堅毅力的代際傳遞：父母教養方式的中介作用

/堅毅力的代際傳遞：父母教養方式的中介作用【摘要】從代際傳遞的角度，考察父母堅毅力和子女堅毅力的關系，同時檢驗教養方式在二者之間的中介作用。方法：采用問卷法對北京市三所中學初一、初二年級共302名青少年及其父母的數據進行調查，研究工具采用堅毅力問卷(Grit-Scales)、父母教養方式問卷(PBI)。結果：(1)父親和母親的堅毅力總分及兩個維度興趣一致性、堅持努力均可正向預測青少年堅毅力總分及各維度；(2)父親教養方式的關愛維度在父親堅毅力與孩子堅毅力之間起中介作用，母親教養方式的關愛維度在母親堅毅力與孩子堅毅力之間起中介作用。結論：堅毅力存在代際之間的傳遞，并且教養方式的關愛維度在代際傳遞過程中起部分中介作用?！娟P鍵詞】堅毅力；代際傳遞；父母教養方式 1引言 堅毅力，是日常生活中最常被人提及和贊揚的一種積極心理品質。在心理學研究領域，堅毅力的概念最早由美國心理學家Duckworth等人(2007)提出，她將堅毅力定義為對某一目標長期的堅持和熱情，堅毅的人即使在遭遇挫折或失敗時依然會持續努力而不會輕易放棄。堅毅力包含了兩個維度，對某一長期目標持久的熱情(興趣一致性)和堅韌不拔的努力(堅持努力)。研究表明，堅毅力比智商、大五人格中的盡責性更能準確地預測高中生的學業成績(Duckworth&Quinn，2009)；堅毅力水平高的人更有可能從高中畢業、更不可能離婚(Eskreis-Winkleretal.，2014；Rimfeldetal.，2016)；在如銷售、特種部隊、住院醫師、新入職教師等高壓力高挑戰性職業領域，堅毅力高的個體更不容易在中途放棄，更能堅持到最后(Duckworth，2014；Duckworthetal.，2007；Roberson-Kraft&Duckworth，2014；Sallesetal.，2014)；此外，還有研究發現，在面對壓力性生活事件時，堅毅力是一種重要的保護性因素，可以減少青少年的藥物濫用和其他危險行為(Guerreroetal.，2016)。 代際傳遞是指父母所具有的能力、特征、行為、觀念等傳遞給子女的現象，在心理學實證層面上，代際傳遞表現為父母特征與子女相應特征存在一定程度的相關，且親代特征對子代相應特征有一定的預測性(池麗萍，俞國良，2011)。以往對于代際傳承的研究較多集中于抑郁、焦慮、攻擊性等消極特征和行為(Hammenetal.，2012；Saxbeetal.，2016；馬月等，2016)。同時，也有一些研究證據表明，自我控制、信任、幸福感等積極心理特征也存在代際傳遞現象(Avakame，1998；池麗萍，2013；張興慧等，2015)。堅毅力作為一種較為穩定的積極人格特征，也存在代際傳承的可能。有學者在英國4642個16歲雙胞胎樣板的研究中發現，遺傳可以解釋堅毅力堅持努力維度的37%，興趣一致性維度的20%(Rimfeldetal.，2016)，這個研究說明堅毅力是有一定的遺傳性的。但目前尚未有研究者以子代親代兩代人為樣本，對堅毅力的代際傳承進行過實證研究。如果實證研究能證明堅毅力存在代際傳承的效應，將能啟發父母，從自身做起，提高自己的堅毅力，對孩子產生潛移默化的積極影響。同時，堅毅力是比智商更能預測學業或事業成功的個人特質，且比智商更易于干預(Duckworthetal.，2007)，而青春期又是性格形成的關鍵期和轉型期，如果家庭和學校能在這個階段對青少年進行積極干預，培養其養成堅毅的性格，將會使其終身受益。但想要形成行之有效的干預方案，首先要了解堅毅力的形成機制。以往對堅毅力影響因素的探索多是從個體自身一些特質和堅毅力之間的關系的角度，如目標承諾、成長型/防御型思維、積極/消極解釋風格、依戀風格等(Duckworth&Quinn，2009；Hilletal.，2014；Mandelbaum，2016；Westetal.，2015)。如果能夠從代際的角度去研究堅毅力的形成和影響機制，將父母的堅毅力水平和子女的堅毅力水平放在一個模型中去觀察和研究，將能多層次、更全面的揭示出青少年堅毅力的形成和影響機制。 此外，近來有越來越多的證據表明堅毅力的兩維度對于學業表現的預測力存在差異，堅持努力維度的預測力顯著大于興趣一致性維度，并有學者據此提出堅毅力這一概念的效度主要體現在堅持努力維度(Credéetal.，2017)。本研究在檢驗堅毅力的代際傳遞時，為了更清晰的考察父母堅毅力對子女堅毅力的影響機制及堅毅力兩維度的不同作用，將對堅毅力的總分和兩個維度興趣一致性、堅持努力分別進行檢驗。 父母教養方式是指父母在撫養和教育子女的過程中所表現出的相對穩定的行為風格和特征(Parker，1979)。在以往代際傳承的研究中，教養方式是重要的中介變量。例如，有研究發現父母的教養方式在親代子代的抑郁、反社會行為、攻擊行為之間均起中介作用(Haroldetal.，2011)；母親的教養方式在母親焦慮和子女焦慮之間起中介作用(Brennanetal.，2001)。已有研究發現，父母為民主型的青少年堅毅力得分顯著高于父母為放任型的青少年，父母的溫暖和權威的結合，有利于培養青少年的堅毅力(Levy&Steele，2011)；安全型依戀可顯著正向預測堅毅力水平，焦慮型依戀和回避型依戀則顯著負向預測堅毅力水平(Mandelbaum，2016)。同時，父母的人格特質也會影響父母的教養方式，盡管在目前的文獻中沒有找到父母堅毅力與父母教養方式的關系的相關研究，但可以借鑒相近變量的研究結果，如父母大五人格中的盡責性的可以正向預測父母對子女的溫暖關愛(Clarketal.，2000)；高盡責性父母在教養子女時會傾向于采取權威型的教養方式，在給予子女溫暖和幫助的同時，也會對子女的行為設定限制，以減少孩子行為問題(Pamellaetal.，2009)。此外，堅毅力還與幸福感高度相關(Arghavanetal.，2014；Mia，2015)，而高幸福感的個體有更傾向于采取積極的教養方式(張興慧等，2015)。因此，高堅毅力的個體更有可能傾向于采取積極的子女教養方式。綜上所述，我們推測父母的教養方式在堅毅力的代際傳承中起了中介作用。 由于在家庭中，養育子女是由夫妻雙方共同完成的，因此本研究還考慮到了父母各自的堅毅力和教養方式與子女堅毅力之間的交互作用。父親和母親作為孩子的共同撫養者，兩人的撫養過程并非獨立完成，而是夫妻雙方互相影響，形成一個家庭系統(Kennyetal.，2006)。父母各自的堅毅力水平不僅會影響自身的教養方式，也可能會影響配偶的教養方式。本研究將使用主客體互倚模型APIM(Actor-PartnerInterdependenceModel)來研究父母雙方的堅毅力和教養方式的相互依賴和相互影響。APIM是研究成對數據和交互作用的有效手段，能同時考察兩種效應：主體效應(actoreffects)，即個體的結果變量受到自身預測變量的影響；客體效應(partnereffects)，即個體的結果變量受到成對關系中另一方預測變量的影響，體現了成對數據的互倚性(Kenny&Ledermann，2010)。APIM方法在估計主體效應時能扣除客體效應的影響，提高效應估計的準確性，降低犯錯的可能性，是分析對子間相互影響作用的良好辦法。在本研究中，如果父親和母親的堅毅力能夠預測自身的教養方式，則存在主體效應，如果父親和母親的堅毅力能夠預測對方的教養方式，則存在客體效應。 本文的研究假設如下：(1)親代子代的堅毅力之間存在代際效應；(2)父母的堅毅力不僅可以直接影響孩子的堅毅力，還可以通過教養方式的中介作用間接影響子女的堅毅力，假設模型如圖1所示。 圖1堅毅力的代際傳承效應及中介效應的假設模型 2方法 2.1研究被試 采取方便取樣的方式，向北京市三所普通中學初中部初一初二的510名學生及其父母發放調查問卷，問卷分孩子問卷和家長問卷，孩子問卷包括父母教養方式問卷、堅毅力問卷，由孩子自己填寫；家長問卷包括基本信息和堅毅力問卷，由父親和母親分別填寫。共回收孩子問卷488份，回收率95.7%；回收父親問卷306份，回收率60.0%；共回收母親問卷389份，回收率76.3%。再用學號將孩子、爸爸、媽媽三方問卷進行成對匹配，剔除缺失父母一方或雙方數據的問卷，最后回收的孩子爸爸媽媽三方數據完整的家庭問卷302份，有效率為59.2%。 在這302份成對數據中，青少年平均年齡13.1(SD=0.72)，初一學生149名(占49.4%)，初二學生153名(占50.6%)；男生141名(占46.7%)，女生161名(占53.3%)；獨生子女157名(占52.0%)，非獨生子女145名(占48.0%)。 父親平均年齡40.63歲(SD=5.18)，母親平均年齡38.34歲(SD=5.23)。父親學歷在小學及以下3.0%，初中32.1%，高中26.8%，大學本科(含大專)36.1%，研究生及以上2.0%；母親學歷在小學及以下3.3%，初中35.4%，高中31.4%，大學本科(含大專)28.9%，研究生及以上1.0%。父親收入在2000元以下17.9%，2000到5000元43.7%，5000到10000元27.8%，10000元以上10.6%；母親收入在2000元以下27.2%，2000到5000元的45.0%，5000到10000元21.2%，10000元以上6.6%。 本研究將青少年的家庭結構分為：父母撫養(多數時候與父母住在一起，不與爺爺奶奶或姥爺姥姥同住)、父母和祖輩共同撫養(多數時候與父母和爺爺奶奶或姥爺姥姥同住)、祖輩撫養(多數時候住在爺爺奶奶或姥爺姥姥家，不與父母同住)、其他。數據統計結果：父母撫養104人(占34.4%)，父母祖輩共同撫養113人(占37.4%)、祖輩撫養80人(占26.5%)、其他5人(占1.7%)。 2.2測量工具 2.2.1堅毅力量表 堅毅力量表(Grit-Scales)由Duckworth等人(2007)編制，該量表分兩個維度：興趣一致性和堅持努力。共包含12個條目，其中第1、3、5、6、10、12題測量的是興趣一致性維度，為反向計分，例如“每隔幾個月我會對新的事物感興趣”；第2、4、7、8、9、11題測量的是堅持努力維度，例如“我很勤奮”。量表的適用范圍為兒童到成年人(Duckworth，2007；Duckworth&Quinn，2009)。堅毅力量表采用李克特5點評分，從1到5分別表示“一點都不像我”“不太像我”“不確定”、“有點像我”、“特別像我”，分數越高代表毅力水平越高。謝娜等人(2017)對其進行了中文修訂，修訂后的量表仍包括興趣一致性和堅持努力兩個維度。本研究中，孩子問卷、父親問卷、母親問卷的量表整體Cronbach'sα系數為0.74、0.76、0.73，興趣一致性分量表Cronbach'sα系數分別為0.78、0.80、0.79，堅持努力分量表的Cronbach'sα系數分別為和0.74、0.76、0.72。經檢驗，量表有良好的內容效度和結構效度(孩子問卷KMO=0.89，/df=3.99，NFI=0.97，CFI=0.99，TLI=0.96，RMSEA=0.042；父親問卷KMO=0.92，/df=3.97，NFI=0.92，CFI=0.97，TLI=0.98，RMSEA=0.046；母親問卷：KMO=0.87，/df=4.23，NFI=0.91，CFI=0.91，TLI=0.90，RMSEA=0.052)。 2.2.2父母教養方式量表 父母教養方式量表(ParentalBondingInstrument，PBI)由澳大利亞新南威爾士大學的Parker等人(1979)編制，為自評問卷，用于測量個體16歲以前的父母教養方式。以往研究表明，PBI有良好的信效度，被廣泛應用于臨床和非臨床研究領域中(蔣獎等，2009)。同時，該量表的中文修訂版具有較高的信效度，適用于中國文化背景下的研究(楊紅君等，2009)。本研究采用楊紅君等人于2009年修訂的PBI中文版本，由青少年被試填寫。PBI量表可分為兩因素(關愛、控制)、三因素(關愛、控制、鼓勵自主)、四因素(關愛、冷漠、控制、鼓勵自主)模型。以往的研究證明父母的關愛和控制是與子女的堅毅力顯著相關的兩個維度(Waring，2015)，因此本研究采用兩因素模型。量表的父親版(PBI-F)和母親版(PBI-M)的量表條目、維度完全一致，各包括25個項目，關愛維度包括第1、5、6、11、12、17、2、4、14、16、18、24題，如“爸爸/媽媽總是用溫和友好的語氣與我說話”、“爸爸/媽媽對我很疼愛”；控制維度包括第8、9、10、13、19、20、23、3、7、15、21、22、25題，如“爸爸/媽媽試圖控制我做的每一件事”、“爸爸/媽媽常常侵犯我的隱私”。第2、4、14、16、18、21、22、24、25題為反向計分。該量表采用李克特4點評分，從0到3分別為“非常不符合”、“比較不符合”、“比較符合”、“非常符合”，分數越高表示父母關愛/控制水平越高。本研究中，PBI-F分量表父親關愛、父親控制的Cronbach'sα系數分別為0.84，0.75。PBI-M分量表母親關愛、母親控制的Cronbach'sα系數分別為0.82，0.72。經檢驗，量表有良好的內容效度和結構效度(PBI-M：KMO=0.91，/df=4.27，NFI=0.95，CFI=0.97，TLI=0.96，RMSEA=0.055；PBI-F：KMO=0.82，/df=3.57，NFI=0.91，CFI=0.95，TLI=0.93，RMSEA=0.056)。 2.3研究程序 主試為經過嚴格培訓的心理學研究生，以班級為單位集體施測，所有需要青少年填寫的問卷當場回收；將裝有父母知情同意書和需要父母填寫的問卷的信封發放給青少年，由學生帶回家中請父母填寫，第二天交給班主任老師，最后由主試統一收回。 2.4數據處理 本研究采用SPSS19.0和Mplus7.0軟件，對數據進行分析。其中，中介檢驗的回歸系數顯著性檢驗使用了Hays編制的SPSSprocess宏程序，采用Bootstrap方法(重復抽樣5000次)，該方法在數據不服從正態分布的情況下可以獲得參數估計的穩健標準誤，從而提高統計檢驗的準確性和功效(吳艷，溫忠麟，2011；溫忠麟，葉寶娟，2014)。 3結果 3.1共同方法偏差的控制和檢驗 由于本研究的問卷數據是通過集體施測和自評問卷的方式收集的，可能會存在共同方法偏差的問題(周浩，龍立榮，2004)。因此，本研究采用非記名式、部分題項反向計分、反應語句不同的方法，對共同方法偏差進行了程序控制。數據收集完成后，采用Harman單因子檢驗法對堅毅力、父母教養方式等變量全部放入了一個探索性因素分析中。檢驗結果發現， 孩子、母親和父親報告的數據中分別有13個、3個和4個特征值大于1的因子，第一個因子解釋變異量分別為20.56%、11.40%、16.21%。所有因子的方差貢獻率均低于40%的臨界標準，說明共同方法偏差不嚴重(Ashford&Tsui，1991)。 3.2青少年堅毅力的描述性統計和差異分析 本研究考察了青少年的堅毅力及兩個維度興趣一致性和堅持努力，堅毅力總分的平均分在3分以上，說明青少年堅毅水平處于中等水平；具體從這兩個維度來看，興趣一致性維度和堅持努力維度的平均分也在3分以上，處于中等水平(結果見表1)。對不同性別、年級、父母收入、父母學歷、是否獨生的青少年的堅毅力以及各維度進行獨立樣本t檢驗和F檢驗，結果發現，均不存在顯著性差異(p＞0.05)。 采用單因素ANOVA檢驗發現，不同家庭撫養方式的青少年堅毅力總分(F=4.56，p＜0.01，df=3，=0.27)和興趣一致性維度(F=7.37，p＜0.001，df=3，=0.96)存在顯著性差異。事后檢驗發現，父母撫養和父母祖輩共同撫養的青少年在堅毅力總分和興趣一致性維度上顯著高于祖輩撫養和其他撫養方式的青少年。 3.3父母堅毅力對青少年堅毅力的預測：代際傳遞的效應 采用相關檢驗發現，父母與子女在堅毅力總分及興趣一致性和堅持努力維度上呈現顯著的正相關(p＜0.01)，結果見表1。 3.4青少年父母教養方式的描述統計 為了了解青少年父母教養方式的總體情況，對其各維度進行統計，結果如表2。由于本研究所用的父母教養方式量表(PBI)采取0到3的4點式計分，因此各維度的理論中值為1.5。從表1可以看出，父親和母親的關愛維度均高于理論中值，控制維度均低于理論中值。對不同性別的青少年的父母教養方式關愛維度和控制維度進行獨立樣本t檢驗發現，男生在父、母控制維度上顯著高于女生(p＜0.05)；在父母關愛維度上，男生女生沒有顯著的性別差異(p＞0.05)，結果見表3。對不同年級、是否獨生的青少年的父母關愛維度和控制維度進行獨立樣本t檢驗，結果發現，均不存在顯著性差異(p＞0.05)。 3.5教養方式在堅毅力代際傳遞中的中介作用 根據溫忠麟和葉寶娟(2014)的中介分析步驟，結合Hays在2012編制的SPSSProcess中的模型4。先將所有變量做標準化處理，在控制了性別、年級、是否獨生、家庭結構的條件下，分別檢驗父親和母親教養方式的兩個維度關愛、控制在親代和子代堅毅力間的中介效應。檢驗結果(圖2)，父母堅毅力總分及興趣一致性、堅持努力維度對父母關愛的正向預測作用顯著；父母關愛對子女堅毅力總分及興趣一致性、堅持努力維度的正向預測作用顯著；父母堅毅力及各維度對子女堅毅力及各維度直接預測作用顯著；此外，教養方式關愛維度的中介效應的bootstrap95%置信區間均不包括0，因此，父母關愛在父母和子女堅毅力及各維度之間起部分中介作用，假設2成立；父母堅毅力總分及興趣、努力維度對父母控制的正向預測作用不顯著，父母控制對子女堅毅力總分及興趣、努力維度的正向預測作用顯著，教養方式控制維度的中介效應的bootstrap95%置信區間均包括0。因此，父母控制在父母和子女堅毅力及各維度之間沒有中介作用(表4)。 3.6父母堅毅力和教養方式的交互作用：基于主客體互倚性模型的分析 本研究采用Mplus7.0建立APIM結構方程模型。從性別來看，異性夫妻中的兩個成員是可區分的，因此為可區分的對子。按照Kenny和Ledermann(2010)建議使用非標準化系數。該模型為飽和模型，卡方與自由度均為零。結果如下(圖2)：父親和母親的堅毅力能顯著正向預測自身的教養方式中的關愛維度，主體效應顯著；母親和父親的堅毅力不能顯著預測對方的教養方式關愛維度，客體效應不顯著。結果表明，父母的堅毅力水平會影響自己對孩子教養方式，但不會影響對方的教養方式，為主體模式。 為驗證成對模式是否為主體模式，限制模型中父母主體效應、客體效應互為相等，限制k等于0(k值作為客體效應與主體效應的比值，如果是主體模式，則k值等于0)，結果發現，(7)=15.55，Δ(1)=1.782，p＞0.05，卡方變化不顯著，支持父母堅毅力對教養方式的影響為主體模式。也就是說，父母各自的教養方式的關愛維度主要受自身堅毅力的影響。 圖2父母堅毅力與教養方式的主客體互倚模型 4討論 4.1青少年堅毅力的總體情況和差異性 本研究中的青少年堅毅力總分和兩維度得分均處于中等水平以上，說明堅毅力發展狀況較好。以往有研究發現堅毅力在性別維度上存在差異(唐銘，2016)，在本研究的樣本中沒有發現性別差異，這與Duckworth等人的研究結果一致(Duckworthetal.，2007；Duckworthetal.，2009)。這可能是因為，隨著社會的發展，生產和社會生活中男女兩性平等的角色正在修整著傳統的性別偏見，尤其在城市，學校和家庭在教育孩子過程中的傳統性別偏見日趨淡化，在環境創設和教養方式上不再拘泥于孩子的性別而限制孩子的發展范圍(許巖等，2006)。在是否獨生這個維度上，本研究的樣本中沒有發現獨生和非獨生的青少年堅毅力具有顯著差異。這可能是因為盡管獨生子女可以得到父母更多的關愛和時間、資源上的投入，有利于堅毅力的提高，但同時父母在教養獨生子女的過程中也會采取更高水平的控制和過度保護，這不利于子女堅毅力的培養；而非獨生子女雖然要分享父母的關愛和家庭資源，但相比獨生子女得到父母的控制更少。因此在對子女堅毅力的影響這一維度上，獨生與否的影響是復雜的。 本研究發現家庭結構對青少年堅毅力有顯著影響：一方面，父母撫養和父母祖輩共同撫養的青少年的堅毅力總分及興趣維度顯著高于祖輩撫養的青少年，這說明了父母在撫養活動中的參與對兒童的堅毅力水平有重要的影響；另一方面，父母撫養和父母祖輩共同撫養的青少年在堅毅力及興趣維度和努力維度上并無顯著差異，這說明了只有在父母完全“缺位”的情況下，祖輩撫養的青少年才會出現較低的堅毅力水平。以往的研究也發現，父母的參與對于孩子的身心健康和積極品質的形成都是有積極意義的，如Edwards和Daire(2003)的研究發現祖輩撫養下兒童的身心發展狀況落后于父母撫養的兒童；Hayslip和Kaminski(2005)在青少年群體中的研究結果也得出了相同的結論。這些都說明了祖輩代替父母作為主要撫養人，對于兒童和青少年的身心發展以及培養包括堅毅力在內的積極心理品質，有著消極的影響。 4.2青少年父母教養方式的總體情況和差異性 本研究結果表明，在青少年父母教養方式中，溫暖關愛的得分較高，父母控制的得分較低。這說明在孩子初中階段，父母所采用的教養方式主要以關愛溫暖的積極教養方式為主，同時會有一些較低水平的控制和過度保護，總體上來說較為積極正面。從青少年父母教養方式的性別差異特點分析，在父母關愛維度上，沒有發現顯著的性別差異；而在父母控制維度上，男生顯著高于女生，這與前人的研究一致(馬存燕等，2007；孟歡歡，2013)。這可能是因為，青春期的男生精力旺盛、叛逆，表現為對家長權威的不服從，容易導致父母對其更多的控制和約束；而女生更多表現為乖巧、聽話，因此女生往往體驗到更少的父母控制。 4.3堅毅力的代際傳承及教養方式的中介作用 本研究結果表明，堅毅力存在親代子代的代際傳遞效應。父親和母親的堅毅力總分都可以顯著正向預測子女的堅毅力總分。中介檢驗發現，父母的堅毅力不僅可以直接影響子女的堅毅力，還可以通過教養方式的中介作用間接影響子女堅毅力。一方面，父母的堅毅力可以顯著正向預測教養方式中的關愛維度。這可能是因為，堅毅水平高的個體有更高的自我控制(Duckworth&Gross，2014)，更少的焦慮和抑郁(Guerreroetal.，2016)，從而在教養子女過程中對情緒和行為的控制更好，能給予子女更多的積極教養；且堅毅力水平高的個體有更強的責任心(Duckworthetal.，2007)，在教養子女的過程中有會投入更多時間和精力去關愛子女。另一方面，父母的高關愛的也能顯著預測更高水平的子女堅毅力。父母在教養過程中給予孩子的關愛，有利于子女獲得更多的自信和效能感，勇于探索自我和挑戰困難，從而發展出更高的堅毅力(Waring，2015)。同時，更高關愛水平的父母在子女遇到困難和挫折的時候，也能更好地幫助他們勇敢地面對挫折和戰勝困難，從而培養出的更高堅毅力水平的子女。 本研究考慮到父母在教養孩子的過程中的交互作用，采用成對數據的主客體互倚模型研究父母各自的堅毅力和教養方式之間是否相互影響，研究結果發現父母的教養方式主要受到自身而非配偶堅毅力的影響，即不存在顯著的客體效應。本研究結果符合Kenny等人(2010)在APIM模型中提出的主體模式，即個體預測變量能夠影響自身的結果變量，而不影響對方的結果變量。Ponnet等人(2013)研究了父母的教養壓力和態度、婚姻關系、教養方式的關系發現，父母各自的教養方式主要受到自身而不是配偶的教養壓力和態度的影響，呈現主體模式；李苗苗等人(2019)的研究也發現，父母各自感知的婚姻質量能夠顯著正向預測自身的親子親密度，但無法顯著預測配偶的親子親密度?？梢?，父母與孩子的互動更多受到自身而非配偶的人格與態度的影響。 此外，中介檢驗還發現，父母的堅毅力無法顯著預測父母教養方式中的控制維度，但父母控制能顯著負向預測孩子的堅毅力水平，因此，父母控制在堅毅力的代際傳承中不起中介作用。這表明，父母堅毅力水平與父母是否對子女采取高控制的教養方式不相關，但高控制的教養方式能夠預測更低的子女堅毅力水平。這可能是因為，父母采取高控制的