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1 引言

大量研究表明共同养育关系对儿童发展有重要影响，这刺激了对共同养育前因及相关影响因素的研究[1]。现有研究发现，个体因素、家庭水平因素和家庭外环境因素都会影响共同养育。个体因素如父母人格特征、依恋模式、情绪调控能力、受教育程度等［2-4］；家庭水平因素如婚姻关系、原生家庭的共同养育等［5，6］；家庭外环境因素如经济压力、工作压力和社会支持等［6］。相关理论如生命史理论、共同养育生态模型都认为环境因素作为共同养育的远端因素，可以通过影响个体因素和家庭水平因素等近端或远端因素进而影响共同养育［7，8］。

生命史理论认为，个体在发展中需要做出权衡（如交配—养育权衡），即通过合理分配资源以达到最佳适应，这种权衡受童年环境尤其是不可预测的童年环境的影响[9]。童年环境不可预测性是指个体童年生活环境变化的频率和严重程度[10]，在人类社会中，不可预测性通常由养育环境、父母情绪和行为来索引[11]。环境不可预测性较高，例如频繁搬家，父母争吵、分居、离异，父母情绪不稳定等，都代表着威胁以及获得情感资源的不可预测，同时意味着获得的积极养育较少[9]。这种不可预测性可以负向预测个体成年后的养育投入[12]，即表现出养育投入的代际传递性[8]。斯泽普森沃尔（Szepsenwol）等人通过追踪研究发现，母亲童年环境不可预测性能够显著负向预测共同养育行为（自我报告和行为观察），这种影响不能用其童年社会经济地位及当前关系质量来解释[7]。因此，童年环境不可预测性应该能够预测成年后的共同养育。

大量文献表明童年环境在形成个体心理特征（如依恋取向和情绪化）方面的作用。例如，很多研究发现了早期养育环境与儿童依恋表征的关联。研究发现，如果养育者在儿童需要时能提供敏感、可靠的照顾，儿童通常会形成关于自我和他人的积极心理表征，这促进了安全依恋的发展；反之，如果养育者在儿童需要时提供的是冷漠的、不可靠的照顾，儿童则会形成关于自我和他人的消极心理表征，这通常导致不安全依恋[13]。那么童年环境是否能预测成年后的依恋表征呢。研究发现了这种可能性。前瞻性纵向研究发现，童年环境不可预测性可以预测青春期和成年早期的不安全依恋表征，这种影响是通过童年较少的父母支持中介的［12，14］。另有研究者发现，成年后不安全的依恋表征部分源于童年低质量的照料环境[15]。这些发现表明，童年环境不可预测性应该可以预测成年后不安全依恋表征。

根据生命史理论，童年生活在不可预测的环境中应该预示着情绪控制能力的减弱和关系质量的降低。研究确实发现了早期环境与成年后关系质量的关联。比如，有研究发现童年环境不可预测性而非恶劣性可以负向预测成年后的养育和关系质量［11］。虽然该研究没有直接发现童年环境不可预测性与婚姻质量的关系，但由于婚姻质量本质上是一种人际关系，所以我们有充分的理由相信，童年环境不可预测性应该可以预测成年后的婚姻质量。

家庭系统理论的溢出假说认为，婚姻质量和共同养育之间存在溢出效应[16]。即婚姻质量和共同养育正相关，婚姻中的积极和消极体验会溢出到共同养育中，使共同养育更加积极或消极。大量研究证实了婚姻质量与共同养育之间的溢出效应。有研究者通过对182对双职工父母生产前、生产后3个月和6个月的追踪发现，产前报告的夫妻关系感知得分（婚姻质量的一个指标）能预测产后3个月时的共同养育得分[17]。一项对养父母的研究中也发现了相同的效应[18]。国内研究者基于父母个人层面的研究发现，父亲的婚姻满意度稳定地预测了父亲的共同养育行为，母亲的婚姻满意度也同样对母亲的共同养育行为具有稳定的预测效应[19]；基于家庭层面的研究也发现了类似的效应。卢富荣等人通过纵向研究发现婚姻质量与共同养育不仅存在同时溢出效应，也存在滞后溢出效应，即婚姻质量不仅对共同养育产生即时影响，也会产生长期、持久的影响[20]。因此，婚姻质量应该可以预测共同养育。

很多研究者探讨过成人依恋与婚姻质量的关系，总体而言，拥有安全型依恋（低焦虑、低回避）的个体比非安全型依恋个体的婚姻质量更高。例如，何红娟研究发现，依恋焦虑和依恋回避与婚姻质量显著负相关，且依恋焦虑和依恋回避均能显著负向预测婚姻质量[21]。老年人群众也有类似的证据[22]。所以，成人依恋应该可以预测婚姻质量。

综合前文叙述可知，成人依恋和婚姻质量可能在童年环境不可预测性和共同养育间起中介作用。此外，本研究发现共同养育在母亲受教育程度、家庭年收入上差异显著，因此，本研究在控制母亲受教育程度和家庭年收入的基础上，探究童年环境不可预测性与共同养育的关系，以及成人依恋和婚姻质量在其中的作用，试图了解共同养育的影响机制。

2 方法

2.1 研究对象

采用方便取样，主要选取山东、江西、陕西、北京等地的母亲为研究对象，发放相关问卷，剔除无效问卷后，有效问卷492份。

2.2 研究工具

2.2.1 童年环境不可预测性

采用童年环境不可预测性问卷[23]。共8个题目，采用7点计分，评分从1“几乎总是不符合”到7“几乎总是符合”，计算平均值，得分越高，表明童年环境越不稳定和不可预测。在本研究中，量表的内部一致性系数为0.853。

2.2.2 亲密关系经历量表

采用布伦纳（Brennan）等人编制，李同归和加藤和生翻译修订的亲密关系经历量表［24，25］。共36个题，包含依恋焦虑和依恋回避两个维度，每个维度18个题目。该量表中文版信效度良好，并得到广泛应用[25]。采用7点计分，计算各维度均值，得分越高表示依恋回避或依恋焦虑程度越高。在本研究中，母亲在依恋焦虑和依恋回避维度的内部一致性系数分别为0.882和0.896。

2.2.3 婚姻质量量表

采用诺顿（Norton）编制，侯娟和方晓义翻译修订的婚姻质量问卷［26，27］，旨在测量被试对婚姻关系的总体评价和满意度。共6个题，前5题采用7点计分，从1“非常不同意”到7“非常同意”；第6题为10点计分，从1“非常不幸福”到10“非常幸福”。计算总分，分数越高代表婚姻质量越高。该问卷是测量婚姻质量使用较多的一个工具，已有研究表明具有较好的信效度。在本研究中，量表的内部一致性系数为0.956。

2.2.4 共同养育关系量表

采用费恩伯格（Feinberg）等人编制的共同养育关系量表[28]，共35个题，七个维度，分别是养育一致性（４个题）、养育亲密（５个题）、矛盾暴露（５个题）、养育支持（６个题）、养育损害（６个题）、养育认可（７个题）和劳动分工（２个题）。采用7点计分，将反向计分题及消极养育题目转化后，计算条目均分，分数越高表示共同养育关系质量越高。该量表具有较好的信效度，可全面评估一个家庭中的共同养育质量，是理想的在不同家庭环境中考察共同养育的量表[1]。在本研究中，量表的内部一致性系数为0.933。

2.3 统计处理

采用SPSS 29进行数据处理。先进行描述性统计和相关分析，再采用PROCESS程序进行中介效应检验。

3 结果

3.1 共同方法偏差

采用Harman单因素法检验共同方法偏差，结果显示，问卷有17个因子特征根大于1，且第一个因子方差解释百分比为23.307%，小于40%的临界标准，因此认为本研究不存在严重共同方法偏差。

3.2 描述统计和相关分析

童年环境不可预测性与依恋焦虑、依恋回避呈正相关，与婚姻质量和共同养育呈负相关；共同养育与依恋焦虑、依恋回避呈负相关，与婚姻质量呈正相关；依恋焦虑、依恋回避与婚姻质量呈负相关，具体如表1所示。

表1 研究变量的相关分析（N=492）

Table 1 Relevant matrix (N=492)

注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001；ELEU=生命早期环境不可预测性；下同。

3.3 中介效应检验

3.3.1 依恋焦虑、婚姻质量在童年环境不可预测性和共同养育间的中介效应分析

控制人口学变量，对童年环境不可预测性、依恋焦虑、婚姻质量和共同养育进行回归分析如表2所示。童年环境不可预测性显著预测依恋焦虑（β=0.32，p<0.001）和共同养育（β=-0.23，p<0.001）；童年环境不可预测性和依恋焦虑共同预测婚姻质量时，童年环境不可预测性（β=-0.18，p<0.001）和依恋焦虑（β=-0.20，p<0.001）均显著预测婚姻质量。童年环境不可预测性、依恋焦虑和婚姻质量共同预测共同养育时，童年环境不可预测性（β=-0.02，p=0.54）不能显著预测共同养育，而依恋焦虑（β=-0.15，p<0.001）和婚姻质量（β=0.64，p<0.001）可以显著预测共同养育。

表2 EULU、依恋焦虑、婚姻质量与共同养育的回归分析（N=492）

Table 2 ELEU, attachment anxiety, marital quality and co-parenting regression analysis (N=492)

采用PROCESS程序模型6对依恋焦虑和婚姻质量在童年环境和共同养育间的中介效应进行检验，依恋焦虑的单独中介效应显著（效应值=-0.04，se=0.01，95%CI=［-0.06，-0.02］）；婚姻质量的单独中介效应显著（效应值=-0.09，se=0.02，95%CI=［-0.14，-0.04］）；依恋焦虑和婚姻质量的链式中介效应显著（效应值=-0.03，se=0.01，95%CI=［-0.05，-0.01］）。由于童年环境不可预测性对共同养育的直接效应不显著（效应值=-0.02，se=0.03，95%CI=［-0.07，0.03］）。所以，依恋焦虑和婚姻质量具有完全中介作用，中介效应占总效应的比例为90.85%。

注：*p<0.5，**p<0.01，***p<0.001。

图1 链式中介效应

Figure 1 The chain mediating effect

3.3.2 依恋回避、婚姻质量在童年环境不可预测性和共同养育间的中介效应分析

控制人口学变量，对童年环境不可预测性、依恋回避、婚姻质量和共同养育进行回归分析如表3所示；童年环境不可预测性显著预测依恋回避（β=0.21，p<0.001）和共同养育（β=-0.23，p<0.001）；童年环境不可预测性和依恋回避共同预测婚姻质量时，童年环境不可预测性（β=-0.13，p<0.001）和依恋回避（β=-0.58，p<0.001）均显著预测婚姻质量。童年环境不可预测性、依恋回避和婚姻质量共同预测共同养育时，童年环境不可预测性（β=-0.04，p=0.22）不能显著预测共同养育，而依恋回避（β=-0.36，p<0.001）和婚姻质量（β=0.46，p<0.001）可以显著预测共同养育。

表3 EULU、依恋回避、婚姻质量与共同养育的回归分析（N=492）

Table 3 ELEU, attachment avoidance, marital quality and co-parenting regression analysis (N=492)

采用PROCESS程序模型6对依恋回避和婚姻质量在童年环境和共同养育间的中介效应进行检验，依恋回避的单独中介效应显著（效应值=-0.06，se=0.01，95%CI=［-0.09，-0.03］）；婚姻质量的单独中介效应显著（效应值=-0.04，se=0.02，95%CI=［-0.08，-0.02］）；依恋回避和婚姻质量的链式中介效应显著（效应值=-0.04，se=0.01，95%CI=［-0.06，-0.03］）。由于童年环境不可预测性对共同养育的直接效应不显著（效应值=-0.03，se=0.02，95%CI=［-0.07，0.02］）。所以，依恋回避和婚姻质量具有完全中介作用，中介效应占总效应的比例为83.43%。

注：*p<0.5，**p<0.01，***p<0.001。

图2 链式中介效应

Figure 2 The chain mediating effect

4 讨论

生命史理论认为童年环境不可预测性是造成个体交配—养育权衡差异的主要原因，本研究采用问卷法探索童年环境不可预测性与共同养育的关系，并探讨成人依恋和婚姻质量的中介作用。结果显示童年环境不可预测性与依恋焦虑、依恋回避显著正相关，与婚姻质量、共同养育显著负相关，成人依恋（依恋焦虑、依恋回避）和婚姻质量在童年环境不可预测性和共同养育间起单独中介和链式中介作用。

4.1 研究变量之间的关系

本研究发现，童年环境不可预测性与依恋焦虑、依恋回避呈正相关，与婚姻质量、共同养育呈负相关，与前人研究一致［8，29］。依恋理论认为，长期处于恶劣或不稳定环境的年幼儿童，会发展出一种自己不可爱、周围人不可信的信念，从而产生一种消极的内部工作模式[3]，内部工作模式是持久的，并能对个体后期依恋安全性产生重要影响[30]。生命史理论也认为，在不可预测的环境中，因为预期养育回报存在很大不确定性，加上不可预测的环境通常也意味着资源稀缺，因此父母很难提供温暖、安全的养育，进而导致儿童的不安全依恋，这通常也预示着成年后的不安全依恋表征。因此，童年环境不可预测性与依恋焦虑和依恋回避呈正相关。

婚姻质量可能与童年经历有关。研究发现，童年环境不可预测性通过童年低质量的养育支持、不安全依恋表征和情绪控制困难预测了成年后的关系质量[11]。即童年生活在不可预测环境中的个体得到的养育支持较少，因此形成了不安全依恋表征，这进一步削弱其情绪控制能力，而较差的情绪控制能力通常意味着较差的关系质量。因此，我们有理由推测，童年环境不可预测性显著负向预测婚姻质量。本研究确实发现了童年环境对婚姻质量的影响。因此，童年环境不可预测性与婚姻质量呈负相关。

共同养育可能与童年经历有关。以往研究表明，童年经历不可预测环境的个体在成年后表现出更消极的共同养育关系，而且在控制了早期及当前社会经济地位后这种影响依然存在[8]。李微微等人也发现母亲早期情感虐待水平越高，成年后的共同养育越消极，即童年情感虐待与共同养育呈显著负相关［3］。因此，童年环境不可预测性与共同养育呈负相关。

不安全依恋与婚姻质量有关。拥有安全型依恋（低焦虑、低回避）的个体比非安全型依恋个体的婚姻质量更高。依恋回避程度高的个体，自我独立性强，恐惧依恋和亲密关系，不愿意暴露自我和相信他人，因此婚姻质量较低；依恋焦虑程度高的个体，总是担心被抛弃，担心配偶不在乎自己，过度需要他人认可，因此婚姻质量也较低。因此，依恋焦虑、依恋回避与婚姻质量负相关。

不安全依恋与共同养育有关。大量研究表明，不安全成人依恋表征会对共同养育行为产生消极影响[31]，拥有不安全内部工作模式的个体更可能存在冲突的、不一致的共同养育行为[32]。在一项针对准父母（N=182）的追踪研究中，发现生产前准父亲和准母亲的依恋焦虑和依恋回避与产后三个月时的共同养育显著负相关[17]。在一项检验青少年母亲依恋焦虑和依恋回避与共同养育关系的研究中，发现回避程度较低的母亲对孩子的父亲更信任，也有着冲突较少、育儿联盟更强的共同养育关系，即依恋回避显著负向预测共同养育[31]。在离婚群体中也发现依恋回避与共同养育的负相关关系，但未发现依恋焦虑与共同养育的关联[32]。因此，不安全依恋与共同养育呈负相关。

婚姻质量与共同养育有关。家庭系统理论认为，夫妻子系统、亲子子系统和父母子子系统是构成家庭整体系统的三个重要组成部分，他们之间相互影响，共同影响个体发展[33]。而婚姻质量和共同养育从属于不同家庭子系统，婚姻质量从属于夫妻子系统，共同养育从属于父母子子系统[20]。研究发现，婚姻质量和共同养育之间存在溢出效应。即婚姻质量和共同养育呈正相关，婚姻中的积极和消极体验会溢出到共同养育中，使共同养育更加积极或消极。因此，婚姻质量与共同养育呈正相关。

4.2 中介作用分析

中介效应检验发现，成人依恋（依恋焦虑、依恋回避）和婚姻质量分别在童年环境不可预测性和共同养育间起单独中介作用和链式中介作用，说明童年环境可以通过成人依恋影响共同养育，也可以通过婚姻质量影响共同养育，还可以通过成人依恋和婚姻质量的链式中介影响共同养育。共同养育生态模型认为童年环境不可预测性作为远端因素可能通过个体因素如依恋，家庭水平因素如婚姻质量影响共同养育[7]。很多研究发现了依恋表征的中介作用，以及婚姻质量对共同养育的影响。因此，成人依恋和婚姻质量在童年环境不可预测性和共同养育间起中介作用。

5 结论

本研究可得如下结论：（1） 童年环境不可预测性和共同养育呈显著负相关，即童年环境不可预测性越高，共同养育质量越低；（2）成人依恋（依恋焦虑、依恋回避）在童年环境不可预测性和共同养育间起中介作用；（3）婚姻质量在童年环境不可预测性和共同养育间起中介作用；（4）成人依恋（依恋焦虑、依恋回避）和婚姻质量在童年环境不可预测性和共同养育间起链式中介作用。

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