子女數(shù)量與育齡母親生活滿意度的鏈式中介模型 *

江盈穎 馬 麗 張麗錦 朱莉琪

(1 中國科學院行為科學重點實驗室，中國科學院心理研究所，北京 100101) (2 中國科學院大學心理學系，北京 100049)(3 陜西師范大學心理學院，西安 710062)

1 引言

為促進人口長期均衡發(fā)展，2012 年后我國先后實施“單獨二孩”“全面二孩”生育政策；2021 年7 月20 日，《中共中央 國務院關于優(yōu)化生育政策促進人口長期均衡發(fā)展的決定》公布，提出實施三孩生育政策及配套支持措施。政策的有效性取決于一系列因素，其中一個重要因素是心理因素，需要關注子女數(shù)量的增加給父母的物質和精神生活帶來的影響。在這一背景下，有必要探究子女數(shù)量對育齡母親生活滿意度的影響及其內在機制。

為解釋20 世紀70 年代西方國家出現(xiàn)生育率持續(xù)降低，而大多數(shù)發(fā)展中國家卻出現(xiàn)人口出生率超高的現(xiàn)象，F(xiàn)awcett（1972）提出了“子女價值”（value of children）理論。這一理論認為子女一方面可以滿足父母的需要，為父母帶來一些價值（包括經(jīng)濟上的回報、情緒情感的滿足、社會地位的提升以及家庭的鞏固等）；另一方面，生育和養(yǎng)育子女過程中還會面對經(jīng)濟花費、精力和情感上的付出和身體的消耗等方面的壓力（Fawcett,1972; Hoffman & Hoffman, 1973）。 “子女價值”理論認為隨著每名子女的物質經(jīng)濟財富的積累，子女數(shù)量的增加會給父母帶來更多經(jīng)濟上的回報。然而，子女數(shù)量并不能夠預測子女對于父母情感需要的滿足（Nauck, 2007）：一個孩子可以提供的情感價值與兩個/三個孩子提供的情感價值沒有顯著差異，邊際效用隨孩子的增加而減少。由此可以推測子女數(shù)量的增加并不能顯著提高父母情感需要的滿足?！白优畠r值”理論也認為，子女的數(shù)量增加會使得父母面對更大的教養(yǎng)壓力（Hong & Liu, 2021; Lavee et al., 1996）。而經(jīng)濟上的回報、情緒情感的滿足和教養(yǎng)壓力等因素都是生活滿意度的重要預測變量（Bucher et al., 2019;Cho & Hong, 2013; Gitmez & Morc?l, 1994）。

已有研究也關注了子女數(shù)量與父母生活滿意度的關系，但沒有得到一致的結論。已有一些研究發(fā)現(xiàn)子女的數(shù)量常常負向預測父母的生活滿意度（Alesina et al., 2004; MacCulloch et al., 2003），也有研究發(fā)現(xiàn)子女數(shù)量能夠正向預測父母的生活滿意度（Haller & Hadler, 2006）。還有研究者認為子女數(shù)量與父母的生活滿意度的關系受到子女年齡、父母的婚姻狀況、性別等其他因素的調節(jié)（Angeles, 2010; Pollmann-Schult, 2014; Ugur,2020）：在德國，有伴侶父母（已婚、同居）中子女的數(shù)量能夠正向預測生活滿意度，但是在單身父母（離異、喪偶）中子女的數(shù)量與生活滿意度并沒有統(tǒng)計學意義上的關系。以往研究發(fā)現(xiàn)子女數(shù)量與父母生活滿意度的關系也會受到地區(qū)和文化的調節(jié)（Becchetti et al., 2013）。中國有“多子多福”的文化傳統(tǒng)，子女數(shù)量可能能夠正向預測父母的生活滿意度；但是當代中國子女養(yǎng)育成本提高，父母的教養(yǎng)壓力增加，子女數(shù)量與生活滿意度之間的關系可能變得更復雜。國內已有的關于“子女數(shù)量與父母生活滿意度”的研究大多集中于成年子女及其父母（即中老年被試群體），研究者發(fā)現(xiàn)子女數(shù)量對老年人當前生活滿意度呈正向積極作用（張海峰 等, 2020），但是也會受到子女婚姻狀況、城鄉(xiāng)和性別的調節(jié)（劉亞飛, 胡靜,2017; 王雨濛 等, 2016）。目前針對正處于適齡生育群體的研究較少。了解適齡生育群體子女數(shù)量與父母生活滿意度的關系，對于制定和落實相關生育政策有著重要意義（徐華春 等, 2018）。

子女數(shù)量的增多會帶來教養(yǎng)壓力的增加。教養(yǎng)壓力是指個體在扮演父母角色過程中所感受到的特殊的壓力（Abidin, 1990）。已有大樣本的研究發(fā)現(xiàn)中國二孩家庭的父母相較于一孩家庭的父母報告了更高的教養(yǎng)壓力水平（Hong & Liu, 2019），這一結果與已有研究結果類似（Lavee et al.,1996）。許多研究都發(fā)現(xiàn)了父母教養(yǎng)壓力與生活滿意度的負向關系，教養(yǎng)壓力對生活滿意度的穩(wěn)定影響不僅體現(xiàn)在殘障兒童的父母群體中，在正常兒童的家庭中也普遍存在（Cho & Hong, 2013;Wang et al., 2020）。然而教養(yǎng)壓力并不一定直接導致生活滿意度的下降。一些其他的心理品質，比如心理韌性會在其中起中介作用。心理韌性是指個體所擁有的能夠幫助自己在處于逆境或者威脅時抵御環(huán)境的不利影響，取得良好發(fā)展結果的特質和能力（Luthar et al., 2000）。近來一些研究者認為心理韌性也包含了個體對于外部資源積極地獲取和利用的行為（朱曉偉 等, 2018）。心理韌性是生活滿意度的預測變量（Wang & Kong, 2020）：已有神經(jīng)科學和正念干預的研究顯示心理韌性可以通過影響靜息態(tài)時前扣帶回皮層和眶額皮層的腦活動影響生活滿意度（Kong et al., 2015; Wang &Kong, 2020）。資源保存理論認為，有助于維持身心健康的資源會受到不良因素的影響而受損，從而導致心理健康問題（Hobfoll & Ford, 2007）。壓力產(chǎn)生于個體對于情境和自身資源的評估，個體會通過失控、緊張或者焦慮等情緒和行為表現(xiàn)降低應對能力。而長時間處于壓力情境中會導致心理韌性受損，從而影響其身心健康（朱曉偉 等,2018）。許多研究已經(jīng)證明了環(huán)境和其他心理因素會通過心理韌性影響生活滿意度：比如個體受到的壓力會通過降低心理韌性從而影響其睡眠質量（張丹 等, 2021），認知重評的策略能夠通過提高心理韌性從而提高生活滿意度（陳琴, 王振宏,2014）。另外也有研究發(fā)現(xiàn)，阿爾茨海默癥看護者所感知到的看護壓力負向預測其心理彈性（Wilks &Croom, 2008），殘障兒童父母所感知到的教養(yǎng)壓力負向預測父母的心理彈性，而社會支持在其中起到中介的保護性作用（Zhao et al., 2021）。因此，本研究預期子女數(shù)量通過教養(yǎng)壓力影響育齡父母的生活滿意度的同時，也可能會通過教養(yǎng)壓力影響心理韌性，進而影響育齡父母的生活滿意度。

因為母親在養(yǎng)育過程中投入的時間比父親更多，承擔著更多非經(jīng)濟的壓力，這可能使得母親不得不放棄自己娛樂休息的時間照顧子女，同時還會影響她們的職業(yè)發(fā)展，研究者認為子女數(shù)量對于生活滿意度的消極影響主要表現(xiàn)在女性群體中（Becchetti et al., 2013），因此本研究選取育齡母親為研究對象，探討子女數(shù)量對于育齡母親生活滿意度的影響，并進一步分析教養(yǎng)壓力與心理韌性在其中的具體作用。研究假設模型如圖1 所示。

圖1 研究假設模型

2 研究方法

2.1 被試

采取整群取樣法，從陜西省西安市某小學以班級為單位抽取三至六年級學生共773 名，由學生將問卷帶回家，邀請其母親填寫，回收問卷726 份。剔除5 題以上連續(xù)未作答的無效問卷，得到有效問卷510 份，有效回收率為70.25%。其中，農(nóng)村戶口123 人（24.12%），城市戶口387 人（75.88%）；家庭子女數(shù)量中，一孩母親252 人（49.41%），二孩238 人（46.67%），三孩17 人（3.33%），四孩3 人（0.59%）。被試的平均年齡為37.23±2.98 歲（年齡范圍為29.25～50.33 歲）。由于三孩與四孩母親的被試量較少，本研究以下只納入一孩母親和二孩母親數(shù)據(jù)進行分析（一個孩子編碼為0，兩個孩子編碼為1；n=490）。一孩（獨生子女或二孩家庭中的第一個孩子）的平均年齡為9.81±1.97 歲（年齡范圍為8.08～24.17 歲）。

2.2 研究工具

2.2.1 教養(yǎng)壓力問卷

本研究采用Zheng 等人（2005）的子女價值觀問卷中的教養(yǎng)壓力題項（Kim et al., 2005），量表包括3 個題目，例如“養(yǎng)育這個孩子帶來的問題比原來預料的更多”，采用Likert 5 點計分，1 表示“完全不符合”，5 表示“完全符合”。所有題目總分越高表明母親教養(yǎng)壓力越大。本研究中該問卷的Cronbach’s ɑ系數(shù)為0.82。

2.2.2 心理韌性量表

本研究采用于肖楠和張建新（2007）修訂的Connor-Davidson 韌性量表（Connor-Davidson Resilience Scale, CD-RISC），量表由25 個題目組成，包括三個維度：樂觀性（4 個題目，如“我有親密、安全的關系”）、自強性（8 個題目，如“我能適應變化”）和堅韌性（13 個題目，如“當事情看起來沒什么希望時，我不會輕易放棄”）。采用Likert 5 點計分，1 表示“從不”，5 表示“總是”，所有題目總分越高表明母親的心理韌性水平越高。對問卷進行驗證性因素分析，結果表明模型各項指標擬合可接受：χ2/df=3.89，CFI=0.87，TLI=0.86，RMSEA=0.08，SRMR=0.05。本研究中該量表的Cronbach’s ɑ系數(shù)為0.94。

2.2.3 生活滿意度量表

本研究采用Zheng 等人（2005）的子女價值觀問卷中的生活滿意度量表，量表包括6 個題目，包括對健康狀況、工作、家庭、丈夫、友誼以及對生活總體感覺的滿意度評價，采用Likert 5 點計分，1 表示“非常不滿意”，5 表示“非常滿意”。所有題目總分越高表明個體生活滿意度越高。對問卷進行驗證性因素分析，結果表明模型各項指標擬合可接受：χ2/df=3.79，CFI=0.99，TLI=0.96，RMSEA=0.07，SRMR=0.01。本研究中該量表的Cronbach’s ɑ系數(shù)為0.82。

2.2.4 家庭社會經(jīng)濟地位

參考師保國和申繼亮（2007）的做法，把受教育程度分為8 個等級，賦予1～8 的分；把收入分為5 個等級，賦予1～5 的分值。最后把兩個指標求平均作為客觀社會經(jīng)濟地位的指標，分數(shù)越高表明客觀社會經(jīng)濟地位越高。

2.3 研究程序與統(tǒng)計方法

以班級為單位發(fā)放問卷，由學生帶回家給自己的母親填寫。向學生說明研究意圖并強調自愿、匿名、據(jù)實填答等原則。所有問卷第二天帶回學校收回。使用SPSS26.0 和Amos26.0 對數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析。首先使用SPSS26.0 統(tǒng)計各變量的分布情況，計算其相關關系；然后使用Amos26.0 對假設模型進行檢驗。

3 結果

3.1 共同方法偏差檢驗

本研究主要采用自陳報告法收集數(shù)據(jù)，這一研究方法可能會存在共同方法偏差的問題，因此本研究在問卷測量的過程中進行了必要的控制，如保護被試的匿名性、在知情同意書中向被試說明所得到的數(shù)據(jù)僅用于科學研究、問卷中部分題目使用了反向計分等等。另外，在分析數(shù)據(jù)前采用Harman 單因素檢驗法，將所有變量的題項進行主成分因子分析。結果顯示，第一個因子能夠解釋31.68%的變異量，小于40%的臨界值。因此本研究的數(shù)據(jù)不存在嚴重的共同方法偏差。

3.2 描述性統(tǒng)計與相關分析

表1 列出了各變量的平均數(shù)、標準差及其皮爾遜相關矩陣。相關分析發(fā)現(xiàn)，子女數(shù)量與教養(yǎng)壓力呈正相關；教養(yǎng)壓力與心理韌性、生活滿意度呈負相關；心理韌性與生活滿意度呈正相關。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計和相關矩陣（n=490）

3.3 中介效應檢驗

為了有效控制測量誤差，本研究采用結構方程建模的方法進行多重中介效應檢驗，得到圖2 所示的路徑模型。并將家庭社會經(jīng)濟地位、戶口（農(nóng)村/城市）、母親的年齡以及一孩年齡納入控制變量。結果顯示模型擬合良好：χ2/df=2.04，CFI=0.99，TLI=0.96，RMSEA=0.05，SRMR=0.02。該模型包含兩條中介路徑：教養(yǎng)壓力的中介、教養(yǎng)壓力-心理韌性的鏈式中介。最后，采用偏差校正的非參數(shù)百分位Bootstrap 檢驗，重復取樣5000 次，進行中介效應檢驗及置信區(qū)間的估計，若95%的置信區(qū)間不包括0，則表明間接效應有統(tǒng)計學意義。結果表明，教養(yǎng)壓力和心理韌性在子女數(shù)量-生活滿意度之間起到完全中介作用：教養(yǎng)壓力起到獨立中介作用（95%的置信區(qū)間為[-0.12, -0.02]）、教養(yǎng)壓力-心理韌性起到鏈式中介作用（95%的置信區(qū)間為[-0.04, -0.01]）。見表2。

圖2 中介模型檢驗結果

表2 對中介效應顯著性檢驗的Bootstrap 分析及效應量

4 討論

本研究結果顯示，子女數(shù)量并不直接影響育齡母親的生活滿意度，而是通過教養(yǎng)壓力和心理韌性的中介作用間接影響育齡母親的生活滿意度。中介作用主要通過兩條路徑來實現(xiàn)：一條是教養(yǎng)壓力的獨立中介作用；另一條是通過教養(yǎng)壓力和心理韌性的鏈式中介作用。

本研究并沒有發(fā)現(xiàn)子女數(shù)量對生活滿意度的直接影響?？赡艿脑蚴?，子女數(shù)量對生活滿意度的影響較為復雜：子女數(shù)量的增加一方面能夠帶來更多的情感上的支持，另一方面也增加了當前撫育孩子所帶來的壓力。為人父母本身對生活滿意度有積極影響，但是這些提高生活滿意度的積極影響可能被子女成本所抵消。另外“子女價值”理論認為子女數(shù)量并不能夠預測子女對于父母情感需要的滿足（Nauck, 2007）：一個孩子與兩個/三個孩子提供的情感價值沒有顯著差異，邊際效用隨孩子的增加而減少。因此，從沒有子女到有子女的情感回報會大于從一個子女到兩個子女。已有研究證明孩子提供的生命意義以及親子關系中的愉悅體驗并不會隨著子女數(shù)量的增加而增加（Nomaguchi & Brown, 2011），而親子關系的滿意度與生活滿意度呈顯著的正相關（Jiménez-Iglesias et al., 2017; Peng et al., 2019），可能與已有研究結果類似，生活滿意度或許不會隨著子女數(shù)量的增加而提高。本研究被試群體均為已育孩子的母親，子女數(shù)量的增加或許對其生活滿意度影響降低。

研究結果驗證了教養(yǎng)壓力的獨立中介作用和教養(yǎng)壓力-心理韌性的鏈式中介作用。子女數(shù)量的增加不僅會使得母親感知到的整體的教養(yǎng)壓力增加從而降低其生活滿意度，同時教養(yǎng)壓力的增加也會通過降低母親的心理韌性，進而降低育齡母親的生活滿意度。這提示，除了用制度保障降低養(yǎng)育壓力，還要關注育齡母親的心理健康水平和心理特質。正念干預的研究驗證了心理韌性對生活滿意度的影響：正念訓練能夠通過提高個體的心理韌性，從而正向影響自尊水平和生活滿意度（Wang & Kong, 2020）。這些研究佐證了心理韌性作為個體所擁有的抵御環(huán)境的不利影響的特質和積極地獲取和利用外部資源的行為（朱曉偉 等,2018; Luthar et al., 2000），其在教養(yǎng)壓力與生活滿意度中的重要作用。

本研究也存在一些局限和不足：第一，樣本的選取主要為育有一孩或二孩的母親，前人研究發(fā)現(xiàn)的子女數(shù)量的邊際效用遞減現(xiàn)象提示，未來研究可以選取沒有子女與育有子女的被試進行比較。第二，本研究測量的教養(yǎng)壓力的幾個題項主要為育齡母親所感知到的整體的壓力，未來研究者可以采用更加嚴格的測量工具，具體測量教養(yǎng)壓力的來源，如養(yǎng)育孩子帶來配偶之間的問題、身體健康問題、社會關系問題等等（Nygren et al.,2012），探討子女數(shù)量的增加對不同維度教養(yǎng)壓力的影響。第三，其他因素如戶口、家庭社會經(jīng)濟地位、子女性別及年齡等因素也會對母親的教養(yǎng)壓力和生活滿意度產(chǎn)生重要的影響，未來研究可以將這些因素納入，進行更加全面的分析。第四，父親在家庭和生育選擇中起著重要的作用，未來研究可以納入父親群體，對比家長角色是否會在其中起到調節(jié)作用，從而更加全面地分析子女數(shù)量對于個體生活滿意度的影響，并進一步分析其對個體生育意愿的影響。

5 結論

（1）教養(yǎng)壓力中介了子女數(shù)量和育齡母親生活滿意度之間的關系。（2）教養(yǎng)壓力和心理韌性在子女數(shù)量和育齡母親生活滿意度之間起鏈式中介作用。