摘要：以河南省某市四所幼儿园大、中、小班共196名学前儿童及其父母和教师为研究对象，基于家庭系统理论，采用父、母填写的父母感知协同教养量表和亲子关系量表、母亲填写的儿童早期同胞关系质量问卷和幼儿教师报告的儿童行为量表探讨亲子关系、同胞关系在父母感知协同教养与学前儿童社会行为之间的中介作用。结果发现：（1）母子冲突和母子亲密分别在母亲感知协同教养与同胞冲突和同胞温暖间起部分中介作用；父子冲突和父子亲密分别在父亲感知协同教养与同胞冲突和同胞温暖间起完全中介作用；（2）父/母子冲突和同胞冲突在母亲感知协同教养和儿童攻击行为间起链式中介作用；父子冲突和同胞冲突在父亲感知协同教养和儿童攻击行为间起链式中介作用。
1 问题提出
随着二孩政策的全面放开，家庭内逐渐出现了一种新的家庭关系——同胞关系(sibling relationship)。同胞关系是指两个或两个以上同胞从意识到对方存在的那一刻起，通过身体、言语或非言语的方式分享与彼此有关的知识、态度和情感等方面的互动(Whiteman et al., 2011; 赵凤青, 俞国良, 2017)。同胞关系涉及温暖与冲突两个方面(Buist et al., 2013)。同胞温暖是同胞间的积极方面，如支持与陪伴等，而同胞冲突是同胞间的消极方面，如争吵与打架等(Sanders, 2004)。二孩的出现在不同程度上改变着原有的家庭生态系统(Cox, 2010; 陈斌斌, 施泽艺, 2017; 陈斌斌等, 2016)。同胞关系作为一种持久的亲密关系，为儿童的社会、情感以及认知等方面的发展提供了重要的借鉴意义，而且这种意义甚至会扩展到儿童的整个人生(Cox, 2010; Kramer, 2010; Sroufe et al., 2005)。虽然一些研究已在不同程度上探讨了不同年龄群体中同胞关系与其他家庭子系统和社会行为之间的关系，但目前国内鲜有研究探讨学前儿童家庭子系统与同胞关系之间的内在联系，以及同胞关系如何影响儿童在其他社会关系中的行为表现。基于此，本研究从家庭系统理论出发，探讨同胞关系在其他家庭子系统和社会行为之间的桥梁作用。
家庭源于婚姻关系的建立，并逐渐孕育出协同教养、亲子关系和同胞关系。家庭系统理论认为，同胞关系是家庭系统中一个重要的组成部分，会受其它家庭子系统的作用与影响(Cox, 2010; Cox & Paley, 1997, 2003)。早期的家庭系统理论对家庭子系统间的相互影响有两个重要的理论假设：溢出假设(Spillover Hypothesis)和补偿假设(Compensatory Hypothesis)。前者强调在一种关系中形成的习惯和行为会外溢和扩展到另外一种关系中，而后者强调在一种关系中缺失的情感与行为会在其他关系中寻求补偿。大量研究证实，溢出假设能够更好地解释家庭子系统间的相互影响(Erel & Burman, 1995; Zimet & Jacob, 2001; 李苗苗等, 2019; 梁宗保等, 2013)。溢出假设认为，个体的情感与行为只能在其所在的不同家庭子系统内产生作用。而这种情感转移不仅会发生在个体内，还可以发生在个体间(Bolger et al., 1989; Pedro et al., 2012; White, 1999)，如夫妻沟通模式也会影响配偶的婚姻满意度(张锦涛等, 2009)，这种个体间的作用被称为交叉假设(Crossover Hypothesis)。也就是说，溢出假设和交叉假设分别解释家庭子系统间相互影响的不同侧面。因此，本研究基于溢出假设和交叉假设探讨协同教养、亲子关系、同胞关系以及儿童社会行为之间的内在联系。
在儿童发展过程中，所有承担教养责任的成人组成的协调活动称为协同教养(Mchale, 2007; 刘畅, 伍新春, 2015; 王争艳, 程南华, 2014)。传统意义上，母亲独自承担孩子的教养问题，但在社会变迁的大背景下，父亲逐渐承担起了教养责任并与母亲共同发挥作用(Baril et al., 2007; Riina & Mchale, 2014; Sarkadi et al., 2008; 黄彬彬等, 2019; 刘畅, 伍新春, 2015)。二孩政策使得原生家庭系统发生明显变化，即核心家庭由“2(父与母)+1(一个子女)” (刘畅, 伍新春, 2015)转变成“2(父与母)+2(同胞两人)”。面对此转变，父母需要调整他们的协同教养模式和观念，头胎儿童也需要面对他们与二胎儿童之间的同胞关系问题。此时，对于头胎儿童而言，父母如何有效处理协同教养问题对他们如何处理同胞关系具有重要的榜样和示范作用。近期研究证实，支持性协同教养与青少年的同胞冲突呈显著负相关，不支持性协同教养与其呈显著正相关(Chen, 2018)。因此，本研究假设，支持性协同教养能够正向预测学前儿童的同胞温暖，负向预测同胞冲突。
协同教养是婚姻关系的一个重要体现(陈玲玲等, 2014; 刘畅等, 2016)，而亲子关系常常被认为是婚姻关系的延续。研究发现，婚姻满意度与支持性协同教养呈显著正相关(Bonds & Gondoli, 2007; 刘畅等, 2016)，且能正向预测亲子关系(李苗苗等, 2019; 梁宗保等, 2013)。因此，可以推测出，父母间相互支持的协同教养能正向预测亲子亲密、负向预测亲子冲突。直接证据表明，父母间相互支持的协同教养不仅能正向预测自己与孩子间的亲子关系，也能正向预测配偶与孩子间的亲子关系(Holland & McElwain, 2013; Pedro et al., 2012)。而这些研究主要关注学步儿和小学儿童所在家庭子系统间的内在联系，不能回答是否学前儿童所在家庭子系统间存在相同的溢出效应和交叉效应。因此，本研究在探讨学前儿童父母的协同教养与亲子关系之间的溢出假设的同时，也探讨了二者之间可能存在的交叉效应。基于溢出假设和交叉假设，本研究认为，支持性协同教养不仅能正向预测自己与孩子的亲子亲密、负向预测亲子冲突，也能够正向预测配偶与孩子的亲子亲密、负向预测亲子冲突。
进一步而言，儿童在亲子关系建立的情感与行为模式会溢出到孩子的同胞关系中(Derkman et al., 2011; Noller, 2010; Portner & Riggs, 2016; Whiteman et al., 2011)。研究发现，积极的亲子关系正向预测同胞温暖、负向预测同胞冲突(Buist et al., 2017; Frank, 2008; Portner & Riggs, 2016)。但这些研究主要集中在青少年和成年群体，没有关注学前儿童。儿童早期是个体社会互动模式和社会行为模式发生发展的重要阶段(Kouros et al., 2010; Zentner et al., 2014)。随着二孩政策的全面放开，这一问题受到了广泛关注。但目前国内还没有研究直接探讨学前儿童的亲子关系和同胞关系之间的联系。本研究基于溢出假设认为，学前儿童的亲子亲密和亲子冲突能够分别正向预测同胞温暖和同胞冲突。
以往研究发现，协同教养(Schoppe-Sullivan et al., 2009; Schoppe et al., 2001; Scrimgeour et al., 2013)和亲子关系(Samek et al., 2015; Youngblade & Belsky, 1995)均在不同程度上影响了儿童在其他社会关系，特别是同伴关系中的行为表现，但这些研究主要关注独生子女家庭或没有考虑子女间的同胞关系。同伴关系是学前儿童社会化过程中的一个重要关系。同胞关系与同伴关系有着相仿的年龄和相似的特征，它为儿童提供了一个如何处理同伴关系的良好机会(Dunn & Mcguire, 1992; Stocker & Dunn, 1990)。这也是二孩家庭儿童不同于独生子女家庭儿童的一个重要特征。研究发现，同胞关系能够有效预测儿童的外化行为(Dunn, 2005; McElwain & Volling, 2005; Pike et al., 2005; Solmeyer et al., 2014)。相较于同胞温暖，同胞冲突对儿童的外化行为具有更强的预测作用(Buist et al., 2013)，并且能有效地预测儿童在同伴间的攻击行为(Ostrov et al., 2006)。基于以上发现，本研究假设，在二孩家庭中，其他家庭子系统对学前儿童社会行为表现的作用或许是通过同胞关系实现的。
综上，基于国内外现有研究的局限，本研究以学前儿童的同胞关系为出发点，具体探讨它与家庭系统和儿童社会行为之间的关系。首先，以往研究很少考察同胞关系在家庭系统内部与家庭系统外部之间的桥梁作用，即家庭系统内其他子系统如何作用于同胞关系，同胞关系又如何影响儿童在同伴关系中的行为表现。其次，国内外现有研究较少关注学前儿童群体，同时，对于学前儿童同胞关系与其他家庭子系统和社会行为之间关系的实证研究更是鲜有涉及。此外，以往研究多采用母亲单独报告的研究形式，很少同时考察父亲与母亲的协同教养对亲子关系作用的异同。因此，本研究拟采用父母成对数据来探讨父亲和母亲的协同教养对自己和配偶与子女间亲子关系的作用。因为父母数据本身具有非独立性的特点，是成对数据(Fincham & Beach, 2010; 李育辉, 黄飞, 2010; 刘畅, 伍新春, 2017; 张锦涛等, 2009)，不能将其视为独立样本进行处理，否则会造成统计检验中Ⅰ型和Ⅱ型错误的增加(Kenny et al., 2006)。因此，本研究采用主客体互依性模型(Actor-Partner Interdependence Model，APIM) (Cook & Kenny, 2005; 李育辉, 黄飞, 2010; 刘畅, 伍新春, 2017)对成对数据进行分析。总之，本研究以家庭系统理论为基础，以APIM模型为分析方法，探讨父母感知的协同教养、亲子关系以及同胞关系之间的内在联系，同时，关注受其他家庭子系统影响的同胞关系质量又如何影响儿童的社会行为。研究中各变量间的概念路径图见图 1。
2 研究方法2.1 研究对象
采用方便取样，选取河南省某市四所幼儿园共196名来自二孩家庭的学前儿童(男孩107名)及其父母和教师参与当前研究。本研究关注家庭系统对在园儿童行为的预测作用，因此将196名在园儿童(大班76人，中班62人，小班58人)界定为目标儿童，其中有165名(84.2%)头胎儿童。目标儿童的月龄为：M目标儿童=63.05，SD目标儿童=10.63。在本研究中，每名目标儿童有且仅有一名兄弟姐妹，与其构成同胞关系。196对同胞的月龄分别为：M头胎儿童=67.04，SD头胎儿童=11.43；M二胎儿童=30.77，SD二胎儿童=15.62。同胞间的年龄间隔为：M月龄=36.27，SD月龄=13.11。父母的年龄分别为：M父亲=32.47岁，SD父亲=2.76岁；M母亲=31.63，SD母亲=2.36。177名(90.3%)母亲和167名(85.2%)父亲为非独生子女，其余父母为独生子女。父亲和母亲的受教育程度分别为：高中及以下：母亲25人(12.7%)和父亲32人(16.3%)；大专：母亲59人(30.1%)和父亲52人(26.5%)；本科：母亲94人(48.0%)和父亲96人(49.0%)；研究生：母亲18人(9.2%)和父亲16人(8.2%)。
2.2 研究工具2.2.1 父母感知协同教养量表
采用Stright和Bales(2003)编制的父母感知协同教养量表(Parents’ Perceptions of the Co-parenting Relationship, PPCR)测量父亲与母亲在儿童教养行为上感知到配偶的支持程度。采用父母感知的方式评估协同教养能够有效地预测他们实际的协同教养表现(Stright & Bales, 2003)。该量表中文版由侯忠伟(2007)进行修订，具有良好的信、效度。共14个题目，分为支持协同教养(如“当我管教孩子时，配偶会支持我”)与不支持协同教养(如“当我在与孩子有关的事情上需要配偶的帮助时，他/她并不帮忙”)两个维度，每个维度7个题目，采用5点计分，1表示从不，5表示总是，由儿童的父母分别报告感知到的配偶支持程度。该量表的计分方式是反向计分不支持维度，与支持维度的题目合并后计算均分。本研究中，量表结构效度良好：母亲感知协同教养，χ2/df=2.25，CFI=0.91，TLI=0.90，RMSEA=0.08；父亲感知协同教养，χ2/df=1.74，CFI=0.93，TLI=0.92，RMSEA=0.06。父亲与母亲在量表得分上的内部一致性系数分别为0.86和0.88。得分越高，代表父母感知配偶对自己教养孩子的支持程度越高，即支持性协同教养越高。
2.2.2 亲子关系量表
采用Pianta(1992)编制，张晓等人(2008)修订的亲子关系量表(Child-Parent Relationship Scale, CPRS)考察父母与孩子之间的亲子关系质量。共有26个题目，包括亲密性(10题，如“我和孩子之间的关系亲密而且感情深厚”)、冲突性(12题，如“孩子和我似乎总是在相互对抗”)与依赖性(4题，如“孩子过于依赖我”)三个维度，采用5点计分，1表示完全不符合，5表示完全符合。与以往研究相同(张晓等, 2008)，考虑到依赖性维度信度较低，本研究仅采用了亲密性和冲突性两个维度。父亲与母亲分别评定与目标儿童的亲子关系。对父子关系和母子关系量表分别进行验证性因素分析，拟合结果可接受：母子关系，χ2/df=1.81，CFI=0.86，TLI=0.85，RMSEA=0.06；父子关系，χ2/df=1.91，CFI=0.85，TLI=0.84，RMSEA=0.07。父亲与母亲量表的亲密性和冲突性的内部一致性系数分别为0.72、0.81、0.70和0.82。亲密性和冲突性的得分越高，分别代表父母与子女之间的关系越亲密和冲突越多。
2.2.3 儿童早期同胞关系质量问卷(父母版)
采用李燕等人(2019)编制的儿童早期同胞关系质量问卷(父母版)(Parental Perceptions of Children’s Sibling Relationship Quality Questionnaire, PPCSRQ)测量0~8岁儿童的同胞关系质量。该问卷由温暖(9题，如“谦让对方”)、冲突(4题，如“争抢行为(抢玩具、物品等)”)和嫉妒(5题，如“因大宝/二宝被关注，二宝/大宝产生不愉快、嫉妒的情绪”)三个维度组成，共18个题目，采用5点计分，1表示从未，5表示总是，由父母对子女的同胞关系质量进行评定。该问卷具有良好的信、效度。先前研究发现，温暖与冲突是反映同胞关系质量较为稳定的指标，且具有跨文化一致性(Buist et al., 2013)。因此，本研究选取温暖与冲突两个维度，由儿童的母亲填写相关题目。本研究中，问卷结构效度良好：χ2/df=2.26，CFI=0.93，TLI=0.91，RMSEA=0.08。温暖与冲突的内部一致性系数分别为0.88和0.83。温暖与冲突的得分越高，分别代表同胞之间的关系越亲密，冲突越多。
2.2.4 儿童行为量表
采用Ladd和Profilet (1996)编制，朱晶晶等人(2018)修订的儿童行为量表(the Child Behavior Scale, CBS)测量儿童同伴关系中的多方面行为。采用3点计分，从1(不符合)到3(完全符合)，由幼儿教师对目标儿童的行为表现进行评定。该量表具有良好的信、效度。根据研究目的，选取攻击行为(7题，如“与其他孩子打架”)与亲社会行为(7题，如“帮助其他孩子”)两个维度。本研究中，量表结构效度良好：χ2/df=2.20，CFI=0.93，TLI=0.92，RMSEA=0.08。两个维度的内部一致性信度分别为0.83和0.80。在两个维度上的得分越高，表示儿童攻击行为和亲社会行为越多。
2.3 数据处理与共同方法偏差检验
使用SPSS 23和Mplus 7.0对数据进行统计分析。本研究使用问卷法研究，为避免可能存在的共同方法偏差，采用Harman单因子检验进行了共同方法偏差的检验(Podsakoff et al., 2003; 周浩, 龙立荣, 2004)。由于本研究部分数据使用父母成对样本，需要对数据进行三次共同方法偏差检验，分别是整体、父亲以及母亲数据。结果显示，特征值大于1的公因子分别是29个(整体)、17个(父亲)和17个(母亲)，第一个公因子的解释变异率分别是11.78%、13.20%和14.80%，均小于40%的临界值。这些结果表明，本研究不存在共同方法偏差问题。
3 结果3.1 同胞关系质量与儿童行为的特点
分别以同胞性别组合的二分变量(相同性别、不同性别)、三分变量(兄弟、姐妹、兄妹/姐弟)和四分变量(兄弟、兄妹、姐弟、姐妹)为自变量，以同胞关系质量的两个维度(温暖、冲突)为因变量进行MANOVA分析，结果发现，同胞关系质量在不同的性别组合上不存在显著差异：二分变量，Wilks’ λ=0.996，F(2, 193)=0.365，p=0.695；三分变量，Wilks’ λ=0.974，F(4, 384)=1.295，p=0.271；四分变量，Wilks’ λ=0.968，F(6, 382)=1.030，p=0.405。年龄间隔与同胞温暖无显著相关(r=0.015，p=0.838)，与同胞冲突存在显著负相关(r=-0.256，p < 0.001)。
儿童的攻击行为[t(194)=3.915，p < 0.001]和亲社会行为[t(194)=-2.264，p < 0.05]存在显著的性别差异，男孩比女孩具有更多的攻击行为，但女孩比男孩具有更多的亲社会行为。对儿童年龄与社会行为进行相关分析发现，儿童年龄与攻击行为不存在显著相关(r=-0.112，p=0.118)，但与亲社会行为存在显著正相关(r=0.191，p < 0.01)。
3.2 父母感知协同教养与亲子关系的差异特点
配对样本T检验结果显示：父亲和母亲在感知协同教养[t(195)=-0.458，p=0.648]与亲子冲突[t(195)=-0.260，p=0.796]上不存在显著差异；在亲子亲密上差异显著，t(195)=7.275，p < 0.001，母子亲密显著高于父子亲密。
3.3 各变量的描述统计与相关分析
由表 1可知，母亲感知协同教养与母子冲突、父子冲突以及同胞冲突之间均呈显著负相关，而与母子亲密、父子亲密以及同胞温暖之间均呈显著正相关；父亲感知协同教养与父子亲密呈显著正相关，与父子冲突呈显著负相关；父子亲密与母子亲密、父子冲突与母子冲突分别呈显著正相关；亲子(父子与母子)冲突与同胞温暖呈显著负相关，与同胞冲突呈显著正相关；亲子(父子与母子)亲密与同胞温暖呈显著正相关，与同胞冲突呈显著负相关；攻击行为与母子亲密和亲社会行为呈显著负相关，与同胞冲突呈显著正相关。
3.4 变量间的主客体互依性路径分析模型
根据主客体互依性模型的分析思路，同时控制了儿童年龄和年龄间隔后，采用结构方程模型对感知协同教养、亲子关系、同胞关系以及儿童行为之间的关系进行路径分析(图 2)。根据国内外学者推荐的拟合指数标准(Hu & Bentler, 1999; 温忠麟等, 2004)，该模型拟合良好：χ2(31)=42.05，p=0.089，CFI=0.97，TLI=0.93，RMSEA=0.04，SRMR=0.05。在本研究中，父母感知的协同教养与他们各自的亲子关系之间的关系为主体效应，而与配偶的亲子关系之间的联系为客体效应。限定主体效应路径相等之后，模型的卡方变化不显著[亲子亲密：χ2(1)=0.48，p>0.10根据Kenny和Ledermann(2010)的建议，在使用卡方差值方法检验主客体效应时，如果样本量不是足够大，推荐使用α=0.20作为检验标准，鉴于当前研究使用的被试量为中等水平，本研究采用α=0.10作为检验标准。；亲子冲突：χ2(1)=0.02，p>0.10]，说明父母感知协同教养对各自亲子关系的影响不存在显著的性别差异。同样，限定客体效应路径相等之后，卡方的变化达到显著水平[亲子亲密：χ2(1)=6.52，p < 0.05；亲子冲突：χ2(1)=2.77，p < 0.10]，说明父母感知协同教养对配偶的亲子关系的影响存在显著的性别差异，即母亲感知协同教养显著影响了父子关系，但父亲感知协同教养并不显著影响母子关系。
具体结果发现，母亲感知协同教养不仅能够显著预测母子关系(母子冲突：B=-0.407，SE=0.084，p < 0.001；母子亲密：B=0.096，SE=0.046，p < 0.05)，也能有效地预测父子关系(父子冲突：B=-0.176，SE=0.075，p < 0.05；父子温暖：B=0.150，SE=0.069，p < 0.05)，而父亲感知协同教养仅仅能预测父子关系(父子冲突：B=-0.580，SE=0.080，p < 0.001；父子亲密：B=0.151，SE=0.059，p < 0.05)。母亲感知协同教养正向预测同胞温暖(B=0.150，SE=0.059，p < 0.05)，负向预测同胞冲突(B=-0.174，SE=0.088，p < 0.05)。进一步地，母子冲突正向预测同胞冲突(B=0.278，SE=0.075，p < 0.001)，负向预测同胞温暖(B=-0.121，SE=0.053, p < 0.05)；母子亲密正向预测同胞温暖(B=0.598，SE=0.104，p < 0.001)。类似地，父子冲突正向预测同胞冲突(B=0.215，SE=0.082，p < 0.01)，父子亲密也正向预测同胞温暖(B=0.203，SE=0.074，p < 0.01)。同胞冲突正向预测儿童的攻击行为(B=0.109，SE=0.044，p < 0.05)。其他直接路径系数均不显著，见图 2。
本研究在路径分析的基础上，采用偏差校正的非参数百分位Bootstrap法抽样10000次，取95%的置信区间，进一步分析中介模型。置信区间不包含0，表明中介效应显著。显著的中介模型见表 2。中介分析发现，母亲感知协同教养既直接预测又通过母子冲突间接预测同胞冲突和同胞温暖，同时，也通过母子亲密间接预测同胞温暖；父亲和母亲感知协同教养分别通过父子冲突和父子亲密间接预测同胞冲突和同胞温暖。父/母子冲突和同胞冲突在母亲感知协同教养和儿童的攻击行为间起链式中介作用；同样，父子冲突和同胞冲突也在父亲感知协同教养和儿童的攻击行为间起到链式中介作用。
4 讨论
本研究以家庭系统理论为基础，通过APIM路径分析模型，探讨学前儿童家庭子系统与同胞关系之间的内在联系，以及同胞关系如何影响学前儿童在其他社会关系中的行为表现。本研究发现，在二孩家庭中，父母感知协同教养不仅能直接预测学前儿童的同胞关系，还可以通过亲子关系间接作用于同胞关系。同时，协同教养与亲子关系完全通过同胞关系间接地作用于学前儿童的攻击行为。
4.1 协同教养、亲子关系与同胞关系
本研究发现，母亲感知的协同教养与学前儿童的同胞温暖呈显著正相关，与同胞冲突呈显著负相关，这与先前在学龄儿童与青少年群体发现的研究结果一致(Chen, 2018, 2019)。支持性的协同教养涉及到与配偶之间温暖与合作的教养行为(Feinberg, 2003)，这为儿童提供了一个通过观察父母，并逐渐学习和内化积极行为的良好机会(Scrimgeour et al., 2013)。也就是说，父母间支持性协同教养为儿童提供一个良好的家庭情感氛围和处理同胞关系的良好示范，有助于促进积极同胞关系的形成。同时，支持性协同教养也能够减轻母亲养育两个孩子的教养压力，并使其更有自信地处理同胞间的矛盾与冲突(Chen, 2020)，进而减少同胞子女间的冲突行为，增加温暖行为。总之，本研究表明，父亲对母亲的支持性教养行为能够直接影响学前儿童同胞关系的形成与发展。
同时，父母感知的协同教养还可以通过亲子关系间接影响子女的同胞关系。本研究发现，父母感知的协同教养对亲子关系的影响符合溢出假设，这与学步儿和小学儿童群体发现的溢出效应类似(Holland & McElwain, 2013; Ippolito Morrill et al., 2010; Pedro et al., 2012)。当学前儿童的父母在教养子女上得到配偶支持时，他们会把协同教养中产生的积极情感与行为以相同效价迁移到亲子系统中，促进亲子间的温暖与亲密，减少冷漠与冲突。与以往研究发现的交叉效应不同(Holland & McElwain, 2013; Pedro et al., 2012)，本研究发现，仅母亲感知的协同教养会增强父子亲密，减少父子冲突，反之则不成立。这说明，虽然父亲在养育子女过程中的作用逐渐突显，但母亲依然是子女的主要养育者(Han & Jun, 2013; McHale & Lindahl, 2011; 刘畅, 伍新春, 2015)。当母亲感知到自己教养孩子的努力和付出得到了配偶的积极回应和支持时，她们的情绪更为积极，会更有信心和力量参与到母子互动中，这有助于她们采取积极的养育行为并积极地解决养育中的问题，进而建立更为积极的亲子关系。反之，当母亲感知到父亲对自己教养活动的较少支持时，会产生对父亲的不满情绪(Mchale & Rasmussen, 1998)。同时，如果父亲认可并支持母亲教养活动，母亲也会在孩子面前支持父亲，帮助父亲树立积极父亲形象，鼓励孩子与父亲的互动，这都有助于增进父子感情连接，减少由于父亲较少陪伴和参与家庭活动导致的父子冲突或疏离，增进父子温暖。
此外，本研究发现了与青少年和成年群体一致的结果(Buist et al., 2017; Frank, 2008; Portner & Riggs, 2016)，即学前儿童在亲子互动中的行为模式也会溢出到同胞关系中，说明如果学前儿童在亲子关系(无论是父子关系还是母子关系)中与他们的父母有更多的矛盾和冲突时，他们会把这种消极的情感和行为迁移到同胞关系中，导致同胞关系恶化，反之，学前儿童与同胞间会有更多的温暖与亲密行为。产生这种现象的原因或许是，在二孩家庭中，由于父母不可能同时关注到两个孩子的所有需要(Volling et al., 2002)，因此，儿童往往面临着母爱与父爱的争夺(Mchale et al., 2000)。如果由于其他同胞的存在，致使儿童得到的父母关爱减少，他们则会把这种不满的情绪迁怒到他们的同胞身上，进而导致同胞间的温暖行为减少，消极行为增多(Brody, 2004)。
以上发现表明，如果父母在教养子女时相互支持，会直接影响到他们与子女间的互动模式，进而促进积极同胞关系的形成与发展。总之，亲子关系或完全或部分地中介父母间支持性协同教养与同胞关系之间的联系。
4.2 同胞关系在家庭系统和儿童社会行为间的桥梁作用
本研究发现，同胞冲突会影响学前儿童在同伴关系的攻击行为，但不会影响亲社会行为，而同胞温暖在学前儿童的攻击行为和亲社会行为中均不起作用，这与元分析的结果相似(Buist et al., 2013)，即同胞冲突比温暖对学前儿童的外化行为具有更强的预测作用。同胞关系与同伴关系的特征具有很大的相似性(Dunn, 1983; Stocker & Dunn, 1990; Whiteman et al., 2011)，因此，同胞关系中的行为表现会在一定程度上迁移到同伴关系中。本研究支持了这一观点，但本研究也发现并非所有同胞关系中的行为均会其他关系中得以体现，如同胞温暖并不会预测学前儿童的亲社会行为。这表明，消极的同胞关系而非积极的同胞关系对学前儿童的社会行为，特别是攻击行为具有更重要的影响。
以往对独生子女家庭的研究发现，其他家庭子系统，如协同教养(Leary & Katz, 2004; Scrimgeour et al., 2013; Teubert & Pinquart, 2010)和亲子关系(Samek et al., 2015; Youngblade & Belsky, 1995)，会直接影响儿童的社会适应和外化行为。然而，本研究在二孩家庭的学前儿童群体中并没有发现类似的结果。本研究发现，协同教养和亲子关系对学前儿童的攻击行为没有直接的预测作用，而是通过同胞关系的中介作用实现的。在二孩家庭与独生子女家庭中，其他家庭子系统(如协同教养和亲子关系)对儿童社会行为的影响模式是不同的。同胞关系是二孩家庭区别于独生子女家庭的一个重要特征。同胞关系在其他家庭子系统形成之后而形成，受到其他家庭子系统的影响。同时，它也为儿童提供了一个处理同伴关系的互动机会。因此，在二孩家庭中，学前儿童在其他家庭子系统作用下形成的同胞冲突会很容易地迁移到同伴关系中，导致其对同伴的攻击行为。而独生子女家庭中的儿童并没有同胞关系让其学习如何与同伴相处，因此，其他家庭子系统对儿童行为的影响则更为明显。
4.3 总结与展望
本研究首次探讨了父母子系统、亲子子系统和同胞子系统之间的联系，以及受父母与亲子子系统影响的同胞关系又如何影响学前儿童的社会行为表现。研究发现，协同教养与亲子关系会通过“溢出”或“交叉”的方式产生内在联系和影响，并作用于儿童的同胞关系，从而间接地影响学前儿童在同伴关系中的行为表现。也就是说，在二孩家庭中，同胞关系在联结家庭系统内部与外部同伴关系之间起到桥梁作用，为儿童的社会性适应与发展提供了重要的参考依据。本研究的不足之处是并未涉及除协同教养和亲子关系之外的其他家庭子系统，如婚姻关系，未来研究可以考虑加入婚姻关系质量来进一步探讨家庭系统内各子系统间的关系。同时，由于本研究中的路径关系没有进一步探讨目标儿童的性别差异且目标儿童多为头胎儿童，未来研究可以就性别差异以及出生顺序等问题进行探讨。此外，本研究采用横向设计考察了家庭各子系统间的联系以及与儿童社会行为的关联，后续研究可以采用追踪设计考察家庭各子系统关系的方向性，以及这种关系是否会随着时间而变化。本研究的意义在于，关注了同胞关系出现后家庭系统的内部变化以及这种变化又如何影响学前儿童的同胞关系质量，进而影响他们的社会行为，这为刚刚起步的同胞关系研究提供了重要的借鉴意义。
5 结论
(1) 父、母的亲子冲突和亲子亲密在各自感知的协同教养与同胞冲突和同胞温暖间分别起中介作用。
(2) 父/母子冲突和同胞冲突在母亲感知协同教养和学前儿童攻击行为间起链式中介作用；父子冲突和同胞冲突在父亲感知协同教养和学前儿童攻击行为间起链式中介作用。
(3) 同胞关系在联结家庭系统和学前儿童攻击行为中发挥重要作用。
文章来源：《心理发展与教育》2022年 第37卷 第5期
作者：刘田田, 李燕, 李有嘉, 姜新苗
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