共同抚养家庭中的代际关系动态：从系统理论视角进行的横截面分析

《Frontiers in Psychology》：Intergenerational relational dynamics in co-parenting families: a cross-sectional analysis through a systemic theoretical lens

　　**摘要**

**引言**：在中国家庭中，代际共同育儿现象十分普遍，即父母和祖父母共同承担抚养孩子的责任。尽管这种现象具有重要的文化意义，但很少有研究使用系统理论框架来探讨祖父母与父母在育儿关系中的各个维度如何影响家庭的整体功能。

**方法**：本研究采用横断面调查方法，共调查了710位中国父母（303位父亲，407位母亲），其中426位受访者表示祖父母在育儿过程中发挥了积极作用。研究者使用了《共同育儿关系量表》（CRS）和《家庭环境量表》（FES）来收集数据，并通过分层多元回归分析和自助法中介分析（PROCESS宏程序，模型4，5000次重采样）对数据进行了处理。

**结果**：研究发现，共同育儿的负面维度（尤其是破坏行为，平均得分4.61）的得分高于正面维度。共同育儿的积极性显著预测了家庭环境的整体质量（β = 0.243，p < 0.05）。而共同育儿的负面影响则降低了家庭凝聚力（β = –0.275，p < 0.01），相反，劳动分工的合理分配则提高了家庭凝聚力（β = 0.224，p < 0.05）。自助法中介分析显示，家庭环境在共同育儿冲突与儿童行为问题之间存在部分中介作用（间接效应 = 0.038，95%置信区间[0.011, 0.074]）。

**讨论**：研究结果支持了系统理论关于共同育儿家庭中关系相互依赖性、结构边界和循环因果关系的观点。共同育儿关系的质量与家庭环境密切相关，而家庭环境又影响着孩子的成长结果。然而，本研究存在横断面调查设计和依赖自我报告测量的局限性。

## 1 引言
### 1.1 研究背景
家庭结构的日益多元化导致共同育儿现象普遍化，在这种模式下，父母、祖父母和其他家庭成员会共同承担抚养孩子的责任。虽然这种多代共同抚育可以为育儿提供有力支持，但也带来了复杂的代际互动，可能导致冲突（Li等人，2023；Xiao和Loke，2021, 2022）。这些冲突源于价值观、育儿观念、纪律方式及权力结构的差异，可能会削弱家庭凝聚力，并对孩子的心理福祉产生负面影响（Li等人，2020；Yang等人，2022；Camisasca等人，2022）。在共同育儿家庭中，代际冲突不仅涉及父母与孩子之间，还可能出现在祖父母与父母之间，甚至其他家庭成员之间。这些冲突会阻碍沟通、侵蚀相互理解，降低家庭的整体凝聚力（Jung和Kim，2016；Kim等人，2010；Ling等人，2023）。在多代共同育儿的情境中，维持良好的关系动态需要开放对话、对不同观点的尊重以及共同关注孩子的成长需求（Li和Wei，2018）。系统理论为理解这些复杂家庭动态提供了有价值的分析框架（Ramchandani和Iles，2014）。系统理论基于一般系统论和控制论，将家庭视为一个相互关联的整体，强调关系模式、反馈循环和家庭子系统的结构组织（Nichols和Tafuri，2013；Dietz等人，2015）。需要明确的是，系统家庭疗法（SFT）是一种临床方法，通过治疗师引导的会谈和结构化技术来改变不适应的关系模式（Carr，2019）。本研究并不采用或评估SFT，而是运用系统理论的相关概念——特别是关系相互依赖性、结构边界、层次组织和循环因果关系——来分析共同育儿家庭中的自然互动（Barbato等人，2020；Cunningham等人，2023；Gabb和Singh，2015）。因此，本研究具有探索性，旨在通过系统理论视角探讨祖父母与父母在育儿中的关系因素与家庭环境指标之间的关联。

### 1.2 研究目的和意义
本研究的主要目的是通过系统理论框架，探究祖父母与父母在育儿中的关系动态与家庭环境特征之间的关联。研究重点关注可测量的关系变量，如共同育儿的支持、冲突、破坏行为及其与家庭凝聚力和沟通模式的关联。在中国文化背景下，多代共同育儿尤为普遍，这种模式深深植根于社会规范（Xie等人，2022；Zhang等人，2020）。虽然这种结构可以为家庭提供丰富的支持，但也带来了显著的关系挑战。代际冲突通常源于教育理念、价值体系、育儿观念和沟通方式的差异（Li等人，2020；Yang等人，2022）。通过系统理论视角理解这些动态，可以揭示个体层面或二元分析方法难以捕捉到的见解。从学术角度来看，本研究有助于从系统层面理解共同育儿家庭中的代际过程，并提供基于实证的家庭互动分析（Carr，2019；Wittenborn和Holtrop，2022）。从实践角度来看，所发现的关联可能有助于家庭从业者理解多代家庭过程，尽管直接的应用建议仍需进一步的实证验证（Andolfi，2024）。

## 2 理论框架
### 2.1 系统理论作为分析框架
系统理论源自一般系统论和控制论，它将家庭视为一个复杂、动态且相互依赖的整体，由多个相互关联的子系统组成（Chiang和Bai，2022；Ulbricht等人，2013）。家庭系统通常包括婚姻子系统、亲子子系统和祖孙子系统，每个子系统都有其特定的功能。一个子系统的变化或中断可能会引发整个系统的连锁反应，改变家庭的整体平衡（Dallos和Vetere，2014）。

三个核心系统理论概念对本研究尤为重要：首先，关系相互依赖性指家庭成员的行为、情绪和认知是相互影响的，因此不能孤立地理解个体功能（Berry等人，2019）。其次，结构组织指的是家庭子系统的层次化排列，包括子系统之间的边界、角色分配和支配家庭互动的权力动态（Andolfi，2024）。第三，循环因果关系表明家庭互动通过反馈循环进行，关系行为既是系统模式的成因也是结果，而不是简单的线性因果链（Carr，2019）。

系统理论包括具体的临床方法，如结构方法、米兰系统方法和体验方法（Satir，1972；Cigoli和Scabini，2006；Selvini Palazzoli等人，1978；Boscolo等人，1987），这些方法由受过训练的治疗师在治疗环境中实施。本研究运用系统理论概念来分析自我报告的家庭关系数据，而不是评估任何具体的临床方法。

### 2.2 代际共同育儿：概念背景
共同育儿是指多个成年人在家庭中协作分担抚养责任（Cabrera等人，2012）。在代际共同育儿的情境中，祖父母和父母共同参与日常照顾、教育指导和文化规范的传递（Han等人，2020；Xu等人，2023b）。这种模式在中国家庭中尤为普遍，它既加强了代际联系，也可能因育儿方式、价值体系和角色期望的差异而引发关系紧张（Han等人，2020）。代际共同育儿框架包括五个核心维度：权力与权威、劳动分工、冲突、应对与适应以及互惠（Xu等人，2023a；Zhu等人，2024）。这些维度反映了祖父母与父母在育儿中的关系复杂性，使其区别于其他家庭模式。一个维度的变化可能会扰乱抚养责任，引发关于角色明确的冲突，需要采取适应性策略来维持家庭稳定（Xiao和Loke，2021）。虽然代际紧张可能导致情绪困扰和沟通障碍，但若能建设性地解决，也可能成为关系成长和角色重新协商的催化剂（Mak等人，2021）。有效的冲突解决能促使家庭成员表达自己的价值观和情感需求，促进同情心和相互理解，从而增强家庭的长期适应能力（Attar-Schwartz，2015；Yang等人，2021）。

### 2.3 操作化：将系统理论概念与实证指标联系起来
将系统理论应用于实证研究的关键方法是建立理论概念与测量变量之间的明确操作联系。表1展示了指导本研究的系统理论概念与调查工具中具体实证指标之间的对应关系。

## 3 方法
### 3.1 研究设计和参与者
本研究采用横断面调查设计，通过多个数字平台分发在线自我报告问卷来收集数据，目标受众是参与共同育儿的家庭。共收到850份回复，其中140份因回答不完整或明显草率而被排除，最终有效样本为710人（303位父亲，407位母亲）。其中426名受访者表示他们的孩子在祖父母的积极参与下成长，即祖父母经常参与多代家庭中的日常育儿活动。这些家庭中的孩子年龄从幼儿期到学龄中期不等（平均约7岁）。在经济社会特征方面，大多数受访者完成了高等教育（学士学位以上占58.7%；大专学历占24.2%；高中及以下学历占17.1%）。家庭月收入方面，46.8%的家庭收入超过10,000元人民币，35.5%的家庭收入在5,000至10,000元人民币之间，17.7%的家庭收入低于5,000元人民币。大部分参与者居住在城市地区（87.3%），其余来自郊区或半城市地区。这些人口统计特征与中国参与多代共同育儿的家庭特征相符（Zhang等人，2020），但在线方便抽样方法可能使受教育程度较高和居住在城市的人群比例偏大。样本具有社区基础，非临床性质，参与者并非来自临床环境，也没有经历严重的心理问题。这种抽样方法符合研究旨在考察日常共同育儿动态的目的。

### 3.2 分析样本
为确保透明度，区分了两个分析样本：
- **全样本（N = 710）**：所有有效受访者。用于《家庭环境量表》（FES）的描述性分析，因为所有受访者都完成了该量表。
- **祖父母参与子样本（n = 426）**：仅该子样本完成了《共同育儿关系量表》（CRS）的填写。所有回归和中介分析均基于此子样本进行。表格明确标注了使用的分析样本。

### 3.3 测量工具
#### 3.3.1 共同育儿关系量表（CRS）
CRS包含35个项目，涵盖八个维度：劳动分工、共同育儿共识、共同育儿亲密感、共同育儿冲突、共同育儿支持、共同育儿认可度和共同育儿破坏行为以及共同育儿贬低。项目采用7点李克特量表进行评分（1=完全不一致，7=非常一致）。该量表经过调整和验证，适用于中国家庭的祖父母与父母共同育儿情况（Li和Wei，2018）。整个量表的内部一致性良好（Cronbach’s α = 0.85），各子量表的内部一致性范围为0.71至0.86。

#### 3.3.2 家庭环境量表（FES）
FES包含90个是非题，分为10个子量表，评估家庭社会环境的不同维度：凝聚力、情绪表达、冲突、独立性、成就导向、智力-文化导向、娱乐导向、道德-宗教重视程度、组织和控制（Moos和Moos，1994）。得分越高，相应特征的表现越明显。当前样本中FES各子量表的内部一致性范围为α = 0.24（独立性）至α = 0.75（凝聚力）。表2展示了各子量的Cronbach’s α值。

### 3.4 统计结果的解释
该表格明确了选择调查工具和子量表的理论依据，并为读者提供了将实证结果与系统理论联系起来的清晰框架。应当注意的是，尽管采取了这些分析上的预防措施，但在综合家庭环境评分中保留了边缘可靠性子量表（α = 0.52–0.62）仍可能引入测量误差，从而导致参数估计的轻微减弱。因此，读者应将涉及这些子量表的效果大小解释为保守的近似值。为此，做出了三个分析决策：首先，将可靠性较差的子量表（α < 0.50：独立性、成就导向、娱乐导向、控制）排除在主要回归和中介分析之外；其次，回归分析集中在综合家庭环境评分和凝聚力子量表（α = 0.75）上，后者显示出可接受的可靠性，并且是系统理论中的核心构念；最后，排除所有边缘可靠性子量表（α < 0.60）的额外稳健性分析确认了主要结果的稳定性。

3.3.3 伦理程序
所有程序均遵循机构伦理标准。在参与者参与之前，通过电子方式获得了知情同意。确保了参与者的匿名性，并且他们可以在任何时候退出研究。

3.4 分析策略
数据使用SPSS 26.0分三个阶段进行分析：
第一阶段：描述性统计。计算了所有CRS和FES子量的均值、标准差和分数分布。CRS分析使用了包含祖父母的子样本（n = 426）；FES分析使用了完整样本（N = 710）。
第二阶段：多元回归分析。在包含祖父母的子样本（n = 426）上估计了层次多元回归模型，以考察CRS维度（同时引入）与家庭环境指标之间的关联。评估了线性假设、残差正态性、同方差性以及无多重共线性；所有预测因子的方差膨胀因子（VIF）均低于3.0。
第三阶段：中介分析。使用Baron和Kenny (1986) 的因果步骤方法作为评估中介条件的框架，考察了家庭环境的潜在中介作用。为了解决因果步骤方法在提供间接效应的直接统计测试方面的局限性，使用了PROCESS宏（模型4；Hayes, 2018）计算了经过偏差校正的自助法置信区间（5,000次自助重采样）。如果95%的偏差校正自助法置信区间不包括零，则认为间接效应具有统计学意义。所有中介分析都是在包含祖父母的子样本（n = 426）上进行的。鉴于横断面设计，中介结果被解释为统计间接效应的测试，而非因果中介路径的证据（Maxwell和Cole, 2007）。

4 结果
4.1 描述性统计：共同育儿关系质量
表3展示了八个CRS维度的描述性统计。
表3 维度 | 最小值 | 最大值 | 平均值 | 标准差 |
| --- | --- | --- | --- | --- |
| 共同育儿亲密感 | 426 | 17 | 3.67 | 1.79 |
| 共同育儿共识 | 426 | 17 | 3.79 | 1.77 |
| 共同育儿冲突 | 426 | 17 | 3.84 | 1.51 |
| 共同育儿贬低 | 426 | 17 | 3.73 | 1.48 |
| 共同育儿支持 | 426 | 17 | 3.77 | 1.68 |
| 共同育儿认可 | 426 | 17 | 3.67 | 1.61 |
| 共同育儿破坏 | 426 | 17 | 4.61 | 1.86 |
| 劳动分工 | 426 | 17 | 3.74 | 1.67 |

共同育儿祖父母关系的描述性统计（n = 426）。n = 426（包含祖父母的子样本）。7点李克特量表（1 = 完全不一致；7 = 非常一致）。
负面共同育儿维度比正面维度的平均得分更高。共同育儿破坏在所有维度中显示出最高的平均值（M = 4.61，SD = 1.86），表明这些关系中相互削弱育儿权威是一个显著特征。从系统角度来看，这表明代际子系统之间的层级组织和边界维持可能存在潜在的破坏（见表1）。

4.2 回归分析
在包含祖父母的子样本（n = 426）上估计了三个层次多元回归模型。

4.2.1 模型1：整体家庭环境
共同育儿支持是唯一的显著预测因子（β = 0.243，p = 0.022），这与关系相互依赖的系统构念一致（表1）。该模型解释了整体家庭环境方差的19%。虽然这个R2值在绝对意义上较为适中，但它处于探索性家庭研究中研究复杂、多决定结果的典型范围内（Fincham和Beach, 2010）。剩余的81%未解释的方差可能反映了众多未测量因素的影响——包括支配代际关系的文化规范、家庭经济压力、祖父母的身体和心理健康状况、社区资源以及个人性格特征——这些因素共同塑造了家庭环境，但超出了本研究的范围（表4）。

表4 预测因子 | 标准误 | β | t值 | p值 |
| --- | --- | --- | --- | --- |
| 共同育儿支持 | 0.025 | 0.012 | 2.30 | 0.022* |
| 共同育儿认可 | 0.019 | 0.010 | 0.152 | 1.20 |
| 共同育儿破坏 | ?0.005 | 0.012 | ?0.036 | ?0.61 | 0.540 |
| 劳动分工 | 0.014 | 0.016 | 0.124 | 1.10 | 0.270 |
| 共同育儿亲密感 | 0.002 | 0.014 | ?0.056 | ?0.58 | 0.560 |
| 共同育儿共识 | 0.010 | 0.012 | 0.003 | 0.020 | 0.990 |
| 共同育儿冲突 | ?0.011 | 0.010 | ?0.086 | ?0.82 | 0.410 |
| 共同育儿贬低 | ?0.003 | 0.013 | ?0.057 | ?0.57 | 0.580 |
多元回归：共同育儿维度预测整体家庭环境（n = 426）。R2 = 0.19, F (7, 418) = 13.4, p < 0.001。因变量：排除α < 0.50的子量化的综合FES评分。*p < 0.05。

4.2.2 模型2：家庭凝聚力
劳动分工与家庭凝聚力呈正相关（β = 0.224，p = 0.010），这与结构边界系统构念一致（表1）。共同育儿贬低与凝聚力呈负相关（β = ?0.275，p = 0.010），表明相互贬低会加剧关系冲突的自我强化循环——这与循环因果原则一致。该模型解释了家庭凝聚力方差的7%（R2 = 0.07）。这一适度的解释能力表明，共同育儿关系质量是家庭凝聚力的众多贡献因素之一；未测量的变量（如婚姻关系质量、育儿效能感、祖父母的健康和自主性以及更广泛的社会经济条件）可能解释了额外的方差（表5）。

表5 预测因子 | 标准误 | β | t值 | p值 |
| --- | --- | --- | --- | --- |
| 共同育儿支持 | 0.009 | 0.012 | 0.084 | 0.65 | 0.520 |
| 共同育儿认可 | ?0.006 | 0.013 | ?0.041 | ?0.35 | 0.720 |
| 共同育儿破坏 | ?0.015 | 0.012 | ?0.059 | ?1.20 | 0.250 |
| 劳动分工 | 0.024 | 0.015 | 0.224 | 1.70 | 0.010* |
| 共同育儿亲密感 | 0.002 | 0.014 | 0.016 | 0.13 | 0.900 |
| 共同育儿共识 | ?0.050 | 0.012 | ?0.002 | ?0.010 | 0.100 |
| 共同育儿冲突 | 0.016 | 0.011 | 0.162 | 1.40 | 0.150 |
| 共同育儿贬低 | ?0.030 | 0.013 | ?0.057 | ?0.57 | 0.580 |
多元回归：共同育儿维度预测家庭凝聚力（n = 426）。R2 = 0.07, F (7, 418) = 3.9, p < 0.001。因变量：FES凝聚力子量表（α = 0.75）。*p < 0.05。**p < 0.01。

4.2.3 模型3：家庭环境成功指标
共同育儿支持再次成为唯一的显著预测因子（β = 0.255，p = 0.040），这加强了模型1中观察到的模式。该模型仅解释了家庭环境成功指标方差的4%（R2 = 0.04）。这一较低的解释能力表明，共同育儿动态仅捕捉了影响家庭成功结果的少数因素。鉴于家庭功能的多决定性质——受经济资源、社会支持网络、个体韧性、文化期望及许多其他情境因素的影响——所有三个模型中的较低R2值应被理解为表明所识别的共同育儿预测因子对家庭环境变异具有统计上的显著但实际影响较小的独特贡献（表6）。

表6 预测因子 | 标准误 | β | t值 | p值 |
| --- | --- | --- | --- | --- |
| 共同育儿支持 | 0.024 | 0.012 | 0.255 | 2.00 | 0.040* |
| 共同育儿认可 | ?0.008 | 0.010 | ?0.071 | ?0.56 | 0.580 |
| 共同育儿破坏 | ?0.004 | 0.012 | ?0.029 | ?0.53 | 0.600 |
| 劳动分工 | ?0.007 | 0.008 | ?0.096 | ?0.77 | 0.450 |
| 共同育儿亲密感 | 0.002 | 0.010 | 0.007 | 0.070 | 0.950 |
| 共同育儿共识 | 0.016 | 0.013 | 0.141 | 1.30 | 0.180 |
| 共同育儿冲突 | 0.010 | 0.010 | 0.084 | 0.760 | 0.450 |
| 共同育儿贬低 | ?0.013 | 0.014 | ?0.121 | ?1.10 | 0.280 |
多元回归：共同育儿维度预测家庭环境成功指标（n = 426）。R2 = 0.04, F (7, 418) = 3.2, p < 0.001。*p < 0.05。

4.3 中介分析
中介分析（n = 426）考察了家庭环境是否介导了共同育儿关系质量与行为结果之间的关联。使用PROCESS宏（模型4；Hayes, 2018）和5,000次自助重采样，识别出一个显著的间接路径：代际共同育儿冲突通过家庭环境的中介作用与儿童行为困难增加有关。具体而言，共同育儿冲突通过家庭环境对儿童行为困难的间接效应在统计上是显著的（间接效应 = 0.038，自助法标准误 = 0.016，95%偏差校正自助法置信区间[0.011, 0.074]，不包括零）。控制家庭环境后，共同育儿冲突对行为困难的直接影响仍然显著（B = 0.112，SE = 0.046，p = 0.016），表明存在部分中介作用——即家庭环境解释了约25.3%的关联，同时仍存在显著的直接路径。当共同育儿冲突加剧时，家庭环境的凝聚力降低，人际紧张加剧，这与不适应的应对策略相关（Lebow和Rekart, 2007）。从三角验证的角度来看——这一系统概念描述了未解决的二元冲突如何牵涉第三方——未解决的祖父母间紧张可能会加剧儿童的行为症状（Hughes和Asarnow, 2011；Klomek和Stanley, 2007）。
横断面设计排除了因果解释；间接效应应被视为与系统理论命题一致的关联，而非因果机制的证据（Maxwell和Cole, 2007）。

5 讨论
本研究考察了祖父母共同育儿关系因素与家庭环境指标之间的关联，并以系统理论作为解释框架。有三个主要发现：

5.1 共同育儿支持与家庭环境质量
在两个回归模型中，共同育儿支持都是家庭环境质量的显著正面预测因子（模型1：β = 0.243，p < 0.05；模型3：β = 0.255，p < 0.05）。通过关系相互依赖的系统构念（表1）来解释这一发现，这与支持性互动在更广泛的家庭功能中具有积极影响的观点一致（Andolfi, 2024；Carr, 2019）。支持性的共同育儿动态可能促进更清晰的沟通，减少角色模糊性，并促进共同目标（Berry等人，2019；Cepukiene和Neophytou, 2024）。
更广泛地说，所有三个回归模型中观察到的适度R2值（R2 = 0.19, 0.07, 0.04）需要明确的解释。这些值表明七个共同育儿维度共同解释了家庭环境指标的较小到中等比例的方差。在家庭研究中，这种模式并不罕见，因为结果变量受到个体、关系、家庭和社会文化层面相互作用因素的复杂网络的影响（Cox和Paley, 2003）。具体来说，未测量的变量（包括但不限于支配孝顺和祖父母权威的文化规范、家庭经济压力、祖父母的身体和认知功能、父母心理健康、社区安全以及更广泛的社会支持网络）可能解释了大量未解释的方差。因此，目前的发现应被理解为识别共同育儿关系因素与家庭环境指标之间的具体、统计上可靠的关联，而不是家庭环境决定的全面模型。
然而，横断面设计不允许得出方向性或因果结论。同样有可能的是，具有更有利环境的家庭更有利于发展支持性的共同育儿关系，或者未测量的第三变量同时影响这两个构念。

5.2 共同育儿贬低、劳动分工和家庭凝聚力
共同育儿贬低与凝聚力之间的负相关（β = ?0.275，p < 0.01）与循环因果的系统原则一致，该原则认为破坏性关系行为会制造自我强化的循环，逐渐侵蚀家庭功能（Dallos和Vetere, 2014）。描述性发现进一步证实了这一点：共同育儿破坏在所有维度中显示出最高的平均值（M = 4.61），表明相互削弱育儿权威是这些关系的一个显著特征。
劳动分工与凝聚力之间的正相关（β = 0.224，p < 0.05）与结构边界的系统构念一致。明确界定的家庭子系统角色和边界可能通过减少角色冲突和模糊性来促进适应性功能（Nichols和Tafuri, 2013）。

5.3 家庭环境作为系统路径
中介分析表明，家庭环境可能作为中介，使共同育儿关系动态与个体层面的结果相关联。基于自助法的间接效应在统计上是显著的，95%的偏差校正置信区间不包括零，为这一关联路径提供了定量证据，超出了传统的因果步骤方法。这一发现与系统模型一致，后者将家庭环境视为子系统互动的产物和塑造个体适应的背景（Chiang和Bai, 2022）。然而，必须谨慎解释横断面中介结果，因为Maxwell和Cole（2007）表明，横断面中介估计可能相对于纵向估计存在较大偏差，且变量的时间顺序在实证上尚未确定。

5.4 理论意义
这些发现为系统理论作为理解代际关系动态的分析框架提供了实证支持。观察到的模式与三个核心构念一致：关系相互依赖（支持 → 环境质量）、结构边界（劳动分工 → 凝聚力）和循环因果（共同育儿贬低 → 凝聚力下降）。这些发现表明，系统构念可以在观察层面为实证家庭研究提供有益的信息，独立于临床应用。

5.5 实际意义
家庭从业者可能会发现，共同育儿支持作为一致的正面预测因子，以及共同育儿贬低作为凝聚力的负面预测因子，在处理多代家庭时与案例概念化相关。这些关系动态可能代表有意义的评估和未来研究的目标。然而，直接的临床建议需要通过实验研究设计来验证。

6 局限性和未来方向
有几个局限性需要承认跨文化复制研究，特别是在西方和其他非中国亚洲地区，是必要的，以便评估所观察到的关联的文化特异性与普遍性。第五，本研究没有实施任何临床干预措施，仅考察了自然发生的家庭动态。将所观察到的关联与系统原理的理论一致性不应解释为临床疗效的证据。未来的实验研究——采用随机对照设计和临床结果测量方法——对于弥合此处发现的关系模式与基于证据的实践之间的差距至关重要。未来的研究应优先考虑以下几点：(a) 纵向、多信息源的研究设计；(b) 经过文化调整且在心理测量学上可靠的测量工具；(c) 结合定量调查和定性访谈的混合方法；(d) 直接测试目标家庭计划是否能够改变当前研究发现中确定为显著预测因素的关系动态的实验研究。

**结论**
本研究利用系统理论作为分析框架，探讨了中国多代家庭中祖父母与父母共同养育关系动态与家庭环境指标之间的关联。三项关键发现如下：(a) 共同养育的支持与更高的家庭环境质量呈正相关，这与关系相互依赖性一致；(b) 共同养育过程中的负面经历与家庭凝聚力呈负相关，这与循环因果关系相符；(c) 劳动分工与家庭凝聚力呈正相关，这与结构边界理论相符。这些相关性发现为系统理论框架在分析代际家庭动态中的有效性提供了实证支持，同时也透明地承认了横断面、自我报告研究设计的方法学局限性。本研究有助于增进对多代共同养育过程的理论理解，并为未来旨在推动科学知识发展和基于证据的家族实践的纵向及实验研究奠定了基础。