2022, Vol. 38
国家教育部主管、北京师范大学主办。
文章信息
- 赵凤青, 程贝贝, 李奕萱, 刘志斌, 刘兵, 张宝山. 2022.
- ZHAO Fengqing, CHENG Beibei, LI Yixuan, LIU Zhibin, LIU Bing, ZHANG Baoshan. 2022.
- 核心家庭父亲协同教养对青少年抑郁的影响: 父子依恋和母子依恋的中介作用
- Father Coparenting and Adolescent Depression in Nuclear Families: The Mediating Roles of Father-child Attachment and Mother-child Attachment
- 心理发展与教育, 38(1): 109-117
- Psychological Development and Education, 38(1): 109-117.
- http://dx.doi.org/10.16187/j.cnki.issn1001-4918.2022.01.13
2. 郑州大学国际学院, 郑州 450001;
3. 中国人民大学心理学系, 北京 100872;
4. 连云港市赣马高级中学, 连云港 222124;
5. 陕西师范大学心理学院, 西安 710062
2. International College of Zhengzhou University, Zhengzhou 450001;
3. Department of Psychology, Renmin University of China, Beijing 100872;
4. Ganma High School, Lianyungang 222124;
5. School of Psychology, Shaanxi Normal University, Xi'an 710062
抑郁是一种感到无力应对外界压力而产生的消极情绪(Naicker et al., 2013)。青少年期个体在生理和心理上都发生急剧的变化和发展，对抑郁的易感性迅速增加(Natsuaki et al., 2010; Xie & Xie, 2019)。研究表明，我国青少年抑郁的发生率达到20%~44%(崔丽霞等, 2012)。抑郁对青少年的学业表现、社会适应功能都产生了消极的影响，甚至会增加其在成年期的抑郁、焦虑、物质使用/依赖，对个体的身心健康产生长远的消极影响(Jiang et al., 2020；McLeod et al., 2016)。因此，青少年期抑郁问题愈发受到社会各界的广泛关注。
在众多影响青少年抑郁的因素中，父母教养方式、亲子关系、婚姻关系等家庭因素被认为是影响青少年抑郁的重要因素(肖雪等, 2017)。从家庭系统理论的视角来看，这些因素关注二元子系统的作用。近年来三元子系统，即父母协同教养(coparenting)对青少年心理健康的影响逐渐受到关注(Camisasca et al., 2019; Thomassin et al., 2017; 刘畅, 伍新春, 2015)。进入青少年期后，由于生理、认知和社会成熟，青少年对自主性的需求增强，渴望平等的家庭互动模式，因此与父母之间冲突加剧、亲密性降低；与此同时，父母步入中年阶段，面临来自职业、家庭等多方面的压力，这时家庭通常面临父、母、子女关系和角色的重构。父母如何协同应对青少年期的自主需求与亲子冲突，引导青少年度过“暴风骤雨”的青春期是一个非常值得关注的问题。此外，由于在家庭系统中，母亲更多地承担与孩子的日常生活有关的事务，所以母亲在家庭教养中居于核心地位，尽管父亲越来越多地直接参与子女教养，但其参与水平仍然远低于母亲，父亲在家庭教养中更多起到协助作用(Craig, 2006; 陈小萍, 安龙, 2019)。这时父亲对母亲教养方式所表现出来的协同性(即父亲协同教养)可能是青少年发展结果的一个重要预测指标(Craig, 2006; 黄彬彬等, 2019)。因此，了解父亲协同教养与青少年抑郁之间的关系及其作用机制，对于增进对父亲协同教养的认知，补充和完善协同教养理论，指导家庭教育实践，促进青少年心理积极发展有着极为重要的意义。本研究将基于家庭系统理论，考察父亲协同教养对青少年抑郁的影响及其作用机制(即父子依恋和母子依恋的中介作用)。
1.1 父亲协同教养与青少年抑郁的关系协同教养(coparenting，也称共同养育)是指在教养儿童的过程中，所有承担教养责任的成人相互协作的活动(McHale et al., 2000; McHale & Rotman, 2007)。基于这一界定，父亲协同教养即父亲在其教养孩子的过程中，对母亲的教养方式所表现出来的带有支持性或破坏性的行为(刘畅, 伍新春, 2015)，主要包括团结、一致、冲突、贬低四个维度。团结性协同教养指父母主动试图提高家庭成员之间的凝聚感。它强调父母在教养孩子过程中，努力提升家庭成员之间信任、和谐、温暖、融洽的关系(Baptista et al., 2018; McHale & Rasmussen, 1998)。一致性协同教养指对儿童进行规则制定和纪律约束时父母的一致性。它强调父母在教养孩子过程中，彼此交流、相互支持，并在一系列与教养孩子有关的主题(如设定道德原则、行为期待、规则纪律、教育偏好、孩子安全问题、同伴关系)上达成一致的程度(Feinberg, 2003)。冲突性协同教养指父母在孩子面前争论、争吵、批评对方或怀有敌意，在教养孩子的问题上产生分歧(Murphy et al., 2016)。贬低性协同教养则指父母主动贬低另一方，并且破坏另一方的权威性和可靠性(刘畅等, 2017)。
以往大量研究关注父母协同教养对低幼儿童内外化问题的影响(Choi et al., 2019; Murphy et al., 2016)，这些研究大多认同团结和一致维度从积极的角度反映协同教养的本质，强调父母在协同教养中表现出更多有利于促进家庭凝聚力的支持性教养行为；而冲突和贬低维度则体现消极的协同教养行为，强调父母在协同教养中更倾向于对对方表现出带有攻击性或有意降低其权威性的教养行为(McHale & Rotman, 2007; McHale et al., 2000)。近年来研究者的关注点从婴幼儿、儿童扩展向青少年群体，并发现父母协同教养对青少年心理健康同样具有重要的预测作用(Camisasca et al., 2019; 邹盛奇等, 2019)。具体而言，积极的、支持性协同教养降低青少年的内外化问题，提升其适应性情绪调节能力，增强其社会技能水平(Thomassin et al., 2017)；消极的、冲突性的协同教养则会增加内外化问题，降低社会技能水平，破坏同伴关系(Bradford et al., 2008; Murphy et al., 2016)。此外，也有少数研究关注父亲协同教养行为，发现父亲协同教养能够增加青少年的安全感、人际信任、亲社会行为和学校适应水平(陈小萍, 安龙, 2019; 黄彬彬等, 2019)，但这些研究主要关注父亲协同教养的整体水平对青少年积极发展的影响。然而，随着青少年期对自主性的需求提高，父母协同教养在性质和对青少年发展指标的作用上与儿童期协同教养可能存在差异(Feinberg et al., 2007)。例如，一致性协同教养强调父母在一系列与教养子女有关的主题上达成一致的程度，这一指标对儿童发展具有积极的作用，但可能与青春期对自主性的需求相冲突，不一定促进青少年的积极发展；而贬低性协同教养会破坏父母的权威性，这可能满足青少年对自主判断、质疑权威的需求，不一定带来消极的影响(Zhao et al., 2020)。因此，有必要了解不同维度对青少年抑郁的独特效应。“独特效应(unique effect)”关注多个预测变量同时作用于相同结果变量时，各自的预测作用是否不等于零，若不为零，则这一预测变量对结果变量具有独特的预测作用(李董平等, 2012)。基于此，本研究关注父亲协同教养各维度对青少年抑郁是否具有显著的独特效应。
1.2 亲子依恋的中介作用研究表明，父亲协同教养可以增加母亲的婚姻满意度(Liu & Wu, 2018)、主观幸福感(邹盛奇等, 2019)，显著地提升母亲的积极情绪和母亲对父亲教养能力的评价，这一方面使得父亲更多地卷入对孩子的教养，利于提升父子关系质量，另一方面使得母亲在教养孩子中表达更多的积极情绪，提升母子关系质量(Pedro et al., 2012; Walker & McGraw, 2000)。亲子依恋(parental attachment)作为亲子关系的一个重要指标，是指在亲子互动过程中，孩子与父母之间所产生的一种持久且稳定的情感联结(Ainsworth & Bowlby, 1991)。它是个体最初情感建立的产物，会受到个人教养经历的影响，并对其日后社会功能产生重要的影响。因此，父亲协同教养对青少年抑郁的影响机制可能通过父子依恋、母子依恋实现。
1.2.1 父亲协同教养与亲子依恋的关系基于家庭系统理论，家庭内由多个相互作用的子系统构成，家庭系统的整体功能不仅仅是各个子系统功能的加和，它还包含多个子系统之间相互作用、相互影响的复杂互动过程(Cox & Paley, 1997)。以往研究表明，协同教养子系统会对亲子关系子系统产生影响，且这种作用表现为外溢效应(spillover effect)与交叉效应(crossover effect) (Martin et al., 2017)。根据外溢效应假说，父亲在协同教养子系统内所产生的认知、情感及行为会转移并影响到其在亲子子系统的感受及行为，即父亲协同教养可能显著预测父子依恋，这是一种个体内部的迁移。而交叉效应假说认为，父亲在协同教养子系统内所产生的行为及情感不仅会影响到父亲所存在的亲子系统，同时也会对母亲所在的亲子系统产生影响，也就是说，父亲协同教养不仅会影响父子依恋，也会影响母子依恋，这反映了多个家庭子系统间不同个体之间的迁移。例如，一项实证研究探讨父亲协同教养对青少年父子依恋的影响，结果发现，父亲协同教养对父子依恋有显著的预测作用，其中团结正向预测父子依恋，一致对父子依恋没有显著的预测作用，冲突和贬低均负向预测青少年的父子依恋，这一研究支持了父亲协同教养与父子依恋之间的外溢效应(黄彬彬等, 2019)。但目前鲜少有研究关注父亲协同教养与母子依恋之间的交叉效应。事实上，父子关系和母子关系是两个不同的关系系统(Minuchin, 1985)，来自父亲一方的研究结果不一定适用于母亲。因此本研究拟从此处入手，以家庭系统理论为基础，同时纳入父子依恋和母子依恋，进一步探讨父亲协同教养与父子依恋、母子依恋之间的外溢效应与交叉效应。
1.2.2 亲子依恋与青少年抑郁的关系根据依恋的内部工作模式理论(Ainsworth & Bowlby, 1991)，孩子会在和父母的交互过程中建立对他人和自我的心理表征，而这种表征会在其未来发展过程中影响其认知、情感和行为方式。以往研究发现，具有不安全依恋关系的孩子在青春期更容易表现出高水平抑郁症状(Allen et al., 2010)，而安全型依恋可以调动应对资源，削弱由其它事件所引发的负面情绪，从而降低青少年抑郁的发生概率(Agerup et al., 2015)。
尽管关于亲子依恋与青少年抑郁之间的关系有大量探讨，并已经证实亲子依恋对青少年抑郁存在显著的预测作用，但父子依恋和母子依恋各自与青少年抑郁的影响可能存在差异。母亲通常扮演“安全港湾”式的依恋角色，更接纳孩子的行为，给子女提供安全感；父亲则充当儿童探索外界的“促进者”，更倾向于鼓励孩子发展其独立性(Bretherton, et al., 2010; Keizer et al., 2019)。基于此，父子依恋和母子依恋对青少年抑郁的影响可能存在一定的差异。例如，一项追踪研究发现，父子、母子之间的不安全依恋均对青少年期抑郁进程起到显著预测作用。其中，母子之间不安全依恋越高，青少年越容易变得抑郁(Agerup et al., 2015)。基于此，父子依恋和母子依恋对青少年抑郁的预测作用大小可能存在差异。
另外，以往研究多采用父母自评的方式来测量协同教养质量，然而父母对于自身教养行为的报告可能会有自我美化的倾向，青少年评估其父母的教养投入可能更接近实际情况(侯芬等, 2018)。因此，本研究将采用青少年报告的方式探讨父亲协同教养和青少年抑郁之间的关系，着重考察亲子依恋(即父子依恋和母子依恋)在父亲协同教养行为与青少年抑郁的关系中是否存在中介作用，探寻父亲协同教养作用于青少年抑郁的家庭内部过程与机制。具体而言，从家庭系统理论及其外溢效应与交叉效应着手，提出以下研究假设：(1)父亲协同教养各个维度(团结、一致、冲突、贬低)对青少年抑郁具有独特的效应，具体而言，父亲积极的协同教养行为(团结、一致)对青少年抑郁具有显著的正向预测作用；父亲消极的协同教养行为(冲突、贬低)对青少年抑郁具有显著的负向预测作用；(2)父子依恋在父亲协同教养(团结、一致、冲突、贬低)与青少年抑郁的关系中起到中介作用；母子依恋在父亲协同教养(团结、一致、冲突、贬低)与青少年抑郁的关系中起到中介作用；父子依恋和母子依恋的中介效应大小存在差异。父亲协同教养、亲子依恋和青少年抑郁之间的关系假设模型见图 1。
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| 图 1 父亲协同教养、亲子依恋和青少年抑郁的关系假设模型 |
选取河南省某中学初中一、二年级，高中一、二年级共31个班的中学生，发放问卷1355份，回收1177份(有效回收率86.86%)。其中，890名被试报告与父亲和母亲共同生活，104份显示与母亲共同生活(不与父亲在一起)，54份显示与父亲(不与母亲)共同生活，77份显示不与父亲、母亲共同生活，42名未填写。由于本研究关注核心家庭父亲的协同教养，因此只选取890名与父亲和母亲共同生活的被试进一步分析。被试的年龄在12~19岁之间，平均年龄在15.37±1.71岁。其中男生402人，占46.58%；女生461人，占53.42%；缺失信息27人，占2.92%。初中一年级262人，占29.44%；初中二年级160人，占17.98%；高一年级142人，占15.96%；高二年级326人，占36.62%。
2.2 研究工具 2.2.1 父亲协同教养采用McHale(1997)编制、刘畅等人(2017)修订的父亲版协同教养问卷，并通过青少年评价的方式来测量其父亲的协同教养行为。该量表共有29个题目，包含团结(7个条目，如“爸爸会在妈妈面前肯定或表扬我”)、一致(10个条目，如“爸爸在约束我的行为方面，会主动找妈妈一起商量”)、冲突(6个条目，如“爸爸在我面前与妈妈对着干”)和贬低(6个条目，如“爸爸在与我互动时，会说一些讥讽妈妈的话”)4个维度，采用7点计分(1代表“从不”，7代表“总是”)。已有研究表明，修订后的父亲版协同教养问卷信效度良好(黄彬彬等, 2019)。在本研究中，四个维度(团结、一致、冲突、贬低)题目的内部一致性系数分别为0.843、0.919、0.889、0.916。
2.2.2 青少年抑郁采用中文修订版的流调中心用抑郁自评量表(CES-D Self-Report Depression Scale)来评定青少年抑郁症状的严重程度(刘平, 1999)。该量表要求被试根据最近一周内的感受回答题目，题目包含躯体症状(如“我睡觉不解乏”)、抑郁情绪(如“我感到压抑”)、积极情绪(如“我觉得未来有希望”，反向计分)3个因子共计20个条目。采用4点计分，1代表“偶尔或无(少于1天)”、2代表“有时或少许(1~2天)”、3代表“时常或一半的时间(3~4天)”、4代表“多数时间或持续(5~7天)”。总分越高代表个体抑郁水平越高。本研究中该量表的内部一致性系数为0.891。
2.2.3 亲子依恋选用Raja等人(1992)修订的简版父母与同伴依恋量表(Inventory of Parent and Peer Attachment，IPPA)中的父子依恋、母子依恋分量表。王树青(2007)将这一量表修订成中文版本，中文版本的父子依恋或母子依恋分量表各包括10个条目，分为沟通、信任与疏离3个维度。信任维度反映青少年自我知觉父亲或母亲对自己的了解、尊重及彼此信任的程度(3个条目，如“我会告诉妈妈我的问题和烦恼”)；沟通维度反映青少年自我知觉与父亲或母亲言语沟通的程度及品质(3个条目，如“妈妈尊重我的感受”)；疏离维度反映青少年觉察出与父亲或母亲情感分离、孤立的程度(4个条目，如“在妈妈那里，我没有得到多大关注”；反向计分)。采用5点计分(1表示“完全不符合”，5表示“完全符合”)。总分越高表示父子依恋或母子依恋的安全性水平越高。在本研究中，母子依恋三个维度的内部一致性系数分别为0.760、0.780、0.665，母子依恋总分内部一致性系数为0.843；父子依恋三个维度的内部一致性系数分别为0.774、0.782、0.689，父子依恋总分的内部一致性系数为0.849。
2.3 研究程序与统计分析以班级为单位，由4名受过专业培训的主试和2名本校的心理老师进行团体施测。首先向学校老师、学生及学生家长发放知情同意书，并在被试填写问卷前，由主试宣读指导语及填写的注意事项。问卷填写完成后当场收回，并向被试发放礼品。本研究采用SPSS 21.0和Mplus 7.4对数据进行统计分析。
3 结果 3.1 共同方法偏差由于本研究所有变量的测量均来自被试自我报告，采用Harman单因素检验法检验共同方法偏差，结果表明，因素分析后得到14个特征根大于1的因子，最大因子解释的变异量为22.041%，远小于40%的临界值。因此可以排除共同方法偏差对本研究结果的影响。
3.2 描述统计和相关分析相关分析结果(表 1)表明，父亲协同教养的团结、一致均与抑郁呈显著负相关(p < 0.01)，与母子依恋和父子依恋呈显著正相关(p < 0.01)；冲突、贬低与抑郁呈显著正相关(p < 0.01)，与母子依恋、父子依恋呈显著负相关(p < 0.01)；而且母子依恋、父子依恋均与抑郁呈显著负相关(p < 0.01)。
| M±SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | |
| 1团结 | 3.71±1.26 | — | ||||||
| 2一致 | 4.29±1.38 | 0.57** | — | |||||
| 3冲突 | 2.24±1.18 | -0.25** | -0.21** | — | ||||
| 4贬低 | 1.68±0.97 | -0.15** | -0.23** | 0.68** | — | |||
| 5母子依恋 | 3.61±0.78 | 0.43** | 0.35** | -0.28** | -0.19** | — | ||
| 6父子依恋 | 3.47±0.81 | 0.54** | 0.39** | -0.36** | -0.26** | 0.66** | — | |
| 7抑郁 | 1.74±0.50 | -0.28** | -0.22** | 0.32** | 0.29** | -0.53** | -0.45** | — |
| 注：N=890；*p < 0.05, **p < 0.01；下同。 | ||||||||
在进行中介效应分析前，对父亲协同教养、抑郁、父子依恋和母子依恋进行多重共线性检验，结果表明所有预测变量方差膨胀因子(VIF)均不高于2.0，因此不存在多重共线性的问题。随后，采用结构方程模型分析变量之间的关系，以父亲协同教养中的团结、一致、冲突、贬低为外源潜变量，以青少年报告的抑郁水平为内源潜变量，构建父亲协同教养与抑郁关系的模型(模型1)。结果显示，模型1的整体拟合指数较好，χ2 (80) = 449.71, χ2/df = 5.62，CFI = 0.94，TLI=0.95，RMSEA = 0.06。在控制其它维度的情况下，团结、一致、冲突和贬低对青少年抑郁的预测系数分别为-0.20(p < 0.001)，-0.07(p = 0.100)，0.18(p = 0.003)，0.10(p = 0.100)，说明父亲协同教养中的团结和冲突对青少年抑郁的独特效应显著，父亲协同教养中的团结性越高，冲突性越低，青少年的抑郁水平越低；一致和贬低性协同教养对抑郁的独特效应不显著。
3.3.2 父子依恋和母子依恋的中介效应检验由于团结、一致、冲突、贬低在相互控制的条件下，团结和冲突对抑郁具有独特的预测作用，因此后续研究将在控制一致、贬低的情况下探讨团结、冲突对抑郁的作用机制。将父子依恋和母子依恋作为中介变量加入模型1，利用偏差校正的百分位Bootstrap法(重复取样5000次)，计算中介效应95%的置信区间，建立中介模型2(温忠麟, 叶宝娟, 2014)，如图 2所示。模型2整体拟合较好，χ2(168)= 1261.88, χ2/df = 7.51，p < 0.001, CFI= 0.91，TLI=0.90，RMSEA = 0.08。中介效应分析的结果如表 2所示，母子依恋在父亲团结性协同教养与抑郁的关系中起到完全中介作用，母子依恋在冲突性协同教养与抑郁的关系中起到完全中介作用。父亲团结性协同教养正向预测父子依恋(β = 0.54，p < 0.001)，冲突性协同教养负向预测父子依恋(β = -0.22，p < 0.001)，一致性和贬低性协同教养对父子依恋的预测作用不显著(β = 0.09和-0.002，p > 0.05)，父子依恋对抑郁的预测作用不显著(β = 0.18，p = 0.422)，因此父子依恋在父亲协同教养与抑郁的关系中未起到显著的中介作用。
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| 图 2 父亲协同教养对青少年抑郁的中介作用模型(模型2) |
| 直接效应 | 间接效应 | ||
| 母子依恋 | 父子依恋 | ||
| 团结→抑郁 | -0.045 | -0.247** | 0.097 |
| 一致→抑郁 | 0.027 | -0.131** | 0.017 |
| 冲突→抑郁 | 0.036 | 0.167* | -0.041 |
| 贬低→抑郁 | 0.162*** | -0.046 | -0.004 |
尽管为数不多的研究探讨了父母协同教养对青少年抑郁的影响(Bradford et al., 2008)，但是较少关注父亲协同教养对青少年抑郁的影响。本研究结果表明，父亲的协同教养行为对青少年的抑郁水平同样具有显著的预测作用，其中团结和冲突对青少年抑郁具有显著的独特效应，一致和贬低对抑郁的预测作用不显著。
首先，团结维度对青少年抑郁具有负向预测作用，这一结果表明，父亲在母亲教养中的团结性协同教养行为，如积极的情感交流，通过表情、肢体语言和行为促进家庭成员之间的亲密感和凝聚力(McHale et al., 2000; McHale & Rasmussen, 1998)，能够降低青少年的抑郁水平。
第二，冲突性协同教养对青少年抑郁具有显著的独特效应。冲突强调父亲在孩子面前与母亲争吵、批评，表达敌意，这种协同教养方式显然不利于改善青少年的抑郁水平。这一结果与以往研究结果一致(Bradford et al., 2008; Feinberg et al., 2007; Schrodt & Afifi, 2018)。例如，追踪研究表明父亲冲突性协同教养会导致随后青少年抑郁水平增加(Feinberg et al., 2007)。由此可见，青少年在家庭环境中感受到较多的凝聚力和团结，会更容易建立起情感上的安全与自信，发展出更好地社会适应能力和积极的心理品格。相反，如果青少年在家庭中感受到过多父母之间的冲突和父母教养行为的不一致，则更有可能产生无助感、威胁感以及自责等消极情绪，给孩子造成情感上的不安全体验，由此更易引发抑郁情绪。
第三，一致和贬低维度对青少年抑郁没有显著的预测作用。一致性协同教养关注对孩子进行规则制定和纪律约束时父母在一系列与教养孩子有关的主题上达成一致的程度(Feinberg, 2003)。一方面，一致性协同教养所体现的父母之间的积极情感支持、家庭的凝聚力有利于增强亲子之间的情感纽带，对青少年的抑郁具有一定的缓冲作用(Teubert & Pinquart, 2010; Riina & McHale, 2014)；另一方面，由于青少年时期对自主性需求较高，父亲的一致性协同教养可能导致父亲与母亲在教养子女的问题上形成联盟，这可能会让青少年感知到较高水平的心理和行为控制，不利于青少年自主性的发展(高雯等, 2019)。因此，一致性协同教养对青少年的抑郁兼具积极和消极作用。而贬低性协同教养强调父亲主动破坏母亲的权威性和可靠性，尽管这种协同教养模式被证明对儿童内化问题产生消极影响(Teubert & Pinquart, 2010)，但本研究结果显示，贬低对青少年抑郁的预测作用不显著。这可能是因为青春期孩子对权威性的质疑增强，贬低在一定程度上给青少年带来自主选择和判断的空间，这在一定程度上掩盖了贬低给青少年心理健康带来的负面影响。可见，青少年期父亲协同教养各维度在性质和作用上与儿童期协同教养可能存在差异(Feinberg et al., 2007)。总之，由于鲜有研究比较父亲的团结、一致、冲突和贬低性协同教养对青少年发展指标影响的差异，其贡献大小还有待进一步考察。
4.2 亲子依恋的中介作用依据家庭系统理论的外溢效应和交叉效应，本研究假设亲子依恋在父亲协同教养与青少年抑郁的关系中应起到中介作用。研究结果表明，团结维度可以提升父子依恋和母子依恋水平，但只通过母子依恋对青少年的抑郁产生间接效应，未通过父子依恋对抑郁产生间接影响；冲突维度会降低父子依恋和母子依恋，但也只通过母子依恋的中介作用对青少年的抑郁水平产生影响，也就是说，父亲与母亲之间的争吵、冲突、敌对行为会降低母子依恋，进而导致抑郁水平增高。首先，根据协同教养的生态模型，协同教养可以通过其它家庭子系统影响孩子的发展(Feinberg, 2003)，本研究结果表明亲子子系统可能是协同教养子系统与孩子发展结果变量之间的中介过程。其次，这一结果也支持了家庭系统理论的外溢效应假说和交叉效应假说，表明父亲协同教养中的团结和冲突不仅可以影响父子依恋，支持了家庭系统理论的外溢效应假说；也可以影响母子依恋，支持了家庭系统理论中的交叉效应假说。同时，有关母亲教养中“守门效应”的研究表明，当父亲在协同教养表现出更高的团结性、更低的冲突性时，母亲体验到较高的婚姻满意度、更多积极情绪体验，这有利于提高母亲在教养中积极情绪表达，建立良好的母子依恋关系(Kolak & Volling, 2007; Walker & McGraw, 2000; 邹盛奇等, 2019)。第三，值得注意的是，本研究结果只发现母子依恋对抑郁具有显著的预测作用，而父子依恋对抑郁的预测作用不显著。根据依恋的内部工作模式理论，父子依恋、母子依恋对青少年的发展指标具有重要的预测作用，但相比于父子依恋，母子依恋更多给青少年提供“港湾”式的支持，给予子女接纳、安全感等方面的依恋联结，能够增强青少年的安全感，对其抑郁水平的预测作用更强。
4.3 不足与展望首先，本研究只关注了父亲协同教养对青少年抑郁的影响机制，未区分父亲协同教养和母亲协同教养的效应，也未对母亲协同教养加以控制，因此难以验证父亲和母亲协同教养对青少年抑郁水平的贡献大小。以往研究表明，父亲报告的消极协同教养模式对儿童的内化问题具有显著的预测作用，但母亲报告的消极协同教养没有显著预测儿童的内化问题(Wang & Crane, 2001)。这可能说明，父亲和母亲协同教养模式对儿童的内化问题具有不同的影响，未来研究应对父亲协同教养和母亲协同教养的特点和效应加以区分。第二，本研究采用青少年报告的父亲协同教养指标作为预测变量。事实上，父亲、母亲和青少年报告的指标可能存在一定的差异性(Mack & Gee, 2018)。由于青少年主观感受到的父亲协同教养与父亲和母亲视角下的协同教养模式可能存在差异，未来研究也可以关注不同家庭成员角度的协同教养模式对青少年抑郁的影响。第三，本研究采用横断研究来探讨变量关系，无法揭示变量间的因果关系，因此未来应进一步采用追踪研究关注父亲协同教养、亲子依恋和青少年抑郁之间的动态关系。
5 结论父亲协同教养对青少年抑郁具有显著的预测作用，其中团结对青少年抑郁具有显著的负向预测作用，冲突对抑郁具有显著的正向预测作用，一致和贬低对抑郁的预测作用不显著。父亲团结性协同教养可以增强父子依恋和母子依恋水平，并通过增强母子依恋降低青少年的抑郁水平。父亲冲突性协同教养可以降低父子依恋和母子依恋水平，并通过母子依恋的中介作用增加青少年抑郁水平。
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