父母情绪调节困难与父母情绪社会化行为的关系：基于主客体互倚模型的交叉滞后研究

/父母情绪调节困难与父母情绪社会化行为的关系：基于主客体互倚模型的交叉滞后研究【摘要】为考察父母情绪调节困难与父母情绪社会化行为的纵向二元关系，本研究对1542名四年级学生父母进行了3次追踪测量，通过构建交叉滞后主客体互倚模型来探讨二者的关系。结果发现：(1)父母情绪调节困难与支持型父母情绪社会化行为间存在负向的双向预测关系，与非支持型父母情绪社会化行为间存在正向的双向预测关系；(2)主体效应显著，即父亲和母亲的情绪调节困难可以负向、正向预测自身在下一个时间点的支持型行为和非支持型行为，父亲和母亲的支持型行为和非支持型行为分别可以负向、正向预测自身下一个时间点的情绪调节困难；(3)客体效应部分显著，即父亲和母亲的情绪调节困难可以正向预测其伴侣下一个时间点的非支持型行为。

1问题提出 父母情绪社会化行为(emotion-relatedsocializationbehaviors，ERSBs)是指父母通过所持的情绪理念或观念，在日常亲子互动中所做出的情绪相关的教养行为(Eisenbergetal.，1998；梁宗保等，2012)，可以分为支持型行为和非支持型行为两个维度(Fabesetal.，1990；Fabesetal.，2002)。大量研究已表明，父母情绪社会化行为在塑造儿童的情绪能力、社会适应等方面至关重要(Bakeretal.，2011；Eisenbergetal.，2010；Morrisetal.，2017；梁宗保等，2020)。在小学阶段儿童情绪能力发展尚不充分，易经历较多情绪挑战。家庭是儿童最重要的社会化场所，也是个体最早的情绪社会化场所。在家庭中父母与情绪相关的亲子互动行为可以为儿童提供学习情绪社会化的机会，进而影响儿童的情绪发展(Hanetal.，2015；李晓巍等，2017)。因此，探讨父母情绪社会化行为的意义深远，这也是目前情绪教养领域中最为关注的议题之一。 父母情绪社会化行为作为一种重要的父母教养行为，其影响因素也受到越来越多研究者的关注。情绪社会化的启发模型(AHeuristicModeloftheSocializationofEmotion)对父母情绪社会化行为的影响因素进行了系统分类与论述。该模型指出，父母情绪社会化行为受到儿童特征、父母特征、文化或亚文化特征以及情境等因素的影响(Eisenbergetal.，1998)。其中，父母个体与情绪相关的特征尤为重要(Eisenberg，2020；Morey&Gentzler，2017)。情绪调节困难是指个体情绪调节的失败，或个体在情绪调节过程中的功能失调(Gross&Jazaieri，2014；Rajappaetal.，2012；Thompson，1994)。情绪调节困难的父母可能出现情感不足或情感过度的情况，从而对亲子互动产生不良影响(Dix，1991)。以往横断研究的结果表明，父母情绪调节困难与父母情绪社会化行为存在密切联系。Highlander等人(2021)对3～8岁儿童的父母进行了调查，Seddon等人(2020)对8～12岁儿童的父母进行了调查，均发现父母情绪调节困难与非支持型行为显著正相关，与支持型行为显著负相关。在针对我国儿童父母的研究中也发现了类似结果，Cui等人(2021)调查了6～12岁儿童的父母，发现父母情绪调节困难与非支持型行为显著正相关。然而，横断研究无法得出因果推论，也无法明确因素间作用的方向。仅有的追踪研究只聚焦母亲，发现儿童2岁时母亲的情绪调节困难可以正向预测儿童3岁时母亲的非支持型行为，负向预测母亲的支持型行为(Price&Kiel，2022)。由此可见，有必要采用追踪研究进一步补充验证父亲和母亲的情绪调节困难与其情绪社会化行为的关系。 尽管当前研究尚未发现父母情绪社会化行为对父母情绪调节困难的影响，但基于家庭系统理论可以推论，父母情绪调节困难既能影响父母情绪社会化行为，也可能受到父母情绪社会化行为的影响。家庭系统理论认为家庭是一个系统，强调家庭中的子系统之间存在动态的相互作用(Cox&Paley，1997，2003)。已有研究发现，父母个体特征子系统与亲子教养行为子系统之间存在双向预测关系(Daweetal.，2021；Gonzalez&Rodriguez，2023)。因此，在家庭情绪社会化的过程中，父母情绪调节困难作为父母个体的一种情绪特征，父母教养方式作为一种亲子情绪教养行为，二者可能会相互影响。此外，在家庭中，个体的情绪社会化行为可以调控家庭情绪氛围，进而作用于个体的情绪调节能力(Kwonetal.，2022)。家庭因素对儿童情绪调节影响的三重模型(Morrisetal.，2007)指出，父母情绪社会化行为会影响家庭情绪氛围，如父母情绪表达等。相关研究表明，父亲和母亲积极的元情绪理念与其积极的情绪表达呈显著正相关，与消极的情绪表达呈显著负相关(梁宗保等，2012)。而家庭情绪氛围会进一步影响家庭成员的情绪调节能力(Ogbaselaseetal.，2022；Simetal.，2009)，若父母在情绪表达中表现出较高水平的批评、敌意或情绪投入，那么他们出现情绪困难的可能性就更大，尤其是抑郁特征(Ropietal.，2021)。综上，本研究认为父母情绪社会化行为也可能会对父母情绪调节困难产生影响。基于此，提出本研究的假设1：父母情绪调节困难与父母情绪社会化行为之间存在双向关系。具体而言，父母情绪调节困难与支持型父母情绪社会化行为之间存在负向的双向关系，与非支持型父母情绪社会化行为之间存在正向的双向关系。 父亲、母亲在教养中扮演的角色不尽相同(Cummingsetal.，2010；Schachtetal.，2009)，其教养方式既彼此独立，又相互影响(Cox&Paley，1997，2003)。然而，以往研究多关注母亲情绪调节困难与其情绪社会化行为的关系，对父亲关注较少。仅有的研究只是将父亲和母亲作为独立的个体，并未探究父亲与母亲之间的相互作用。Han等人(2015)将7～12岁中国儿童的父亲、母亲分开研究，发现父亲、母亲的情绪调节困难均与其自身的支持型行为显著负相关。主客体互倚模型(actor-partnerinterdependencemodel，APIM)是一种针对成对数据的研究方法，能够很好地解决以往研究中对父母相关变量一视同仁的问题，帮助研究者探讨家庭中重要的成对关系(刘畅，伍新春，2017)。截至目前，仅Li等人(2019)基于主客体互倚模型，考察了6～12岁儿童父母的情绪调节困难、情绪社会化行为与儿童情绪调节能力的关系。结果发现父亲和母亲的情绪调节困难对其自身的情绪社会化行为有显著影响，即存在主体效应；母亲情绪调节困难与父亲支持型行为呈显著负相关，即存在客体效应。但该研究的成对样本数据较少，且为横断数据，而父母情绪调节困难和其情绪社会化行为中的主客体效应仍需要基于大样本的追踪研究进行验证。因此，本研究基于3年追踪的成对数据进一步考察父母情绪调节困难与父母情绪社会化行为之间的关系，并认为在父亲和母亲之间存在交叉效应。基于此，提出本研究的假设2：在父母情绪调节困难和父母情绪社会化行为的双向关系中，既存在主体效应，也存在客体效应。 已有研究虽已证实了父母情绪调节困难与父母情绪社会化行为之间存在一定相关，但大多将父亲和母亲的情绪社会行为作为独立的变量，缺乏对其相互影响关系的探讨(李晓巍等，2017)；且研究大多采用横断数据(Cuietal.，2021；Hanetal.，2015；Highlanderetal.，2021；Seddonetal.，2020)，并不能得出因果推论。综上所述，本研究基于小学儿童父母展开了3次追踪测量，通过构建交叉滞后主客体互倚模型来探讨二者的关系。 2研究方法 2.1研究对象 研究被试来自“中国儿童青少年社会性发展”项目，采用整群抽样的方法。为平衡地区差异，选取南北方各一个城市，共计13所小学(北方10所学校，南方3所学校)的四年级小学生及其父母为研究对象，进行连续3年的追踪测量。本研究在2018年7月(T1)进行第一次施测，共计1668个家庭参与研究，随后每间隔一年进行一次测查。在T1时间，删除存在大量答题缺失问题的家庭样本126个(即缺失值超过整个问卷项目的一半)，剩余有效家庭样本1542个。后因转学、生病请假等原因，在T2时间，参与调查的有效家庭为1429个，流失率7.3%；在T3时间，参与调查的有效家庭为1258个，流失率18.4%。在后续的分析中，允许追踪数据存在缺失值。对缺失数据进行编码(0=缺失，1=完整)并进行独立样本t检验，结果表明，有效家庭样本与流失家庭样本在父亲情绪调节困难[t(1500)=-2.22，p=0.10]、母亲情绪调节困难[t(1528)=-2.04，p=0.79]、父亲支持型行为[t(1513)=1.21，p=0.23]、母亲支持型行为[t(1517)=-0.59，p=0.55]、父亲非支持型行为[t(1511)=-0.63，p=0.53]以及母亲非支持型行为[t(1515)=-1.06，p=0.29]上均不存在显著差异，可认为被试不存在结构化流失。本研究最终保留有效家庭样本1542个，其中男生816人(52.9%)，父亲平均年龄为43.16±8.19岁，母亲平均年龄为40.48±7.88岁。 2.2研究工具 2.2.1父母情绪社会化行为 采用修订后的中国父母对儿童消极情绪应对方式量表(青少年版)(CopingwithChildren'sNegativeEmotionScale-Adolescence，CCNES-A)(蒋柳青，2023)，包括6种中国儿童常见的消极情绪情境，相应的父母反应行为分为6种类型：鼓励表达、聚焦情绪、聚焦问题、最小化反应、惩罚和父母痛苦。其中，前四种属于支持型行为，后两种属于非支持型行为。采用7点计分，从1=“非常不可能”，到7=“很有可能”。计算每个维度的平均分，分数越高表示父母越倾向于使用该种行为应对儿童的消极情绪。该问卷由父母分别填写。三次测验中，父亲支持型行为的内部一致性α系数分别为0.926、0.936、0.947，母亲支持型行为的内部一致性α系数分别为0.917、0.926、0.933；父亲非支持型行为的内部一致性α系数分别为0.847、0.863、0.892，母亲非支持型行为的内部一致性α系数分别为0.848、0.862、0.889。 2.2.2情绪调节困难 采用Victor和Klonsky(2016)修订的简版情绪调节能力困难量表(DifficultiesinEmotionRegulationScale，DERS-18)，共包含18个项目，包括6个维度：情绪觉察困难、情绪理解困难、目标定向困难、冲动控制困难、情绪反应接受困难和调节策略使用困难。采用5点计分，从1=“几乎从不”，到5=“几乎总是”。分数越高表示父母的情绪调节困难程度越大。该问卷由父母分别填写。三次测验中，父亲的内部一致性α系数分别为0.896、0.892、0.908，母亲的内部一致性α系数分别为0.890、0.895、0.903。 2.2.3人口学变量 通过背景问卷了解被试的人口统计学信息。儿童报告了自身性别、年龄和家庭拥有物，对于家庭拥有物，本研究调查了家中指定物品(电视机、电脑等7种)的数量是多少，采用4点计分(1=“没有”，2=“1件”，3=“2件”，4=“3件及以上”)，计算均值代表家庭拥有物的得分。父母分别报告了自身年龄、受教育程度和职业。对于父母受教育程度，将父母的受教育程度划分为5个等级，即“小学及以下”“初中”“高中或中专”“大学”和“研究生及以上”，采用父亲和母亲受教育程度的均值作为父母受教育程度。对于父母职业，采用师保国和申继亮(2007)制定的职业分类标准，将父母职业划分为5个水平，并分别编码为(1)临时工、失业、待业人员、非技术及农业劳动者阶层，如农民；(2)体力劳动工人和个体经营人员、技术工及同级工作者，如建筑工人；(3)一般管理人员与一般专业技术人员、事务性工作人员，如售货员、司机等；(4)中层管理人员与中层专业技术人员、助理专业人员，如教师、医生、技师等；(5)职业高级管理人员与高级专业技术人员、专业主管人员，如公务员、公司经理、工头等。用父亲和母亲职业的得分均值代表父母职业的得分。在本研究中，借鉴经济合作与发展组织(OECD，2012)的计算方式，通过因素分析方法，将父母受教育程度均值、父母职业均值以及家庭拥有物合成家庭社会经济地位(SES)，SES=(β1*Z受教育程度+β2*Z职业+β3*Z家庭拥有物)/εf，其中Z受教育程度、Z职业和Z家庭拥有物为各自变量的标准化值，β1至β3为因子载荷，εf为第一个主因子的特征值。 2.3施测过程 在征得学校、学生、家长同意后，由经受过专业培训的心理学专业研究生作为主试，以班级为单位组织实测。学生问卷由学生现场填写完毕后统一收回，父母问卷由学生带回家交由其父母完成，第二天带回学校统一收齐寄回。在本研究中，儿童版人口学信息的问卷由儿童填写，父母版人口学信息问卷、中国父母对儿童消极情绪应对方式量表(青少年版)和情绪调节能力困难量表由父亲和母亲分别填写。 2.4数据分析 本研究的数据分析共分为三个步骤。首先，使用SPSS26.0软件进行数据预处理、缺失数据处理、描述性统计和相关分析等。然后，采用Mplus8.3进行测量等价性检验，分别建立形态等同、因子载荷等同和截距等同模型。参照Cheung和Rensvold(2002)的标准，在大样本研究的模型比较中使用ΔCFI这一指标，它不受模型参数和样本量的影响。当ΔCFI≤0.01时，接受测量不变性假设。最后，采用Mplus8.3构建交叉滞后的主客体互倚模型，分别考察父母情绪调节困难与父母支持性、非支持性情绪社会化行为在3个时间点上的相互作用，以及主体效应和客体效应。其中，主体效应是指相同个体的预测变量与结果变量之间产生的效应，而客体效应是指在某一个体的预测变量与另一个体的结果变量之间产生的效应(何娟等，2018)。该模型可以：(1)解释父母双方之间潜在的相互依赖关系；(2)同时估计父母自身(即主体的影响)和彼此间的影响(即客体的影响)；以及(3)更合理地估计关系的方向性。每个时间点的父母情绪调节困难和父母情绪社会化行为均用各个维度分合成潜变量进行计算。参照Hooper等人(2008)的标准，当模型的χ2值不显著，CFI＞0.90，RMSEA＜0.06，SRMR＜0.08时，可以认为模型的拟合程度较好。 3结果 3.1共同方法偏差检验 由于父母情绪调节困难和父母情绪社会化行为均为父母报告，可能会产生共同方法偏差。采用Harman单因子检验法进行共同方法偏差的检验(周浩，龙立荣，2004)。由于本研究为纵向研究设计，故分别对三次测量数据的共同方法偏差进行检验。检验结果表明，在三次测量中，特征值大于1的因子分别有18个、19个、16个，第一个因子解释的变异量分别为18.55%、19.14%、22.53%，均小于40%的临界标准。因此，可认为本研究不存在明显的共同方法偏差。 3.2描述性统计和相关 表1为父母情绪调节困难和父母情绪社会化行为在三个测量时间点得分的均值、标准差和皮尔逊相关系数矩阵。总体而言，比起非支持型行为，父亲和母亲会更多地采取支持型行为。三个时间点的父母情绪调节困难与父母支持型行为均呈现显著的负相关，与父母非支持型行为均呈现显著的正相关。此外，父母情绪调节困难三年间均呈显著的正相关关系，父母情绪社会化行为三年间也呈显著的正相关关系。 此外，鉴于家庭社会经济地位在父母情绪特征对育儿实践的影响中存在重要作用(Crandalletal.，2015；Taraban&Shaw，2018)，且本研究中SES与所有变量均显著相关(p＜0.05)。因此将SES作为控制变量，在模型中加以控制。 3.3测量等价性 分别建立两个变量三次测量的形态等同、因子载荷等同和截距等同模型以检验其纵向测量等价性，模型拟合情况见表2和表3。结果表明，父母情绪调节困难和父母情绪社会化行为均满足跨时间测量的形态等同、载荷等同和截距等同(ΔCFIs≤0.01)。因此，可以进行进一步的交叉滞后分析。 3.4交叉滞后主客体互倚模型 构建父母情绪调节困难与父母支持型行为的交叉滞后主客体互倚模型，即饱和模型(M1)。在模型中，允许三个时间点的相同观测变量和同一时间点潜变量误差相关(Little，2013)。随后，对模型进行限定(M2)，即限定父亲和母亲在相同变量上的自回归效应/主体效应(如TlFD→T2FD→T3FD和T1MD→T2MD→T3MD)相等、客体效应(如T1FD→T2MD、T2FD→T3MD、T1MD→T2FD和T2MD→T3FD)相等；在不同变量上的主体效应(如T1FD→T2FC_S、T2FD→T3FC_S、T1MD→T2MC_S和T2MD→T3MC_S)相等、客体效应(如T1FD→T2MC_S、T2FD→T3MC_S、T1MD→T2FC_S和T2MD→T3FC_S)相等。同样地，构建父母情绪调节困难与父母非支持型行为的饱和模型(M3)，并对模型进行限定(M4)。拟合结果见表4。与M1、M3相比，M2、M4均满足Δχ2(Δdf)显著，且ΔCFI≤0.01，即M2与M1的差异不显著，M4与M3的差异不显著。依照简化原则，选择M2、M4作为最终模型。 M2与M4的标准化系数见图1。由图1(a)可知，三次测量中，父母情绪调节困难和支持型行为均具有较强的稳定性，自回归路径系数在0.39～0.52之间(p＜0.001)。支持型行为的客体效应显著，即父亲支持型行为可以预测母亲支持型行为在下一个时间点的水平(T1→T2：β=0.09，p＜0.001；T2→T3：β=0.09，p＜0.001)，母亲支持型行为也可以预测父亲支持型行为在下一个时间点的水平(T1→T2：β=0.08，p＜0.001；T2→T3：β=0.07，p＜0.001)。父母情绪调节困难对支持型行为的主体效应显著，即父亲情绪调节困难可以负向预测父亲在下一个时间点的支持型行为(T1→T2：β=-0.07，p＜0.01；T2→T3：β=-0.06，p＜0.01)，母亲情绪调节困难也可以负向预测母亲在下一个时间点的支持型行为(T1→T2：β=-0.07，p＜0.001；T2→T3：β=-0.07，p＜0.01)。支持型行为对父母情绪调节困难的主体效应显著，即父亲支持型行为可以负向预测父亲在下一个时间点的情绪调节困难(T1→T2：β=-0.06，p＜0.01；T2→T3：β=-0.06，p＜0.01)，母亲支持型行为也可以负向预测母亲在下一个时间点的情绪调节困难(T1→T2：β=-0.06，p＜0.01；T2→T3：β=-0.06，p＜0.01)。 图1交叉滞后主客体互倚模型 由图1(b)可知，三次测量中，非支持型行为具有较强的稳定性，自回归路径系数在0.40～0.45之间(p＜0.001)。父母情绪调节困难对非支持型行为的主体效应显著，即父亲情绪调节困难可以正向预测父亲在下一个时间点的非支持型行为(T1→T2：β=0.14，p＜0.001；T2→T3：β=0.12，p＜0.001)，母亲情绪调节困难也可以正向预测母亲在下一个时间点的非支持型行为(T1→T2：β=0.13，p＜0.001；T2→T3：β=0.12，p＜0.001)；客体效应也显著，即父亲情绪调节困难可以正向预测母亲在下一个时间点的非支持型行为(T1→T2：β=0.07，p＜0.01；T2→T3：β=0.06，p＜0.01)，母亲情绪调节困难也可以正向预测父亲在下一个时间点的非支持型行为(T1→T2：β=0.06，p＜0.01；T2→T3：β=0.05，p＜0.01)。非支持型行为对父母情绪调节困难的主体效应显著，即父亲非支持型行为可以正向预测父亲在下一个时间点的情绪调节困难(T1→T2：β=0.12，p＜0.001；T2→T3：β=0.12，p＜0.001)，母亲非支持型行为也可以正向预测母亲在下一个时间点的情绪调节困难(T1→T2：β=0.13，p＜0.001；T2→T3：β=0.13，p＜0.001)。 4讨论 本研究采用交叉滞后主客体互倚模型，考察了小学四年级至六年级间，父母情绪调节困难与父母情绪社会化行为之间的纵向关系。研究结果表明：父母情绪调节困难与父母情绪社会化行为之间存在双向预测的关系，父母情绪调节困难对支持型行为、非支持型行为的主体效应均显著，父母支持型行为、非支持型行为对父母情绪调节困难的主体效应均显著；父母情绪调节困难对非支持型行为的客体效应显著；父母支持型行为的客体效应显著。 4.1父母情绪调节困难与父母情绪社会化行为的关系：主体效应 本研究的结果发现，父母情绪调节困难和父母情绪社会化行为间存在双向关系，即二者间存在显著的双向主体效应，证实了研究假设1。该结果验证了Eisenberg等人(1998)提出的情绪社会化的启发模型，为模型中父母特征对其情绪社会化行为的影响提供了追踪研究的证据。同时，也为家庭系统理论在家庭情绪社会化过程中的拓展提供了支撑。 (T1=第一个时间点，T2=第二个时间点，T3=第三个时间点。所有T2变量之间相关关系的估计方法与T1和T3变量之间相关关系的估计方法相同。不显著的路径没有在图中标注。在T1加入控制变量，即家庭社会经济地位。为使图片呈现更加清晰，图1中没有标注这些线) 家庭系统理论认为家庭作为一个系统，各个子系统之间互相依赖、互相影响(Cox&Paley，1997，2003)。本研究的结果发现，父母个体的情绪子系统与亲子情绪子系统之间存在双向影响关系(Dotyetal.，2017)。具体而言，一方面，本研究发现父母个体的情绪特征能显著预测亲子情绪互动特征，即父母情绪调节困难可以负向预测自身在下一个时间点的支持型行为，正向预测自身在下一个时间点的非支持型行为，这与以往横断研究结果一致(Cuietal.，2021；Highlanderetal.，2021；Seddonetal.，2020)。根据Gratz和Roemer(2004)的情绪调节多成分模型，情绪调节困难的个体往往缺乏某种或某些与情绪相关的能力，包括认识和理解情绪的能力、接纳情绪的能力、控制冲动行为的能力和调节情绪的能力。因此，情绪调节困难程度高的父母通常伴随着较差的自我情绪调节技能、较多的消极情绪体验，并且缺乏应对儿童消极情绪的心理资源(Are&Shaffer，2016；Hanetal.，2015；Morelenetal.，2016)。在面对子女消极情绪时，他们更有可能抑制儿童消极情绪的表达，甚至出现自身的情绪适应不良，并采取惩罚等非支持型行为。而支持型行为可能需要大量的精力和努力，父母的情绪调节困难往往会消耗其认知资源(Are&Shaffer，2016；Hanetal.，2015)，令父母难以采取支持型行为。这与情绪社会化的启发模型一致，即父母个体特征会影响其情绪社会化行为，在调节情绪方面存在困难的父母，无法恰当地表现和管理自己的情绪，会采取更消极的情绪社会化行为。 另一方面，本研究首次发现亲子情绪互动特征能够显著预测父母个体的情绪特征，即父母支持型、非支持型情绪社会化行为分别可以负向、正向预测自身在下一个时间点的情绪调节困难。可能的原因有：首先，家庭系统理论指出，家庭中的子系统之间能够动态地相互影响(Cox&Paley，1997，2003)。亲子子系统能够影响父母子系统，在情绪教养领域亦如此。因此，父母情绪社会化行为作为亲子子系统内的变量，可能对父母子系统内的情绪调节困难产生影响。其次，父母情绪社会化行为可能通过影响家庭情绪氛围，进而对父母情绪调节困难产生影响。家庭因素对儿童情绪调节影响的三重模型(Morrisetal.，2007)指出，家庭情绪氛围与父母情绪社会化行为之间存在相互影响。父母的支持型行为有助于营造出更加积极、和谐的家庭情绪氛围，进一步增强家庭成员的情绪调节能力，降低父母的情绪调节困难水平(Ropietal.，2021)。此外，长期采取非支持型行为往往会使父母产生消极情绪，若父母无法适应，那么自身也会产生情绪调节困难的情况(Gross&Jazaieri，2014；Rajappaetal.，2012；Thompson，1994)。 4.2父母情绪调节困难与父母情绪社会化行为的关系：客体效应 本研究进一步揭示，父母情绪调节困难与父母情绪社会化行为的双向关系中也存在显著的客体效应，证实了研究假设2。这一发现为家庭系统理论的溢出假设提供了基于家庭情绪社会化过程的实证支撑。 具体而言，本研究发现，父母情绪调节困难可以正向预测其伴侣在下一个时间点的非支持型行为。一个可能的解释是，父母的情绪调节困难可能会引发婚姻冲突，进而导致其伴侣在育儿中采取更加消极的情绪社会化行为(Lietal.，2019)。情绪调节困难的父母往往存在情绪障碍，情绪调节能力较差，无法有效化解家庭冲突，从而导致其婚姻质量降低(Feeney，1999)。根据溢出假设理论，家庭成员的某种情感或行为会从一种关系或情境转移到另一种关系或情境中(Erel&Burman，1995)。在夫妻系统中，若父母的婚姻质量较差，将会溢出到亲子系统，影响父母的教养方式(Belsky，1984；Morrisetal.，2007)。在面对儿童的消极情绪时，若父母的婚姻关系忠诚而和谐，那么他们会更倾向于采用支持型的方式，在家庭中也会表达更多积极的情绪；而若父母的婚姻中充满了矛盾和冲突，那么他们会更倾向于采用非支持型的方式，并且时常以消极的情绪来面对家人(Wongetal.，2009)。因此，父亲和母亲的情绪调节困难可能会导致其伴侣在对儿童进行情绪教养时，采取更多非支持型行为。与本研究的结果不同，Li等人(2019)的横断研究仅发现了母亲情绪调节困难对父亲的支持型行为的客体效应。然而，本研究并未发现该客体效应。这可能是因为，父母情绪调节困难是父母个体消极的特征，父母消极特征的破坏性更大，传染性更强，因此在家庭系统中发生