1、問題提出
父親教養投入指在兒童的教養過程中，父親在互動性、可及性和責任性三方面的身心投入\\(Lamb，2004;伍新春，劉暢，胡艷蕊，郭素然，郭幽圻等，2014\\)。研究表明，父親教養投入對兒童的學業成就\\(McBride，Schoppe-Sullivan，＆Ho，2005\\)、性別角色\\(Jones，Kramer，＆Armitage，2003\\)和心理社會發展\\(Sarkadi，Kristiansson，Oberklaid，＆Bremberg，2008\\)等均具有積極的促進作用。對于3～7歲的幼兒來說，他們不僅處在與父母建立依戀關系的關鍵期，并且生活的主要環境也從家庭逐漸過渡到幼兒園，父親教養投入對其心理發展的影響更是至關重要\\(Lewis＆Lamb，2003\\)。然而，盡管社會變遷的大背景促使父親由“道德導師”、“經濟提供者”的傳統角色逐漸轉向“與妻子共同照顧孩子的協同教養者”\\(Lamb，2000;伍新春，郭素然，劉暢，陳玲玲，郭幽圻，2012\\)，父親們也逐漸意識到應更多地投入到家庭教育中，但其投入水平依然有限\\(全國少工委，中國青少年研究中心，2007;全國婦聯兒童工作部，2011\\)。因此，探討影響父親教養投入的重要因素，并以此為基礎著力提升父親的教養投入水平具有十分重要的意義。
基于家庭系統理論\\(Minuchin，1974\\)，研究者認為反映夫妻子系統內部互動的婚姻關系對反映親子子系統內部互動的父母教養投入具有重要貢獻\\(Belsky，1984\\)。受社會文化規范對父親教養角色界定模糊的影響，父親對其教養角色的意識和認同通常與婚姻關系“打包”出現\\(apackagedeal\\)，因而父親的教養投入易受其婚姻滿意度的影響\\(Almeida，Wethington，＆Chandler，1999;Belsky，Youngblade，Rovine，＆Volling，1991;Parke，2002\\)。目前有三種主要的理論假說可以解釋婚姻關系與父親教養投入間的作用機制\\(Erel＆Burman，1995;Katz＆Gottman，1996;Pedro，Ribeiro，＆Shelton，2012\\)，分別是溢出假說\\(spillover hypothesis\\)、補償假說\\(compensatory hypothesis\\)和交叉假說\\(crossover hypothesis\\)。溢出假說認為，產生于某個子系統\\(如夫妻子系統\\)的情緒或行為會在另一個子系統\\(如父子子系統\\)中表達出來\\(Erel＆Burman，1995\\)，如表現為父親的婚姻滿意度與其教養投入存在正向關聯;補償假說主要從家庭治療的臨床實踐中得出，它認為當婚姻關系不良時，父母會試圖通過建立積極的親子關系來補償他們在婚姻關系中未滿足的情感需要，因而可能表現為父親的婚姻滿意度與其教養投入存在負向關聯;交叉假說認為，家庭某個子系統中互動雙方其中一方的情緒或行為\\(如母親在夫妻子系統中的感受\\)會影響另一方在其他子系統中的情緒或行為\\(如父親在父子子系統中的行為\\)\\(Bolger，DeLongis，Kessler，＆Wethington，1989;White，1999\\)，其可能表現為母親的婚姻滿意度與父親教養投入存在關聯。通過文獻分析發現，以往的實證研究大多聚焦于溢出效應或補償效應的探討———即父親的婚姻滿意度對其教養投入的影響，且多數研究證實了溢出假說，沒有證實補償假說\\(Erel＆Burman，1995\\)，只有少數研究關注并證實了婚姻關系與父親教養投入的交叉效應，即母親的婚姻滿意度對父親教養投入存在正向作用\\(Pedroetal．，2012\\)。與實證研究結果不同的是，研究者認為在一個家庭系統中，溢出、補償和交叉假說可能同時發生，即個體或家庭人際互動中的情緒或行為可以在子系統之間發生遷移\\(Blogeretal．，1989\\)。然而受研究樣本的家庭結構、兒童特征和父母特征等因素的影響，三種假說發生的可能性存在差異，這可能是導致理論與實證研究結果不一致的原因之一。對于家中擁有3～7歲幼兒的雙親家庭而言，上述三種假說是否同時存在于父母的婚姻滿意度與父親教養投入之間呢?這是本研究擬探究的問題之一。
隨著研究的深入，溢出、補償和交叉假說不僅可應用于理解夫妻子系統與親子系統之間的相互作用，同時也被應用于家庭系統中任意兩個子系統之間的互動過程，如夫妻子系統與協同教養子系統之間、協同教養子系統與父子子系統之間。協同教養指的是成人\\(父母\\)在教養孩子過程中所形成的教養聯盟\\(McHale，1997;Minuchin，1974\\)。研究發現，父母在夫妻子系統中的情感體驗可溢出到協同教養子系統中\\(Pedroetal．，2012\\)，母親在協同教養子系統中的行為可交叉影響父親在父子子系統中的投入\\(Fagan＆Palkovitz，2011\\)。
溢出、補償和交叉假說以及以協同教養為中心的生態模型\\(Feinberg，2003\\)均提示了婚姻關系可能會通過協同教養間接地對父母的教養行為發生作用，并已經得到了很多實證研究的支持。但遺憾的是，以往的研究大多將父母雙方分別考察\\(Morrill，Hines，Mahmood，＆Córdova，2010;Margolin，Gordis，＆John，2001;Pedroetal．，2012\\)。一方面，部分研究者關注父親對其教養投入的主體效應\\(個體特征對自身結果變量的影響\\)，如單獨考察父親的婚姻滿意度、父親感知到的協同教養關系對其教養投入的影響;另一方面，由于“母親守門員”\\(maternal gate keeping\\)作為協同教養的一種特殊形式對父親教養投入的影響成為近些年的研究熱點，使得研究者們將目光投向母親促進或限制父親投入教養的信念或行為\\(Allen＆Hawkins，1999;DeLuccie，1995;Puhlman＆Pasley，2013\\)，孤立地關注母親對父親教養投入的客體效應\\(個體特征對他人結果變量的影響\\)，而忽略了父親在應對母親影響時的主觀能動性\\(Walker＆Mc Graw，2000\\)。
將父母對父親教養投入的影響孤立地進行考察，忽視了家庭系統中各元素間相互影響的生態性，無法揭示父母對父親教養投入影響中的相互作用。
除此之外，以往研究者對協同教養的考察多關注父母整體的協同教養關系\\(Morrilletal．，2010\\)，如將父母協同教養的多個維度分數加和平均，忽視了協同教養的多面性;或只關注父母在協同教養過程中的合作與沖突\\(Margolinetal．，2001\\)、支持與阻礙\\(Jia＆Schoppe-Sullivan，2011\\)等行為，忽視了某些隱性情境下的協同教養行為。為此，本研究采用McHale\\(1997\\)對協同教養的操作性界定來彌補上述不足，綜合考察顯性情境下\\(父母雙方與兒童都在場的互動\\)父母的團結、一致和沖突行為以及隱性情境下\\(父母中的一方單獨與兒童互動\\)父母的團結及對配偶的貶低行為，以便從協同教養的多個維度系統地探討協同教養在婚姻滿意度與父親教養投入間的中介作用。
總之，本研究不僅關注父親對其教養投入的主體效應，也同時關注母親對父親教養投入的客體效應，檢驗溢出、補償和交叉假說是否適用于夫妻子系統、協同教養子系統對父子子系統的影響以及協同教養在父母婚姻滿意度與父親教養投入間的中介作用。構想模型如圖1所示\\(中介變量以協同教養的團結維度為例\\)，父母的婚姻滿意度可直接預測父親教養投入，且父母的婚姻滿意度不僅通過父母自身的協同教養行為的中介作用對父親教養投入產生影響，也通過配偶的協同教養行為的中介作用影響父親教養投入。
2、研究方法
2.1研究對象
根據中國發展指數\\(袁衛，彭非，2008\\)對我國多個省市的3～7歲幼兒的父親進行抽樣調查，共回收有效問卷364份，樣本情況如表1所示。幼兒的平均年齡為4.83±1.40歲，父親的平均年齡為34.19±4.55歲，母親的平均年齡為31.93±4.21歲。
2.2研究工具
2.2.1人口統計學變量
對父母和兒童的人口統計學信息進行測查，包括兒童年齡、性別，父母年齡、受教育程度、每周工作時長，家中擁有孩子個數等信息。
2.2.2父親教養投入問卷
采用伍新春等編制的中國父親教養投入問卷\\(伍新春，劉暢，胡艷蕊，郭素然，郭幽圻等，2014\\)。問卷包含互動性、可及性和責任性三個維度及十二個子維度，共56個項目，適合3～18歲兒童和青少年的父親使用。采用5點計分，0表示“從不”，4表示“總是”，得分越高代表父親教養投入水平越高?；有?、可及性和責任性三維度的內部一致性系數分別為0.91、0.81和0.92，總量表的內部一致性系數為0.96。
2.2.3婚姻滿意度問卷
采用Olson婚姻質量問卷中的婚姻滿意度分量表\\(李凌江，楊德森，1999\\)。問卷共10個項目，適用于已婚夫妻。采用5點計分，1表示“非常不同意”，5表示“非常同意”，得分越高代表父母的婚姻滿意度越高。父親和母親問卷的內部一致性系數分別為0.81和0.82。
2.2.4協同教養問卷
采用修編自McHale\\(1997\\)的協同教養問卷，由父母自評其對配偶的協同教養行為。問卷包含團結、一致、沖突和貶低四個維度，共18個項目。采用7點計分，1表示“從不”，7表示“總是”。在團結、一致、沖突和貶低四維度上，父親問卷的內部一致性系數分別為0.87、0.61、0.82和0.89，母親問卷的內部一致性系數分別為0.86、0.66、0.82和0.77。
2.3研究程序與數據處理
采用主試入戶施測和集體施測相結合的方式收集數據。入戶施測時，要求主試嚴格按照規定程序監督父母獨立完成問卷;集體施測采用父母講座現場填答的方式。問卷由研究者統一回收，經檢查合格后進行錄入處理。數據分析通過SPSS16.0、AMOS21.0完成。
3、結果
3.1父母婚姻滿意度、協同教養與父親教養投入的描述統計結果
父親教養投入在互動性、可及性和責任性三維度上的得分分別為2.39±0.58，2.63±0.66，2.54±0.59，父親教養投入總分為2.52±0.57，均高于中數水平;父母的婚姻滿意度、協同教養的描述統計結果如表2所示，婚姻滿意度和協同教養的團結與一致維度得分均高于中數水平，而協同教養的沖突和貶低維度得分均低于中數水平。
3.2父母婚姻滿意度與協同教養、父親教養投入的關系
3.2.1父母婚姻滿意度與協同教養、父親教養投入的相關分析
采用person積差相關計算父母的婚姻滿意度、父母協同教養的四個維度和父親教養投入的關系，結果見表3。相關分析結果表明:\\(1\\)父母的婚姻滿意度與協同教養各維度間的相關系數均顯著;\\(2\\)父母的婚姻滿意度與父親教養投入的相關系數顯著;\\(3\\)除母親協同教養的沖突維度與父親教養投入的相關不顯著外，父母協同教養的其他各維度與父親教養投入的相關系數均顯著。
3.2.2父母婚姻滿意度對父親教養投入的預測作用
以父親教養投入作為潛變量，互動性、可及性和責任性作為觀測變量，建立以父親婚姻滿意度和母親婚姻滿意度為自變量的直接預測模型，模型擬合指標為，χ2\\(df=4\\)=14.25，p＜0.001;NFI=0.99，TLI=0.97，CFI=0.99，RMSEA=0.08，各項指標達到理想水平\\(Hu＆Bentler，1999\\)。
結構方程模型的結果顯示，父親婚姻滿意度與母親婚姻滿意度對父親教養投入的路徑系數均達顯著水平，分別為γ=0.23\\(p＜0.001\\)，γ=0.16\\(p＜0.01\\)，即父母的婚姻滿意度可顯著地正向預測父親教養投入，故可在此基礎上進一步檢驗協同教養各維度在其間的中介作用。
3.2.3父母協同教養的中介作用
為了采用結構方程模型考察父母協同教養的四個維度在婚姻滿意度與父親教養投入間的中介作用，分別以父母協同教養的團結、一致、沖突和貶低維度作為中介變量，建立婚姻滿意度與父親教養投入的四個中介模型，模型擬合結果見表4。四個中介模型中，除以協同教養的團結維度為中介變量的模型擬合指標中的NFI、TLI、CFI略低于0.9，RMSEA略高于0.08之外，其他三個模型的擬合指標均達理想水平。
在四個中介模型的測量模型部分，父親教養投入的三個維度在潛變量上的載荷均在0.84～0.92之間，母親協同教養四個維度的各項目在潛變量上的載荷在0.51～0.84之間，父親協同教養四維度的各項目在潛變量上的載荷在0.39～0.97之間，均在0.001的水平上達到顯著。
進一步的結構方程模型分析得知，在以協同教養的團結維度為中介變量的模型中\\(如圖2\\)，當加入了中介變量后，父母的婚姻滿意度和母親協同教養的團結維度對父親教養投入的直接路徑系數、母親的婚姻滿意度對父親協同教養的團結維度的路徑系數均不顯著，其他路徑系數均顯著\\(ps＜0.05\\)。這一結果表明，父親的婚姻滿意度通過父親協同教養的團結維度的完全中介作用對父親教養投入產生影響，中介效應值為ab=0.31;而母親的婚姻滿意度對父親教養投入既無直接預測作用也無間接預測效應。
在以協同教養的一致維度為中介變量的模型中\\(如圖3\\)，當加入了中介變量后，母親的婚姻滿意度和母親協同教養的一致維度對父親教養投入的路徑系數、母親的婚姻滿意度對父親協同教養的一致維度的路徑系數均不顯著，其他路徑系數均顯著\\(ps＜0.05\\)。這一結果表明，父親婚姻滿意度可以直接負向預測父親教養投入，直接效應值為c'=－0.16，亦可通過父親協同教養的一致維度的部分中介作用對父親教養投入產生正向的影響，中介效應值為ab=0.38，總預測效應值為0.22;而母親的婚姻滿意度對父親教養投入既無直接預測作用也無間接預測效應。
在以協同教養的沖突或貶低維度為中介變量的模型中，父親和母親的婚姻滿意度正向預測父親教養投入，以沖突為中介的模型中路徑系數分別為γ=0.23\\(p＜0.05\\)和γ=0.20\\(p＜0.05\\)，以貶低為中介的模型中路徑系數分別為γ=0.24\\(p＜0.05\\)和γ=0.13\\(p＜0.05\\);除了母親婚姻滿意度對父親協同教養的貶低維度無預測作用外，父母的婚姻滿意度均可負向預測父母協同教養的沖突或貶低維度，路徑系數達顯著水平\\(ps＜0.05\\)。但父母協同教養的沖突或貶低維度對父親教養投入的路徑系數均不顯著。
這一結果表明，當以協同教養的沖突或貶低維度為中介變量時，父母的婚姻滿意度可以直接預測父親教養投入，但不通過父母協同教養的沖突或貶低維度對父親教養投入發生作用，即協同教養的沖突和貶低維度均沒有起到中介作用。
4、討論
4.1父母婚姻滿意度與協同教養、父親教養投入關系中的溢出、補償和交叉效應與以往的大多數研究結果相一致\\(Pedroetal．，2012\\)，本研究驗證了婚姻關系與父親教養投入、婚姻關系與協同教養之間存在溢出效應和交叉效應;除此之外，本研究還驗證了以往研究中較少發現的補償效應\\(Erel＆Burman，1995;Pedroetal．，2012\\)。
首先，婚姻滿意度與父親教養投入間的溢出假說得到驗證，表現為父親的婚姻滿意度可以正向預測父親教養投入。也就是說，當父親在夫妻子系統中的體驗良好，其積極的情緒體驗就會遷移到父子子系統中，促進父親的教養投入;反之，父親在夫妻子系統中感到不滿的負性情緒或行為會遷移到父子子系統中，使父親與兒童的互動水平下降\\(Erel＆Burman，1995\\)。
其次，父母在婚姻關系中的體驗與協同教養之間也存在溢出效應。在本研究的四個中介模型中，父親的婚姻滿意度穩定地預測了父親的協同教養行為、母親的婚姻滿意度也同樣對母親的協同教養行為具有穩定的預測效應。也就是說，對于撫養幼兒的雙親家庭來說，父母的婚姻滿意度越高，就越能夠與配偶團結一心促進家庭內部的凝聚力、在教養兒童時與配偶的立場保持一致，并且更少地在孩子面前與配偶發生沖突或背著配偶在孩子面前貶損其形象。盡管有些研究者認為，即使父母的婚姻關系不良，他們依然可能為保護兒童而暫時放下對配偶的不滿，在兒童教養問題上與配偶相互合作\\(Margolinetal．，2001\\)，然而本研究與很多實證研究的結果都證實了在絕大多數已婚家庭中，婚姻滿意度與協同教養之間是相互促進的關系\\(Katz＆Gottman，1996;Kan，Feinberg，＆Solmeyer，2012\\)。當然，這一結果并不能完全否認在某些家庭中的確存在婚姻關系與協同教養之間界限清晰的父母，他們會從兒童的福祉出發，盡可能地減少婚姻關系中不良情緒或行為的溢出效應，保持積極健康的協同教養關系。
然而在現實生活中，這類家庭所占比例有限，但若能通過個案研究等方式深入了解其婚姻關系與協同教養的特點與關聯，則可以協助理清婚姻關系與協同教養間的界限及溢出效應發生的影響因素，從而減少消極溢出效應的發生。
第三，母親的婚姻滿意度可以正向預測父親教養投入及父親的婚姻滿意度可以正向預測母親的協同教養行為驗證了交叉假說的存在，即父母中的一方在夫妻子系統中的感受或行為會影響另一方在家庭中其他子系統中的感受與行為\\(White，1999\\)。
但有趣的是，交叉效應并未出現在母親的婚姻滿意度與父親的協同教養行為之間。也就是說，母親能夠敏感地以其自身的協同教養行為回應父親在婚姻關系中的體驗，而相比于父親的協同教養行為，父親的教養投入是對母親婚姻滿意度最直接的反映。
最后，與以往實證研究結果不同\\(Erel＆Burman，1995;Pedroetal．，2012\\)，本研究不僅驗證了溢出假說和交叉假說，也同時證實了補償假說的存在，即溢出、補償和交叉效應可同時發生在同一個家庭之中\\(Blogeretal．，1989\\)。當以父親協同教養的一致維度為中介變量時，父親的婚姻滿意度對其教養投入的影響被分解為負向的直接效應和正向的間接效應，但總效應為正。也就是說，父親的婚姻滿意度與其教養投入間存在直接的補償效應，而同時發生的還有父親婚姻滿意度、父親的協同教養一致和父親教養投入間的多重溢出效應。當父親對其婚姻不滿意時，他可能會通過增加與幼兒的親密來補償其在婚姻關系中未滿足的需要;但與此同時，父親對婚姻的不滿也會溢出到他與母親的協同教養關系中，導致他采取與母親不一致的教養行為，而這又會對父親教養投入產生消極的影響。不過，綜合補償效應與多重溢出效應，父親的婚姻滿意度從整體上仍可正向預測父親的教養投入?？梢哉f，以協同教養子系統為中介，為我們拆解了父親婚姻滿意度對其教養投入狀似溢出效應的表象，幫助我們看到了家庭中各個子系統間復雜多變的相互作用。但需要注意的是，本研究的結果來自于婚姻適應狀況良好的雙親家庭，在結論推廣時尚需謹慎。今后的研究可以在取樣上豐富多元的家庭類型，探討不同類型的家庭系統中溢出、補償和交叉假說發生的可能性差異。另外，有關補償效應發生的機制有多種解釋，一種解釋認為父母試圖通過建立積極的親子關系來補償他們在婚姻關系中未滿足的情感需要，其本質可能與婚姻子系統獨特的動力有關，類似于家庭理論學家長期探討的親子結盟\\(Minuchin，1974;Pedroetal．，2012\\);另一種解釋認為不良婚姻關系中的一方出于保護兒童的目的，為彌補配偶對兒童的消極教養行為進行補償\\(Katz＆Gottman，1996\\)。
對于補償效應發生機制的揭示，后續研究還需進一步了解父母在家庭各子系統中的行為動機及其背后的心理需要對家庭互動過程的影響。
4.2父母協同教養的中介作用
基于Feinberg\\(2003\\)的以協同教養為中心的生態模型，本研究在一個中介模型中同時考察了父親的主體效應和母親的客體效應。然而，本研究發現協同教養的中介作用只在父親作為行為主體的路徑中得以驗證———父親的婚姻滿意度可通過父親協同教養行為的完全或部分中介作用間接地影響父親的教養投入。具體表現為:父親的婚姻滿意度越高，他越可能通過團結或一致的協同教養行為支持母親的教養，而父親對母親的積極協同教養行為又會促進父親自身的教養投入，這在家庭系統中反映的是夫妻子系統、協同教養子系統與父子子系統之間的一連串溢出效應。然而，這一多重溢出效應卻不能通過協同教養的沖突或貶低維度發生作用。在結構方程模型中，盡管父母的婚姻滿意度負向預測父親在協同教養中與母親的沖突或對母親的貶低，但父親在協同教養關系中的沖突或貶低行為對父親教養投入的預測作用不顯著。換言之，雖然父親的婚姻滿意度越高，其協同教養中的沖突或貶低行為越少，然而其沖突或貶低行為的增減并不會影響父親的教養投入。
目前學界對貶低維度的研究寥寥無幾，探索貶低維度對父親教養投入的影響更為稀少。對于本研究中貶低對父親教養投入的影響，我們可以借由家庭系統理論來進行解釋。貶低是指父母中的一方與兒童單獨相處時，在孩子面前貶損不在場的配偶。
盡管它指的是父母之間作為協同教養者的關系，但它所發生的情境是在親子互動過程中。一方面，貶低行為的發生在某種程度上意味著父子單獨相處的機會較多，父親教養投入的可能性增多;另一方面，貶低行為越多也意味著婚姻關系越不和諧，而這會阻礙父親的教養投入。也許正是由于貶低維度這一復雜的屬性，使得其對父親教養投入的影響效果不明確。
與貶低維度不同，沖突維度一直是協同教養研究的關注焦點，但以往有關協同教養沖突對父親教養投入的研究結果并不一致\\(Sobolewski＆King，2005\\)，有些研究發現二者間的負向關聯，而有些研究卻并未發現二者間存在關聯。這可能是因為協同教養沖突發生的情境不同，有些沖突發生在父親試圖主動地投入到兒童教養的過程中，而有些沖突發生在父親不積極投入教養的過程中\\(King＆Heard，1999\\)。因此后續研究可對沖突發生的情境進行區分，從而更進一步揭示協同教養沖突在婚姻滿意度與父親教養投入間的作用。
與孤立地考察“母親守門員”對父親教養投入影響的研究結果不同\\(Allen＆Hawkins，1999;DeLuccie，1995;Fagan＆Barnett，2003\\)，當同時考察父親的婚姻滿意度及其協同教養行為對父親教養投入的主體效應和母親的婚姻滿意度及其協同教養行為對父親教養投入的客體效應時，“母親守門員”
的功能被弱化了。具體而言，以協同教養團結或一致為中介變量時，母親的婚姻滿意度和母親的協同教養行為對父親教養投入均沒有顯著影響;以協同教養沖突或貶低為中介變量時，父母的婚姻滿意度均不通過協同教養的中介作用而是直接對父親教養投入產生影響。也就是說，一方面，在婚姻關系或協同教養關系的二元關系中，相比于母親，父親在關系中的體驗和行為對父親教養投入的解釋力更大;另一方面，當協同教養行為對父親教養投入的解釋力較強時，母親婚姻滿意度對父親教養投入的影響會相應降低，如父母在協同教養關系中的消極作為\\(沖突或貶低\\)對父親教養投入的解釋力較弱，而雙方在協同教養關系中的積極作為\\(團結或一致\\)的解釋力較強，這使得母親婚姻滿意度在以沖突或貶低為中介變量和以團結或一致為中介變量的模型中對父親教養投入的直接預測作用不同。
4.3對家庭教育實踐的啟示
本研究結果表明在以家中擁有3～7歲幼兒的雙親家庭為干預對象、以提升父親教養投入水平為目的的親職培訓實踐中，實踐者不僅可從促進婚姻關系的角度著手，亦可從協助父親成為母親的“好幫手”開始，鼓勵父親在協同教養關系中積極作為，如在協同教養中多做些促進家庭“團結”的舉動\\(用身體語言向妻子/孩子表達情感等\\)，或在協同教養過程中與母親保持“一致”\\(當孩子做錯事時，和妻子的處理保持一致等\\)。也就是說，從婚姻關系和協同教養關系入手的雙管齊下，可逐漸將父親從兒童教養的“配角”轉變為與母親發揮同等親職功能的“主角”。
5、結論
\\(1\\)溢出、補償和交叉效應同時存在于父母婚姻滿意度、父母協同教養與父親教養投入三者之間。
\\(2\\)以協同教養的團結或一致維度為中介變量時，父親的協同教養行為可完全或部分中介父親婚姻滿意度對父親教養投入的影響，母親的婚姻滿意度和母親的協同教養行為對父親教養投入均沒有影響;以協同教養的沖突或貶低維度為中介變量時，父母的婚姻滿意度直接對父親教養投入產生影響，父母的協同教養行為不存在中介作用。
