge-Apple et al., 2006)。这一发现提示，尽管父母消极共同养育可能通过孤独感间接损害子女心理健康，但高水平的父母情感温暖能够通过补偿基本心理需要、提供情感支持降低孤独感对抑郁的诱发作用。这提示我们，在中国家庭干预中，即便难以迅速改善父母间的协同教养，强化父母(尤其是一方)的情感支持功能也具有显著的保护意义。
综上，本研究结果显示，父母消极共同养育通过影响青少年子女孤独感进一步诱发抑郁，但在这一过程中，父母对子女的情感温暖可以显著降低子女孤独感对抑郁的预测效力。因此，本研究从家庭子系统交互视角拓展了青少年抑郁的干预思路，在临床实践中，除了倡导父母建立一致、积极的共同养育模式外，还应特别关注中国家庭中可能存在的“隐性冲突”及其对青少年情绪的深层影响。同时，应重视并鼓励父母明确、主动地提供情感温暖，以此作为抵御因家庭子系统失调所导致青少年心理风险的关键保护性因素。
伦理审批和知情同意声明
本研究已获得苏州大学机构审查委员会(或伦理委员会)的批准。所有涉及人类参与者的研究程序均符合机构研究委员会的伦理标准，并遵循1964年《赫尔辛基宣言》及其后续修订条款。所有个体参与者均已获得知情同意。
数据可用性声明
支持本研究结果的数据可应合理要求向通讯作者获取。
作者贡献
蒋梦雅担任了数据收集处理、撰稿、审稿的角色。
周觅霞担任了监督、审稿、编辑等辅助角色。
本文为所有作者均已阅读并同意发表的稿件版本。
利益冲突声明
作者声明在本研究、作者身份和/或文章发表方面不存在潜在的利益冲突。
NOTES
*通讯作者。