同志生孩子对孩子是好是坏-欧洲同性伴侣养育彩虹宝宝研究

摘要
同性父母因其性取向而面临巨大的社会压力，如偏见、歧视和禁止性的法律环境和经历。这种额外的压力可能会导致同性父母的身体和精神健康下降，反过来，可能会转化为他们孩子的行为问题。迄今为止，只有少数具有广泛代表性的研究调查了有同性父母的儿童的福祉。

目前的研究仔细观察了由父母报告的儿童的行为结果，使用的是优势和困难问卷（SDQ）的情绪、行为、多动、亲社会和同伴问题子量表的改编版本。我们利用了荷兰基于人口登记的概率样本的独特数据，据此可以推断出父母年龄在30至65岁之间的同性和异性家庭的调查结果，这些家庭的孩子年龄在6至16岁之间（同性父母的62名孩子和异性父母的72名孩子）。通过粗略的精确匹配得到的结果表明，与不同性别的父母相比，同性父母的孩子没有明显的劣势。我们将这些发现放在更广泛的文化背景中，并建议在未来的研究中重新关注由缺陷驱动的比较。

关键词：同性父母；行为结果；家庭系统理论；少数群体压力理论；概率样本；粗略的精确匹配

1. 引言
根据家庭系统理论，家庭由相互依赖的子系统组成。因此，一个子系统（如父母）所经历的压力和情绪与其他家庭子系统（如孩子）的行为和感受有着不可分割的联系[1,2]。这种溢出效应可以解释为什么父母的压力体验会影响他们孩子的心理结果[3]。毕竟，高水平的父母压力有助于增加父母心理问题的风险[4]，并反过来导致儿童的心理和行为问题[5,6]。

同性父母因其性取向而面临压力，如偏见的经历、朋友和家人的负面反馈以及禁止性的法律环境[7,8,9,10,11]。关于少数人压力理论的文献不断显示出性少数人的不良心理健康结果，这是由于在异性恋社会中穿梭的压力造成的[12,13,14]。同性父母不仅预期自己会被拒绝，而且还预期他们的孩子会被拒绝，这在所有父母经历的一般压力之外，增加了同性父母特有的压力[9,15,16,17,18]。结合家庭系统理论和少数人压力理论的见解，我们可以假设，由于整个家庭系统的压力过大，在同性父母家庭中成长的孩子可能比在异性父母家庭中成长的孩子经历更多的心理问题。

与这一理论预测相反，研究由同性或异性父母抚养的儿童的潜在差异的实证文献体系发现，在行为问题方面的差异很小或没有差异[19]，只有少数研究发现在情绪适应和学校教育结果方面有小的不利因素[20]。无论结果如何，以前的研究都因为方法上的缺陷而受到批评，特别是使用非概率样本（即在男女同性恋育儿团体或生育诊所招募的）。有可能通过男女同性恋育儿团体招募的父母希望表明他们是好父母。

因此，他们的回答可能对他们孩子的行为和适应有偏见。对这些研究的另一个批评是，它们的统计能力有限，无法检测出明显的差异[16]。因此，为了得出更普遍的结论，最好是在全国性的概率样本中，而不是在特定群体的调查中，比较同性父母和异性父母家庭中儿童的幸福感。

为了克服社区样本的选择偏差，该领域已转向基于一般人口的家庭调查的研究。在其中一些调查中，有可能确定同性和异性夫妇。如果记录了家庭成员的性别和关系的性质，就可以在家庭网格中识别住在一起的同性夫妇[21]。基于这项工作的研究结果得出了与非概率文献类似的结论，即由同性和异性父母抚养的孩子在健康、心理和行为适应、犯罪和学校成绩方面的差异很小或没有差异[22,23,24,25,26,27,28]。

尽管家庭网格方法允许关于同性父母家庭的结论远比使用非概率调查的研究更普遍，但这些研究面临其他方法上的挑战。调查在设计时没有明确考虑到同性关系，在数据收集和处理过程中，容易因不小心的异性假设而出现错误[21]。此外，同性关系相对于异性伴侣而言，往往是一个数字上的小群体，导致统计能力低下（即，群体之间的真正差异可能无法被检测到[29]）。此外，基于家庭网格的其他可忽略的错误分类--例如，被调查者的性别、家庭成员的性别或被调查者和家庭成员之间关系的性质的随机错误--会成为实质性的误差来源。假设不同性别的父母被错误地归类到同性父母家庭组中，该组的规模就会被大大夸大，这可能会给基于这些数据得出的实质性结论带来偏差。

最近的两项研究利用了荷兰的人口登记册，研究了所有同性和异性父母的儿童的学校教育结果，规避了任何抽样偏见和权力问题[30]。作者发现，从出生起就由同性父母抚养的儿童在小学和中学教育中的表现优于在不同性别家庭抚养的儿童。具体来说，同性父母的孩子进一步拥有更高的标准化测试分数、高中毕业率和大学入学率。在瑞典，这一发现可以复制到男孩身上，而女孩的学习成绩在同性和异性父母之间没有差异[31]。这一证据是基于特别健全的方法。然而，可以用人口登记册的数据来解决的实质性问题的范围，仅限于社会人口学和少数社会经济结果（例如，家庭组合、学校教育和父母收入）。

目前的研究扩展了最近的努力，以克服通常困扰这类研究的方法学挑战。我们使用基于人口登记的概率样本的调查数据来研究儿童的行为结果，由父母报告，使用的是优势和困难问卷（SDQ）的情绪、行为、多动、亲社会和同伴问题分量表的改编版本。因此，我们的目标是找出父母为同性的儿童在行为分量表上的得分是否与父母为不同性别的儿童不同。本研究中使用的数据是独特的，因为它们是基于荷兰人口登记册的抽样框架的概率[32]。荷兰是一个广泛承认同性家庭的国家，为同性父母提供广泛的法律和文化支持。荷兰是第一个在2001年引入同性婚姻的国家，同时也引入了同性伴侣的收养权（自1998年以来，同性和异性伴侣的注册伴侣关系已经成为可能）。2014年，父母法得到了更新，从而使同性关系中的妇女可以获得其伴侣所生孩子的父母权利，而不必通过第二父母收养。

2. 材料和方法
2.1. 样本描述
本研究使用了基于概率样本的调查数据，这些人年龄在30至65岁之间，与荷兰的同性或异性伴侣生活在一起，无论其婚姻状况如何[33]。

• 在第一步中，通过分层抽样在三个地理区域和三个城市化水平中选择城市（回应率61%，实现n = 20个城市）。
• 在第二步中，通过近似的策略建立了一个同性和异性夫妇的抽样框架。年龄在30岁到65岁之间的两个人居住的家庭，他们之间没有兄弟姐妹或父母子女关系，构成了同性和异性夫妇的框架。
• 第三类家庭，即有孩子的同性夫妇，是通过增加一个条件，即18岁以下的孩子必须住在同一地址，无论其法定父母身份如何。这个条件没有在异性夫妇中使用，因为有孩子的家庭的流行率很高，足以获得足够的父母家庭而不需要超额取样。夫妇和父母的身份后来都在调查中得到确认。
  

估计准确率，即确认其关系状况的家庭百分比为近似值，在90%。然后，地方当局在这三类家庭中从他们的人口登记册中随机抽样，对有子女和无子女的同性伴侣进行超额抽样，抽样系数为3。由于登记册中已知有子女和无子女的同性家庭总数，因此可以计算出加权数，利用人口登记册中的分布来修正分层样本和超额样本。

结果可以从荷兰有6-16岁孩子的双亲家庭和他们30-65岁的父母的人口中推断出来。对有孩子和没有孩子的同性夫妇进行了超额抽样，以获得足够的观察值来检测统计学上显著的群体差异。样本按地理区域和城市化水平进行分层，以确保有意义地纳入农村社区的同性伴侣。由于在人口登记中的识别和在随后的调查中自我识别为同性或异性夫妇，错误分类的风险被大大降低。

调查是基于网络的，参与者在参与前在调查的起始页上给予知情同意。有孩子的同性伴侣的回复率最高（34%），其次是没有孩子的同性伴侣（27%），以及有或没有孩子的混合性别伴侣（20%）。在除去那些伴侣对其夫妻身份的回答有冲突或不完整的家庭（n = 13），以及那些两个成年人不是夫妻的家庭（n = 42）后，样本中共有880个家庭的1353个有效的个人案例。该研究得到了阿姆斯特丹社会科学研究所伦理咨询委员会的批准（协议代码2015-AISSR-6327，2016年3月21日）。

2.2. 测量方法
我们感兴趣的结果是儿童的总问题行为，这是用优势与困难问卷的改编版来测量的[34]。为了计算问题行为总分，我们首先计算了SDQ的五个分量表：情绪问题量表、行为问题量表、多动量表、反社会量表和同伴问题量表。每个量表都包括关于孩子的几个陈述。情绪问题量表包括三个陈述（例如，"我的孩子经常不高兴，情绪低落"）。行为问题量表包括两个陈述（例如，"我的孩子经常发脾气，脾气暴躁"）。多动症量表也包括两个陈述（例如，"我的孩子烦躁不安，过于活跃，不能长时间坐着不动"）。反社会量表包括五个陈述（例如，"我的孩子在社交场合不自在，如聚会、学校、与人玩耍"），而同伴问题量表包括两个陈述（例如，"我的孩子被其他孩子挑衅或欺负"）。对于每个陈述，父母可以选择四个答案。"不真实"，"有点真实"，"当然真实"，和 "我不知道"。

根据SDQ手册，如果负面陈述 "不真实"，我们给0分；如果 "有点真实"，给1分；如果 "肯定真实"，给2分（[35]，https://www.sdqinfo.org/ 2022年2月24日访问）。反向编码用于积极的陈述，例如，"通常被其他孩子喜欢"。我们把 "我不知道 "的答案编码为缺失。然后，通过将每个陈述的单项得分相加得到每个量表的综合得分，得分越高意味着行为问题越多。如果其中一个陈述的分数缺失，整个量表的分数就被算作缺失。所关注的结果，即儿童的总问题行为，是由五个行为量表的得分之和得到的。从结构上看，这个分数可以有0到28的数值（2乘以14个陈述），分数越高，说明孩子的行为困难越多。我们还计算了文献中经常分析的另外两个量表：外部化和内部化问题行为得分。外化问题行为得分被计算为行为问题量表和多动量表之和，内化问题行为得分被计算为情绪问题量表和同伴问题量表之和。

所关注的自变量是一个指标，如果孩子的父母是同性，则数值为1，如果孩子的父母是异性，则数值为0。为了构建这个变量，我们使用了两个问题的答案。首先，受访者被问及他们自己的性别。然后，受访者被问及他们伴侣的性别。在这两种情况下，受访者可以选择 "男性 "或 "女性"。因此，如果受访者报告他们的性别和他们伴侣的性别相同（都是女性或都是男性），我们认为一个孩子有同性父母。因此，如果受访者的性别是女性，而其伴侣的性别是男性，或者相反，则认为孩子有不同性别的父母。

在儿童层面上，我们对儿童的性别进行控制，包括一个指标，如果儿童是女性，其值为1，如果儿童是男性，其值为0。我们还通过加入一个连续的年龄变量来控制孩子的年龄。在父母层面，我们通过包括受访者的教育和收入来控制父母的社会经济地位。如果受访者获得了高等教育文凭（学士、硕士或博士），则教育值为1；如果受访者只有高中文凭或高中辍学，则教育值为0。
收入包括受访者个人每月的工作净收入，单位为欧元，是一个分类变量，包括三个类别：

• 低（每月少于1499欧元），
• 中（每月1500至2999欧元），
• 高（每月超过2999欧元）。
  

最后，我们控制了三个家庭变量：婚姻状况（0为未婚，1为已婚），孩子是否在当前关系之外出生（0为否，1为是），以及一个生活在家庭中的孩子总数的连续变量。所有的控制变量以前都在关于同性家庭儿童结果的文献中使用过（例如，见[36]）。

2.3. 样本限制
为了研究有同性父母的儿童的行为结果，我们以三种方式限制了样本。我们从880个家庭中的1353个有效的个人案例的样本开始。由于我们对儿童的结果感兴趣，我们删除了没有孩子的受访者，结果是412个家庭的603名受访者。然后，我们剔除了孩子小于6岁或大于16岁的受访者，或者孩子不和受访者住在一起的受访者。这是因为计算量表的声明是关于6至16岁之间仍与受访者一起生活的孩子。因此，如果孩子不在这个年龄段或不与被调查者一起生活，计算量表的语句就会缺失，我们就不能分析孩子的行为结果。这一限制使样本减少到234个家庭的341名受访者。此外，一些受访者在同一个家庭中生活在一起，因此被问及同一个孩子。

为了避免重复计算，我们遵循简单透明的规则，根据父母哪一方在家庭中花费时间最多的假设，来决定保留哪一个受访者。也就是说，我们首先选择了女性，因为研究表明，女性仍然承担着大部分的家庭劳动和育儿工作[37,38]。然后，我们选择了失业状况和工作时间，假设失业或工作较少的父母也会在家庭中花更多时间照顾孩子。这样就得到了234个家庭中241个独特的受访者的样本。最后，我们删除了结果、自变量和协变量的缺失值，得出186名儿童的总样本，其中74名儿童有同性父母，112名儿童有不同性别的父母。

2.4. 统计分析
我们使用粗化精确匹配（CEM）对父母为同性的儿童和父母为异性的儿童进行比较。CEM在减少两组间观察特征的不平衡方面特别有用，并减少可能导致治疗效果偏差的模型不平衡[39,40]。CEM是通过将每个同性父母的孩子与一个或几个不同性别父母的孩子相匹配来实现的，这些孩子要么具有完全相同的观察特征（精确匹配），要么具有基于狭窄类别的非常相似的观察特征（粗略的精确匹配）。

Iacus、King和Porro（2012）发现，在估计因果效应方面，粗化的精确匹配优于OLS估计的线性回归和经常使用的倾向得分匹配（PSM）[39]。因此，我们认为CEM对这个分析特别有用。尽管如此，由于我们不能控制未观察到的因素，我们的结果是相关的，而不是因果关系。为了进行匹配，我们搜索了所有协变量的精确匹配，除了家庭中的孩子数量，它被粗化为包括三个类别（一个孩子，两个孩子，三个或更多孩子），以及孩子的年龄，它被保持连续。由于没有理论依据，我们保持年龄的连续性。鉴于一些变量没有完全匹配，我们的最终样本包括134个孩子，其中62个孩子有同性父母。G*power 3.1.9.1版（Heinrich Heine University Düsseldorf, Düsseldorf, Germany）被用来进行事后力量分析，α=0.05[42]。分析结果显示，检测中等效应大小（f2=0.10）的力量非常高（1-β误差概率=0.977）。

3. 结果
在本节中，我们首先介绍了分别有同性和异性父母的儿童的描述性统计。然后，我们估计了拥有同性父母与问题行为总分之间的关系。我们还分别介绍了外部化和内部化行为问题得分的结果。最后，我们估计拥有同性父母与五个行为量表的关系：情绪问题量表、行为问题量表、多动量表、反社会量表和同伴问题量表。
3.1. 描述性统计
表1显示，在粗略的精确匹配之前，父母为同性的儿童明显更有可能拥有完成高等教育的父母。此外，有同性父母的儿童在家庭中与其他儿童一起长大的情况较少。这两个因素可能表明，与同性父母相比，同性父母的孩子往往具有社会经济优势。然而，表1还显示，同性父母的孩子在受访者当前关系之外出生的可能性要高16.8个百分点，这表明同性父母的孩子明显更可能经历过父母分离。这与其他使用荷兰行政人口数据的研究一致[43]。

表1. 粗略精确匹配前的描述性统计。

3.2. 拥有同性父母与行为结果之间的关系
图1比较了父母为同性的儿童和父母为异性的儿童在问题行为总分以及外化和内化问题行为分上的情况。所有的模型都是通过对孩子的性别和年龄、被调查者的婚姻状况、被调查者的教育和收入、孩子是否在被调查者目前的关系之外出生以及家庭中孩子的数量进行粗略的精确匹配来估计的。虽然系数是正数，但置信区间非常宽，包括总问题行为的零（估计值=0.772，se=0.637，p=0.227，95%CI（-0.487，2. 032），以及外部化（估计=0.168， se=0.291，p=0.565，95%CI（-0.408，0.743））和内部化问题行为（估计=0.187， se=0.440，p=0.004，95%CI（-0.291，0.665））子量表。） 因此，我们没有观察到任何分数上的明显差异。这表明父母为同性的儿童并不比父母为异性的儿童经历更多的行为困难，无论是外部化还是内部化。

图1. 拥有同性父母与困难、外部化和内部化分数之间的关系。条形代表95%的置信区间。所有的模型都是通过对孩子的性别和年龄、被调查者的婚姻状况、被调查者的教育和收入、孩子是否在被调查者目前的关系之外出生、以及家庭中孩子的数量进行粗略的精确匹配来估计的。该样本包括62名父母为同性的儿童和72名父母为异性的儿童。

在图2中，我们更深入地挖掘行为困难，并在五个行为量表的每个方面将同性父母的儿童与异性父母的儿童进行比较：情绪问题量表（估计=0.138，se=0.204，p=0.500，95%CI（-0.266，0.543）），行为问题量表（估计=0.033，se=0。 148，p=0.825，95%CI（-0.260，0.326）），多动量表（估计=0.135，se=0.200，p=0.501，95%CI（-0.261，0.531）），反社会量表（估计=0。 417，se = 0.296，p = 0.162，95%CI（-0.169，1.004）），和同伴问题量表（估计 = 0.049，se = 0.086，p = 0.571，95%CI（-0.121，0.219））。再一次，系数是正的，但没有一个系数与零有显著差异。此外，除了反社会量表的系数外，所有的系数都非常接近于零。因此，更详细的行为量表结果证实，同性父母的孩子并不比异性父母的孩子经历更多的行为困难。

图2. 拥有同性父母与行为量表之间的关系。条形代表95%的置信区间。所有的模型都是通过对孩子的性别和年龄、被调查者的婚姻状况、被调查者的教育和收入、孩子是否在被调查者目前的关系之外出生以及家庭中孩子的数量进行粗略的精确匹配来估计的。该样本包括62名父母为同性的儿童和72名父母为异性的儿童。

4.讨论
目前的研究使用了荷兰父母为同性和异性的儿童的独特概率调查数据来研究儿童的行为结果。具体来说，我们研究了由家长报告的SDQ的情绪、行为、多动、亲社会和同伴问题分量表。我们的结果显示，两种家庭类型的儿童都表现出类似的行为适应水平，并且在父母为同性和异性的儿童之间没有发现统计学上的显著差异。这些发现与这一领域的绝大多数先前的研究是一致的。考虑到越来越多的证据表明性少数群体，特别是性少数群体的父母所经历的少数群体压力，这仍然是一个谜。为什么性少数群体中与压力有关的心理疾病，如抑郁症、焦虑症和其他精神疾病的高发率并没有转化为他们后代的负面结果？

部分答案可能是，同性父母为他们的孩子准备好了与异性恋社会的对抗和对其家庭状况的不良反应，以应对这种情况，从而不影响他们的行为或福祉[44,45,46,47]。对于我们的无差异发现，另一个可能的解释是荷兰对同性父母及其子女相对支持的法律和社会环境。尽管仍有很大的改进空间，例如，女性同性伴侣可以平等地获得体外受精，男性同性伴侣可以获得妊娠代孕，以及在国际多配偶制的情况下，所有参与的父母都有合法的父母身份（例如，一对男性夫妇与一对女性夫妇共同养育一个或多个孩子，同时生活在两个不同的家庭），荷兰可以被视为同性家庭的法律先驱。

尽管如此，在荷兰和其他地方，性少数群体仍然面临着社会的排斥、羞辱和歧视[46,48,49]。最近的证据显示，荷兰的同性伴侣比异性伴侣更经常面临来自原生家庭的社会排斥[50]。他们的社会网络的结构性差异表明，潜在的异性歧视继续影响着性少数群体夫妇和家庭。对同性伴侣和家庭的法律支持的后果的研究表明，一般来说，正式的支持结构是抵御异性主义对性少数群体家庭运作障碍的重要资源[51,52]。有鉴于此，必须继续加强法律支持，以确保同性父母及其家庭的儿童的福祉。

我们的研究结果表明，少数民族家庭的家庭系统内有相当大的复原力，以使心理健康的差异不会传给孩子。我们确实知道，在性少数群体中，缓冲不良心理健康结果的个人复原力因素包括拥有强大的支持网络和与其他性少数群体和家庭的社区联系[53,54]。然而，无论是同性父母的子女的复原力，还是性少数群体家庭中父母的心理健康与子女行为结果之间的联系，都没有得到科学的关注（例外情况，见[55]）。

因此，人们对他们家庭系统的复原力的机制知之甚少。我们需要更好地了解有同性父母的儿童及其家庭的压力和复原力的来源，以便为那些需要的人提供有针对性的支持。像我们这样的平均比较，以及该领域大多数定量研究的平均比较，简化了儿童群体中的异质性。两个比较组都包括确实需要额外支持的儿童和家庭。由于知道同性父母有较高的不良心理健康结果的风险，父母和儿童的适应之间的联系是进一步支持性少数群体家庭的一个明显目标。

几十年来，有同性父母的儿童的福祉一直受到审查，以努力在反对收养权的政治斗争中利用儿童福祉较低的证据。因此，可以想象，对他们的养育方式和家庭的这种高度审查的了解，可能会激励同性父母少报他们的孩子可能出现的任何问题。然而，这种向下的偏见不太可能是反复发现同性父母和异性父母的孩子之间在适应方面没有差异的唯一原因。观察到的同性父母压力升高和明显的健康梯度与他们孩子的行为适应之间的差异的另一个原因可能是同性父母的积极补偿策略。在过去的研究中，人们已经认识到，为人父母是有选择的，因为成为父母与相当多的法律、财政和社会障碍有关。尽管有这些障碍，但成为父母的同性夫妇必须有强烈的愿望，而这是一般的异性父母所不能比拟的。有鉴于此，育儿质量的真正差异是可信的。

无论如何，从法律上和社会上理解和加强性少数群体家庭是很重要的，因为他们不应该对他们的家庭在异性恋社会中所面临的逆境有如此明显的适应能力。为此，未来研究的途径包括将重点从同性和异性父母的子女之间的赤字驱动的比较方法转移到理解性少数群体家庭内的压力和复原力的机制[55]。

与任何研究一样，我们的研究也有局限性。我们只使用了依赖父母自我报告的SDQ的父母版本。这些测量方法不可能摆脱对孩子行为的主观感受的特异性差异，在某些情况下，也不可能摆脱社会期望。如果少报问题的倾向与家庭类型相关，这可能会造成问题。然而，对客观结果的研究，如学校的入学率和表现，也表明同性父母的孩子比异性父母的孩子做得同样好或更好。这使基于儿童适应的主观测量的结果具有可信性，如SDQ的父母版本。

此外，我们无法解释基于个人特征的调查的选择偏差。UNICON数据中的权重允许对每个单元的同性和异性父母总数进行修正（地区×城市化）。然而，由于我们不知道有关夫妇的社会人口特征的任何进一步信息，很难估计调查在多大程度上受到选择性反应的影响。考虑到相当低的回应率，这一点是相关的。虽然回复率并不理想，但考虑到荷兰人越来越多的调查疲劳，以及从实体邀请函过渡到网络参与调查的受访者负担，这个回复率还是令人满意的[32]。Steinmetz和Fischer（2019）通过使用可比的基准调查，对可能的选择性回应进行了间接评估。他们的结论是，在这种间接评价的范围内，至少没有证据表明存在强烈的选择偏差。

我们目前的研究是基于 "差异之间 "的方法，将同性父母家庭的儿童与不同性别父母家庭的儿童进行比较。基于差异间方法的研究不能谈论在同性父母家庭中成长的儿童的独特经历（如与异性恋社会的对抗、对同性恋的鄙视、他们如何处理这些经历，以及这对他们的心理适应意味着什么）。只有用内差法，即只关注同性父母家庭，才有可能获得更多关于这类问题的信息[55]。

尽管同性和异性父母家庭中的儿童在幸福感方面没有明显的平均差异（比如在我们的研究中）[56,57]，但儿童群体内部存在异质性。一些研究表明，同性父母家庭中的儿童如果经历过仇视同性恋的污名化，就会报告更多的问题行为[19,58]。这些在生命早期（例如，在青春期）经历的仇视同性恋的污名化的影响往往可以追溯到生命后期的（新兴）成年时期[59,60]。然而，也有一些保护性因素对儿童产生不利影响[45,46,61]。这种保护性因素的一个例子是，当母亲为孩子创造一个环境，让孩子知道并与其他父母为同性的孩子接触[45]。这是很重要的信息，可以帮助同性父母家庭预防孩子生活中的困难。

5. 结论
本研究再次加强了研究机构，表明在一系列行为和情感结果方面，同性和异性父母的孩子之间没有结构性差异。我们的研究填补了这一领域的空白，通过补充来自社区和便利样本、大型家庭调查以及来自登记簿的人口数据的现有证据，这在该领域是完全独特的。鉴于这些汇聚在一起的无差异证据，我们建议重新关注，从赤字驱动的比较方法转向理解性少数群体家庭特有的压力和复原力因素。

作者的贡献
概念化，D.M.、M.M.F.和H.M.W.B.；数据整理，D.M.、M.M.F.和H.M.W.B.；形式分析，D.M。M.M.F.和H.M.W.B.；资金获取，D.M.，M.M.F.和H.M.W.B.；调查，D.M.，M.M.F.和H.M.W.B.；方法学，D.M。M.M.F.和H.M.W.B.；项目管理，M.M.F.和H.M.W.B.；资源，M.M.F.；监督，H.M.W.B.；验证，D.M.和H.M.W.B.；视觉化，D.M。所有作者已阅读并同意该稿件的出版版本。

资助
Deni Mazrekaj感谢欧洲研究理事会（ERC）在欧盟 "地平线2020 "研究和创新计划下的资助，资助协议号为681546（FAMSIZEMATTERS）。Mirjam Fischer得到了德国联邦教育和研究部[编号01UW2002]和德国研究基金会[编号FI 2490/1-1]的资助。数据收集包括欧洲研究理事会的资金（PI：Matthijs Kalmijn，ERC资助协议669334）。

机构审查委员会声明
本研究根据《赫尔辛基宣言》的指导方针进行，并由阿姆斯特丹社会科学研究所伦理咨询委员会和荷兰阿姆斯特丹大学社会与行为科学学院伦理委员会批准（2016年3月21日协议代码2015-AISSR-6327）。

知情同意声明
所有参与研究的对象都获得了知情同意。

数据可用性声明
数据可在Fischer, M. M.（阿姆斯特丹大学）；Kalmijn, M.（阿姆斯特丹大学）；Steinmetz, S.（阿姆斯特丹大学）（2017）进行非商业性学术使用。Unions in Context（UNICON）。DANS。https://doi.org/10.17026/dans-z5y-xa6w，2021年11月3日访问。

鸣谢
我们要感谢Matthijs Kalmijn和Stephanie Steinmetz在数据收集和关于该主题的初步交流方面的贡献。

利益冲突
作者声明没有利益冲突。

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出版者注：MDPI对出版地图和机构隶属关系中的管辖权主张保持中立。
翻译者注：91喜来宝站长对本文观点不持任何倾向性看法

作者：

• Deni Mazrekaj 1,2,3,*[url=https://orcid.org/0000-0002-3311-6056],
• Mirjam M. Fischer4[url=https://orcid.org/0000-0002-4039-7319]
• Henny M. W. Bos⁵
  

1、乌特勒支大学社会学系，Padualaan 14, 3584 CH Utrecht, The Netherlands
2、牛津大学纳菲尔德学院，牛津大学新路，牛津OX1 1NF，英国
3、鲁汶大学教育经济学研究（LEER），Naamsestraat 69, 3000 Leuven, Belgium
4、科隆大学社会学和社会心理学研究所，Albertus-Magnus-Platz, D-50923 Cologne, Germany
5、荷兰阿姆斯特丹大学社会与行为科学学院儿童发展与教育研究所，Nieuwe Achtergracht 127, 1001 NG Amsterdam, The Netherlands

通讯作者注明
Int. J. Environ. Res. Public Health 2022, 19(10), 5922; https://doi.org/10.3390/ijerph19105922
2022年3月31日/修订：2022年5月5日/接受。2022年5月7日 / 发表于：2022年5月13日
(本文属于《与新家庭形式有关的健康和幸福》特刊。成年个人、夫妇、大家庭成员、儿童和专业人士的观点)

© 2022年，作者的作品。许可人：MDPI，瑞士巴塞尔。本文是根据知识共享署名（CC BY）许可的条款和条件发布的开放存取文章（https://creativecommons.org/licenses/by/4.0/）。

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