1 引言
合作是两个或两个以上的个体为了实现共同目标而自愿结合在一起，通过相互间的配合和协调实现共同目标，最终使个人利益获得满足的一种社会交往活动(Slocombe & Seed, 2019)。具有良好合作能力的儿童更易在人际交往中获得成功，从而表现出更好的学校适应和心理健康水平；而合作水平低的儿童更可能遭到同伴的拒绝，出现适应不良问题(Endedijk et al., 2020)。幼儿阶段是合作发展的关键期，人类行为的发展根植于人际关系，探讨不同类型的人际关系对幼儿合作行为发展的影响及作用方式，是理解幼儿社会性发展的必要内容。基于此，本研究拟基于人际关系理论及家庭系统理论的框架探讨家庭内人际关系(亲子关系与同胞关系)对幼儿合作的影响，以期深化对幼儿合作发展机制的理解，为幼儿合作行为的培养和家庭教育提供理论指导。
生态系统理论指出，家庭是幼儿自出生起最早且直接接触的环境，对儿童的行为塑造具有直接影响，是幼儿合作行为习得与发展的最初环境(Bronfenbrenner & Morris, 1998)。亲子关系是家庭环境的重要组成部分，也是影响幼儿社会技能包括合作行为形成和发展的重要近端环境。亲子关系是父母和子女之间互动的模式以及在互动过程中形成的双向亲密情感联结，通常分为亲子亲密和亲子冲突两方面(Pianta, 1997)。亲子亲密指父母和子女之间温暖、信任、支持及开放的沟通和互动，亲子冲突指父母和子女之间的消极互动和冲突体验，如消极的情绪表达、公开的意见或行为不一致、敌对性的争执等(Fang et al., 2021)。依恋理论认为，儿童与父母的依恋关系质量会影响儿童对他人及信息进行处理的内部工作模型，进一步影响包括合作在内的社交行为(Shaver & Mikulincer, 2002)。具有良好亲子关系的儿童与父母间有更多的安全依恋，对周围环境表现出更多的信赖，处理问题的方式也更为积极。而没有形成安全依恋的儿童对于外界信息和事件的加工更为消极和悲观，更具敌意性，这一内部加工方式可能会阻碍合作等亲社会行为的出现(Mikulincer & Shaver, 2015)。研究表明，良好的亲子关系可以使个体获得积极的情感体验，更愿意做出合作行为，反之，冲突、敌对的亲子关系，可能不利于儿童良好社会适应(Luo & Qiu, 2024)。
近年来，随着全面两孩政策与三孩生育政策的推行，我国二胎家庭不断增多。二胎家庭中，同胞是除父母之外的重要家庭成员，同胞间的竞争与合作是儿童日常相处的重要内容。兄弟姐妹间温暖的关系有助于安全依恋的建立，在亲密安全的同胞关系中儿童更可能与同胞进行积极的互动，更愿意理解并与对方交往，更可能表现出亲社会行为(Buist et al., 2013)。同胞关系是指两个或两个以上兄弟姐妹通过言语及非言语的交流来分享与彼此有关的观点、态度和感受等的所有互动(赵凤青, 俞国良, 2017)。同胞亲密与同胞冲突是反映同胞关系较为稳定的指标，且具有跨文化一致性(Buist et al., 2013)。同胞亲密表现为兄弟姐妹间的陪伴和支持，同胞冲突则体现为彼此间的对抗和争吵程度(Sanders, 2004)。研究发现同胞关系与幼儿的社交行为有关，如果同胞间相处模式是温暖友善的，儿童可能会发展出诸如分享、合作和同理心等技能，而同胞冲突则可能是影响幼儿社会性发展的危险性因素(Pike & Oliver, 2017)。
根据家庭系统理论，家庭是由多个相互关联的子系统构成的动态整体系统，子系统间通过持续的相互作用共同影响儿童发展(Weeland et al., 2021)。家庭系统理论的溢出假设强调，家庭成员的情感或行为会从一个子系统溢出到另一个子系统(Cox, 2010)。具体而言，亲子关系隶属于亲子子系统，同胞关系隶属于同胞子系统，两个子系统内部及彼此间的互动质量密切相关。如果幼儿在亲子关系中感受到高水平的关爱与情感支持，他们更容易学会积极的情感表达及人际互动方式，更可能把亲子间的温暖情感迁移到同胞交往中，促进同胞间积极情感的联结，幼儿在安全的情感氛围中更可能表现出合作等亲社会行为。而当幼儿在亲子关系中经历较多矛盾冲突时，这些负面情感也会迁移到同胞关系中，破坏同胞互动，降低同胞关系质量，导致消极行为发生(Portner & Riggs, 2016)。基于该假设，子女与父母在相处过程中所感受到的温暖情感，会促进同胞亲密关系的建立；而低水平的亲子间情感联结则可能导致同胞冲突的发生。然而目前已有研究多关注青少年和成年群体，较少有研究关注同胞关系在幼儿发展中的作用。幼儿阶段是个体社会互动模式和社会行为模式发展的重要阶段，二胎家庭中儿童与其他家庭成员的互动关系特点及其对发展的影响值得探讨。基于溢出假设，幼儿与父母的关系可能溢出、影响到幼儿与同胞的关系，进而影响幼儿的合作等社会行为。
此外，基于儿童性别的养育一直是家庭教育中备受关注的问题。根据社会性别角色理论，男孩和女孩的生理特征及社会化过程均有所不同，对父母态度或行为的感知与反应也会存在差异(Sorenson & Brownfield, 1991)。女孩更多的是在关系中实现个体社会性的发展，而男孩有更强的独立性(Rudmann et al., 2024)。相较于男孩，女孩可能对关系更为敏感也更为关注，因而家庭中的关系质量(包括亲子关系和同胞关系)对于女孩和男孩的影响可能存在差异，在亲子关系通过同胞关系对幼儿合作的影响路径上可能会有所不同(Rose & Rudolph, 2006)。因此，本研究拟探讨幼儿性别在亲子关系、同胞关系与幼儿合作的关系中的调节作用。
综上所述，尽管已有研究阐释了亲子关系与幼儿发展的关系，但多关注的是独生子女家庭，较少有研究关注二胎家庭中亲子关系，以及同胞关系与幼儿发展的关系。此外，已有研究多关注青少年群体，对幼儿的关注较少(Buist et al., 2013)。鉴于此，本研究在“全面两孩”这一背景下，聚焦亲子关系、同胞关系与幼儿合作的关系，并进一步探讨同胞关系在亲子关系与幼儿合作之间可能的中介作用，同时考察不同社会互动模式的男孩和女孩在关系机制上的差异性，以期揭示亲子关系与同胞关系影响幼儿合作的内在机制，为幼儿合作水平的提升提供有益指导。基于此，本研究提出假设：亲子关系与幼儿合作之间存在关联，同胞关系在亲子关系与幼儿合作间起中介作用，这一中介作用受到幼儿性别的调节。假设模型如图1 所示。
2 研究方法
2.1 被试
采用方便取样的方法，选取山东省济南市与潍坊市各一所幼儿园，每所幼儿园将在园班级(小班、中班、大班)中所有的二胎家庭纳入研究。本研究共发放问卷292份，剔除规律填写、数据缺失严重等无效问卷之后，有效回收问卷269份(回收率92.1%)。其中男孩124名(46%)，女孩145名(54%)；头胎幼儿162名(60%)，二胎幼儿107名(40%)；同胞为同性别的幼儿151名(56%)，同胞为异性别的幼儿118名(44%)，同胞年龄间隔在三岁及以内的有82名(30%)，三岁以上的有187名(70%)，幼儿平均年龄为5.41±1.02岁；母亲平均年龄为37.80±4.16岁，父亲平均年龄为39.17±4.89岁，父亲、母亲受教育程度达到大专及以上水平的分别占84.4%与78.4%。
2.2 研究工具
2.2.1 亲子关系
2.2.2 同胞关系
采用Furman和Buhrmester(1985)编制的同胞关系量表(Sibling Relationship Questionnaire, SRQ)测评同胞关系，问卷由幼儿家长报告。本研究选取同胞亲密与同胞冲突两个维度，共21个项目，采用Likert五点计分法(从1“几乎没有”到5“极其多”)，得分越高表示同胞之间的关系越亲密或冲突越多。同胞亲密与同胞冲突的Cronbach’s α系数分别是0.72和0.90。
2.2.3 幼儿合作
采用任雪松(2010)编制的幼儿合作性发展水平教师评定问卷，由主班教师报告幼儿合作水平。该问卷共19个项目，采用Likert五点计分法(从1“完全不符合”到5“完全符合”)，分数越高表明幼儿合作水平越高。该问卷的Cronbach’s α系数为0.92。
2.2.4 控制变量
控制变量包括家长报告的幼儿年龄、幼儿性别、家庭社会经济地位(social economic status, SES)，幼儿出生顺序、同胞性别组合及年龄间隔等信息。SES包括父母受教育水平、职业及家庭收入。其中父母受教育水平采用6点计分，1到6分别代表“小学或小学以下”到“研究生(硕士或博士)”。职业分类参照师保国和申继亮(2007)的划分方式，依照有关职业分类标准，划分为5个等级分别是“临时工、失业、待业人员及农业劳动者”，“体力劳动工人和个体经营人员、技术工”，“一般管理人员与一般专业技术人员、事务性工作人员”，“中层管理人员与中层专业技术人员”，“高级专业技术人员与高级管理人员”，计1到5分。家庭月收入从“1000元以下”到“8000元以上”每隔1000元划分为一类，分别计1到9分。家庭月收入、父母受教育水平与父母职业的标准分的平均分作为家庭社会经济地位得分(Bradley & Corwyn, 2002)。使用一个项目“该儿童与同胞的年龄差距是多少”收集同胞年龄间隔信息，选项0和1分别代表年龄间隔在三岁及以内和三岁以上。通过一个项目“该儿童是头胎还是二胎”收集出生顺序信息，选项0和1分别代表头胎和二胎。使用一个项目“该儿童与其同胞是相同性别还是不同性别”收集性别组合信息，选项0和1分别表示同性别和不同性别。
2.3 研究程序与数据分析
本研究在征得儿童家长、主班教师及园长知情同意后，由儿童主班教师向其家长发放问卷，并要求家长问卷由幼儿的主要抚养者填写，教师问卷由教师填写，问卷均统一发放并回收。采用SPSS25.0对数据进行处理分析。
3 结果
3.1 共同方法偏差检验
采用Harman单因子检验法，对所有项目进行未经旋转的探索性因子分析(周浩, 龙立荣, 2004)。结果表明，特征根值大于1的因子共有11个，第1个公共因子的方差解释率为22.38%，低于40%的临界值，因此本研究中不存在严重的共同方法偏差。
3.2 亲子关系、同胞关系与幼儿合作的相关分析
将亲子关系的两个维度、同胞关系的两个维度与幼儿合作进行描述统计和相关分析，结果表明，亲子亲密、同胞亲密与幼儿合作之间存在两两显著正相关，亲子亲密与同胞冲突呈显著负相关。亲子冲突与同胞冲突呈显著正相关，与同胞亲密显著负相关。亲子冲突与同胞冲突均与幼儿合作的相关不显著，后续分析中不再加入亲子冲突与同胞冲突。具体结果见表1 。
表1 描述统计及变量间相关分析结果 |
| M | SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 | |
| 1.幼儿性别 | ||||||||||||
| 2.幼儿年龄 | 5.41 | 1.02 | 0.02 | |||||||||
| 3. SES | 0.00 | 0.75 | −0.01 | 0.12* | ||||||||
| 4.出生顺序 | 0.11 | 0.07 | 0.10 | |||||||||
| 5.性别组合 | −0.01 | −0.01 | 0.04 | −0.01 | ||||||||
| 6.年龄间隔 | 0.12 | 0.06 | −0.12 | −0.07 | 0.05 | |||||||
| 7.同胞亲密 | 3.77 | 0.50 | 0.00 | 0.01 | 0.10 | 0.08 | −0.02 | −0.14* | ||||
| 8.同胞冲突 | 2.47 | 0.55 | −0.12 | 0.08 | 0.14* | −0.01 | −0.01 | −0.24*** | −0.16* | |||
| 9.亲子亲密 | 4.36 | 0.63 | −0.01 | −0.05 | 0.05 | −0.02 | −0.02 | 0.05 | 0.24*** | −0.19** | ||
| 10.亲子冲突 | 2.25 | 0.81 | −0.02 | 0.04 | −0.05 | 0.03 | 0.02 | −0.01 | −0.19** | 0.21*** | −0.35*** | |
| 11.幼儿合作 | 3.84 | 0.59 | 0.09 | 0.02 | 0.08 | 0.15* | −0.12* | 0.01 | 0.56*** | −0.06 | 0.13* | −0.10 |
注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，以下同。 |
3.3 亲子关系与幼儿合作的关系：有调节的中介模型
采用SPSS宏程序PROCESS进行中介效应检验。考虑到幼儿年龄、幼儿性别、家庭社会经济地位、幼儿出生顺序、同胞性别组合、年龄间隔等可能会影响幼儿社会性发展(Guinote et al., 2015)，故将这些作为控制变量纳入模型。结果如表2 所示，亲子亲密能显著预测幼儿合作，加入中介变量同胞亲密后，该直接作用变得不显著，而同胞亲密对幼儿合作的正向预测作用显著，并且亲子亲密对同胞亲密的预测作用显著。同胞亲密的中介效应值为0.13，95%CI=[0.05, 0.22]，不包含0，同胞亲密在亲子亲密与幼儿合作之间起中介作用。
表2 同胞亲密在亲子亲密与幼儿合作之间关系的中介模型检验 |
| 幼儿合作 | 同胞亲密 | 幼儿合作 | |||||||||
| β | t | 95% CI | β | t | 95% CI | β | t | 95% CI | |||
| 幼儿年龄 | 0.01 | 0.16 | [−0.06, 0.07] | 0.01 | 0.22 | [−0.05, 0.06] | 0.00 | 0.05 | [−0.06, 0.06] | ||
| 幼儿性别 | 0.09 | 1.19 | [−0.06, 0.23] | 0.01 | 0.23 | [−0.10, 0.13] | 0.08 | 1.27 | [−0.04, 0.19] | ||
| SES | 0.05 | 1.03 | [−0.04, 0.14] | 0.04 | 1.10 | [−0.03, 0.12] | 0.02 | 0.50 | [−0.06, 0.10] | ||
| 出生顺序 | 0.16 | 2.16* | [0.01, 0.30] | 0.06 | 0.99 | [−0.06, 0.18] | 0.12 | 1.93 | [0.00, 0.24] | ||
| 性别组合 | −0.14 | −1.98* | [−0.28, 0.00] | −0.01 | −0.14 | [−0.13, 0.11] | −0.14 | −2.28* | [−0.25, −0.02] | ||
| 年龄间隔 | 0.03 | 0.32 | [−0.13, 0.18] | −0.15 | −2.31* | [−0.28, −0.02] | 0.13 | 1.90 | [0.00, 0.25] | ||
| 亲子亲密 | 0.11 | 2.04* | [0.00, 0.22] | 0.20 | 4.15*** | [0.10, 0.29] | −0.02 | −0.31 | [−0.11, 0.08] | ||
| 同胞亲密 | 0.66 | 10.72*** | [0.54, 0.78] | ||||||||
| R2 | 0.06 | 0.09 | 0.35 | ||||||||
| F | 2.41* | 3.69*** | 17.38*** | ||||||||
为检验幼儿性别的调节作用，本研究采用SPSS宏程序PROCESS对数据加以处理，结果如表3 所示，亲子亲密与幼儿性别的交互项对同胞亲密的预测作用显著，同胞亲密能够显著正向预测幼儿的合作，而亲子亲密与幼儿性别的交互项及同胞亲密与幼儿性别的交互项对幼儿合作的预测作用均不显著，幼儿性别能够调节该中介模型的前半段路径。根据温忠麟和叶宝娟(2014)的有调节的中介模型检验流程可确定，亲子亲密经过同胞亲密与幼儿合作发生联系的中介模型中前半段路径受到幼儿性别的调节。具体而言，男孩组中介效应的大小为0.05，95%CI=[−0.04, 0.19]，女孩组中介效应的大小为0.21，95%CI=[0.10, 0.33]。
表3 亲子亲密与幼儿合作之间有调节的中介效应分析 |
| 同胞亲密 | 幼儿合作 | ||||||
| β | t | 95% CI | β | t | 95% CI | ||
| 幼儿年龄 | 0.00 | 0.11 | [−0.05, 0.06] | 0.00 | 0.13 | [−0.05, 0.06] | |
| SES | 0.04 | 1.07 | [−0.04, 0.12] | 0.02 | 0.50 | [−0.06, 0.10] | |
| 出生顺序 | 0.06 | 0.99 | [−0.06, 0.18] | 0.12 | 1.93 | [0.00, 0.24] | |
| 性别组合 | −0.01 | −0.10 | [−0.12, 0.11] | −0.14 | −2.28* | [−0.25, −0.02] | |
| 年龄间隔 | −0.15 | −2.26* | [−0.28, −0.02] | 0.12 | 1.88 | [−0.01, 0.25] | |
| 亲子亲密 | 0.21 | 4.42*** | [0.11, 0.30] | −0.03 | −0.57 | [−0.12, 0.07] | |
| 幼儿性别 | 0.01 | 0.23 | [−0.10, 0.13] | 0.08 | 1.27 | [−0.04, 0.19] | |
| 同胞亲密 | 0.67 | 10.88*** | [0.55, 0.80] | ||||
| 亲子亲密×幼儿性别 | 0.23 | 2.50* | [0.05, 0.41] | −0.17 | −1.75 | [−0.36, 0.02] | |
| 同胞亲密×幼儿性别 | 0.03 | 0.22 | [−0.21, 0.27] | ||||
| R2 | 0.11 | 0.36 | |||||
| F | 4.07*** | 14.27*** | |||||
为进一步分析幼儿性别的调节作用模式，本研究按照幼儿性别将被试分为男孩组和女孩组，进行简单斜率检验并绘制了简单效应分析图(图2 )。结果表明，相比于男孩，女孩的亲子亲密对同胞亲密的预测作用更强。在男孩中，亲子亲密对同胞亲密的预测效应不显著(bsimple=0.08, t=1.26, p=0.209)，在女孩中，亲子亲密对同胞亲密的正向预测作用显著(bsimple=0.46, t=4.72, p<0.001)。
4 讨论
本研究探讨了亲子关系与幼儿合作的关系，以及同胞关系在其中的中介作用与幼儿性别的调节作用。结果发现，同胞亲密在亲子亲密与幼儿合作中起中介作用，幼儿性别可以调节亲子亲密与同胞亲密之间的关系。该研究结论与陈斌斌等人(2017)提出的整合的同胞关系理论假设相吻合，即父母因素(如亲子关系)会影响同胞关系，同胞关系会进一步影响儿童社会行为的发展(如合作)。本研究没有发现亲子冲突、同胞冲突与幼儿合作的显著相关。该研究丰富了我国二胎家庭中亲子关系与同胞关系对幼儿社会性发展影响的研究成果，进一步揭示了当前生育政策背景下幼儿社会性发展的内在机制，为全面考察影响幼儿合作发展的个体与环境因素提供了实证依据。
具体而言，本研究发现亲子亲密与幼儿合作有显著正相关，亲子关系越亲密，幼儿合作水平越高。这与已有研究发现相一致，良好的亲子关系有助于个体亲社会行为发展(梁宗保 等, 2022)。基于依恋理论，亲密的亲子关系能够让幼儿体验到温暖与信任，形成安全的内部工作模式，在与他人交往时能够做出积极回应，乐于与他人合作。同时，亲密的亲子关系往往以父母与幼儿之间高质量的互动为主要特征，互动过程中，幼儿能够习得社会技能和知识，掌握必要的社会规范和行为准则，从而表现出较高的合作性。
本研究发现同胞亲密在亲子亲密与幼儿合作的关系中起中介作用，且同胞亲密作为中介变量纳入模型时，亲子亲密与幼儿合作的直接关系不再显著，而是通过同胞亲密与幼儿合作产生间接相关。这与“溢出假设”理论相符，幼儿会在与父母的交往过程中学会与他人互动的方式，并将其应用到与同胞的相处中(刘田田 等, 2021)。亲子亲密关系能够促进幼儿与同胞形成亲密关系，进而幼儿可能有更好的合作表现(Pike & Oliver, 2017)。父母与子女之间更多的是一种上下级的垂直关系，在这一关系中，成人对儿童的行为主要包括养育或管理，具有权威性(Wang & Supple, 2010)。同胞关系不仅具有平等互惠性，还兼具补充性，可能对亲子关系起到补充作用，如年长同胞协助父母照顾年幼弟妹(Dunn, 1983)。因而同胞关系综合了亲子关系和同伴关系的一些特征，当同胞关系纳入模型时，可能对亲子关系有一定的替代作用，可能削弱了亲子亲密与幼儿合作的直接关系，在亲子关系与幼儿合作的关系中起到了桥梁作用。
本研究发现幼儿性别能够调节亲子亲密与同胞亲密的关系，女孩的亲子亲密与同胞亲密之间有显著正向关系，男孩的亲子亲密与同胞亲密的关系并不显著。这与Oliva和Arranz(2005)在青少年群体中的发现一致，分析原因，可能是因为女孩比男孩对人际关系更为敏感，具有较强的关系取向和更高的情感需求。女孩更可能在亲子关系中习得恰当的互动方式，将亲子亲密延伸到同胞关系中。而男孩对于关系的建立与维护可能没有那么敏感。从家庭子系统之间的关系的视角来看，本研究提供证据支持了亲子关系与同胞关系的一致性仅在女孩中成立。即当女孩与父母的关系呈现接纳支持特征时，其同胞关系也普遍具有积极情感属性。这一结果与依恋理论相吻合，女孩通过与父母建立安全依恋形成的内在运作模式，会发展出对他人的基本信任态度，从而促使她们与同胞建立同样安全的联结。而男孩则呈现不同模式，其与父母、同胞的关系相对独立，亲子子系统与同胞子系统间没有发现显著关联(Oliva & Arranz, 2005)。本研究数据没有支持在男孩中从亲子关系到同胞关系的溢出假设。这种性别差异可能反映出在社会化过程中形成的不同关系取向，女性更倾向于建立跨情境的情感一致性，而男性则表现出更强的领域特异性(Oliva & Arranz, 2005)。
本研究发现幼儿性别在亲子亲密与幼儿合作的关系，以及同胞亲密与幼儿合作的关系中的调节作用均不显著。该结果与新近的一些研究发现相类似，例如Boele等人(2019)在青少年群体中发现亲子、同伴关系与同理心的关系上没有性别差异，Harper等人(2016)的研究指出同胞亲密与青少年亲社会行为的关系中也不存在性别差异。先前研究多关注青少年期及童年中晚期，本研究关注的是童年早期儿童，也发现了类似的结果。这些结果比较一致地说明，积极的亲子关系与同胞关系对男孩和女孩在童年及青少年阶段的积极社会行为发展具有同等重要的意义。早期社会化主要在家庭中通过家庭成员的互动实现，这一过程对儿童的影响具有基础性和普遍性(Popov & Ilesanmi, 2015)。不管是男孩还是女孩，良好的亲子关系与同胞关系所营造的健康家庭环境，都会对幼儿身心发展产生积极影响，不受性别的限制。
关于亲子冲突、同胞冲突与幼儿合作的关系，研究结果显示亲子冲突和同胞冲突与幼儿合作之间的关联并不显著。这一结果与先前研究发现相似，如Jaruseviciute等人(2022)发现亲子冲突与儿童的亲社会行为没有显著相关。Boyer等人(2016)以及Morgan等人(2012)指出同胞冲突与幼儿的亲社会行为之间缺乏显著关联。此外，在对我国儿童进行的一项研究中也发现消极的同胞关系对亲社会行为并无显著影响(Yin et al., 2019)。进一步分析原因，可能是由于家庭中冲突关系并非都是破坏性的。Boyer等人认为，亲子冲突和同胞冲突可以分为破坏性冲突和建设性冲突两种。破坏性冲突以攻击性、对抗性及消极情绪等为标志，会给儿童带来一系列消极的影响(Pickering & Sanders, 2017)。建设性冲突与破坏性冲突不同，它表现为儿童有契机表达与捍卫自身立场，并倾向于通过协商、合作来妥协化解争端。这类冲突为幼儿提供了理解他人情绪、调节自身情绪的机会，有助于培养同理心及情绪调节能力，最终可能转化为社会能力提升(Boyer et al., 2016)。冲突并非都带来消极影响，这提示后续研究有必要进一步区分破坏性冲突与建设性冲突，以更细致地考察不同冲突类型是如何影响个体发展的。
本研究存在的不足与展望。第一，本研究是横断研究，尚无法确定变量间的因果关系，后续可开展追踪研究进一步探讨亲子关系、同胞关系对幼儿合作发展的长期影响机制。第二，本研究的幼儿合作由教师报告，未来的研究可通过观察、访谈等方式，获取更为全面的幼儿合作发展情况的数据。第三，本研究选取的样本是3～6岁的幼儿，且为城市二胎家庭，研究结论对于三胎及更多子女家庭以及农村地区家庭的适应性还有待进一步研究，未来应尽可能扩大取样范围，提高研究结论的可推广性。此外，本研究没有区分父子关系与母子关系，后续可考虑加以区分，考察二者与同胞关系、幼儿合作的关系是否存在差异。
5 结论
(1)亲子亲密与幼儿合作存在显著正相关，亲子冲突与幼儿合作的相关不显著；(2)同胞亲密与幼儿合作存在显著正相关，同胞冲突与幼儿合作的相关不显著；(3)同胞亲密在亲子亲密与幼儿合作之间起到中介作用；(4)幼儿性别能够调节亲子亲密与同胞亲密的关系，相比于男孩，女孩的亲子亲密与同胞亲密的关系更为显著。