父母養(yǎng)育倦怠對(duì)親子關(guān)系的影響：婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h1>
2024-01-31 00:01:32林麗云向夢(mèng)涵吳泳桃劉學(xué)蘭
心理與行為研究 2023年6期
林麗云 向夢(mèng)涵 吳泳桃 劉學(xué)蘭
(“兒童青少年閱讀與發(fā)展”教育部哲學(xué)社會(huì)科學(xué)實(shí)驗(yàn)室(華南師范大學(xué))，華南師范大學(xué)心理學(xué)院，心理應(yīng)用研究中心，廣 州 510631)
1 引言
父母養(yǎng)育倦怠是指父母面對(duì)長(zhǎng)期的教養(yǎng)壓力，產(chǎn)生的一種與養(yǎng)育情境相關(guān)的情緒失調(diào)，包含情感衰竭、情感疏離以及低個(gè)人成就感的三維綜合癥，可以看作父母子系統(tǒng)中的一種情緒反應(yīng)(Roskam et al.,2017)。而親子關(guān)系是以血緣關(guān)系和共同生活為前提，通過日常生活中的溝通交流，父母與子女之間發(fā)展起來的親密關(guān)系，包括情感和行為等多方面的雙向互動(dòng)(張盼,2018)。以往研究發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)育倦怠情緒對(duì)任何家庭類型的親子關(guān)系都會(huì)產(chǎn)生直接的負(fù)面影響(Gillis ＆ Roskam,2019;Mikolajczak et al.,2018)。陷入養(yǎng)育倦怠的父母常常喪失教養(yǎng)的熱情和成就感，逐漸脫離教養(yǎng)活動(dòng)，容易忽視孩子的基本需求，影響親子關(guān)系(Roskam et al.,2017)。國(guó)內(nèi)有學(xué)者發(fā)現(xiàn)父母長(zhǎng)期的教養(yǎng)壓力與親子關(guān)系中的親密顯著負(fù)相關(guān)，與沖突顯著正相關(guān)(李妍 等,2019; 藺秀云,鄒昕灼,2018)。根據(jù)家庭系統(tǒng)理論(Minuchin,1988)，夫妻子系統(tǒng)、父母子系統(tǒng)和親子子系統(tǒng)三大系統(tǒng)的內(nèi)部元素之間以及各子系統(tǒng)之間會(huì)發(fā)生相互作用。教養(yǎng)過程中出現(xiàn)養(yǎng)育倦怠這樣的情緒失調(diào)，不僅僅會(huì)影響父母自身，還會(huì)影響身邊的人和關(guān)系。因此，父母養(yǎng)育倦怠對(duì)親子關(guān)系可能存在溢出效應(yīng)(Ponnet et al.,2013; Schoppe-Sullivan et al.,2004)，即父母子系統(tǒng)的消極情緒可能會(huì)溢出到親子子系統(tǒng)，從而影響親子關(guān)系；甚至在父母系統(tǒng)未滿足的需求會(huì)遷移到親子系統(tǒng)，可能發(fā)生補(bǔ)償效應(yīng)(Erel ＆ Burman,1995)，這都需要結(jié)合實(shí)際進(jìn)一步探索和驗(yàn)證。
婚姻質(zhì)量是指夫妻雙方對(duì)婚姻關(guān)系滿意程度的主觀感受，是在夫妻互動(dòng)中感受到伴侶帶來的幸福感、滿足感的主觀評(píng)價(jià)(邢穎 等,2009)?；橐鲑|(zhì)量可能是父親養(yǎng)育倦怠與親子關(guān)系的中介變量。首先，養(yǎng)育倦怠會(huì)顯著地影響婚姻關(guān)系。Mikolajczak 等(2018)的研究指出養(yǎng)育倦怠會(huì)對(duì)婚姻關(guān)系產(chǎn)生顯著的負(fù)面影響；當(dāng)個(gè)體不斷向伴侶傳遞養(yǎng)育過程中產(chǎn)生的負(fù)面情緒時(shí)，夫妻間更可能產(chǎn)生沖突(程華斌 等,2021)。當(dāng)夫妻雙方產(chǎn)生養(yǎng)育倦怠情緒時(shí)，情感耗竭過大，更容易因小事激惹導(dǎo)致夫妻的婚姻質(zhì)量降低(Carlson ＆ VanOrman,2017)。其次，婚姻質(zhì)量會(huì)顯著影響親子關(guān)系。Erel 和Burman(1995)通過元分析證明了溢出效應(yīng)，即夫妻婚姻質(zhì)量較高時(shí)，會(huì)形成更和睦的親子關(guān)系。當(dāng)夫妻關(guān)系融洽時(shí)，會(huì)互相支持，對(duì)兒童采取更為包容的態(tài)度和積極的情緒。梁宗保等(2013)的研究發(fā)現(xiàn)，父母婚姻質(zhì)量較高時(shí)，其與子女更容易形成親密的親子關(guān)系。
共同教養(yǎng)是父母之間產(chǎn)生的共同參與教養(yǎng)孩子的行為和觀點(diǎn)，以及在教養(yǎng)過程中表現(xiàn)出的彼此支持或反對(duì)的教養(yǎng)行為或意圖，具體表現(xiàn)在父親、母親和孩子三者之間的教養(yǎng)過程和互動(dòng)關(guān)系中(侯忠偉,2007)。前人研究表明，共同教養(yǎng)可能會(huì)受到婚姻質(zhì)量的影響。Pedro 等(2012)的研究結(jié)果指出，婚姻滿意度可以穩(wěn)定地預(yù)測(cè)共同教養(yǎng)行為?；橐鰸M意度越高，父母雙方會(huì)更積極地參與共同教養(yǎng)合作，共同教養(yǎng)沖突相對(duì)更少(陳玲玲等,2014)?；橐鲑|(zhì)量不僅可預(yù)測(cè)當(dāng)下的共同教養(yǎng)，還能預(yù)測(cè)未來一段時(shí)間的共同教養(yǎng)(盧富榮 等,2019; 烏斯日格 等,2019)。
從理論角度出發(fā)，共同教養(yǎng)可能是養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系的中介變量。目前鮮有研究直接探討?zhàn)B育倦怠對(duì)共同教養(yǎng)的影響，但從理論角度推測(cè)養(yǎng)育倦怠可能是共同教養(yǎng)的前因變量。一方面，Bronfenbrenner(1979)提出的生態(tài)系統(tǒng)理論認(rèn)為微系統(tǒng)、中間系統(tǒng)、外部系統(tǒng)和宏觀系統(tǒng)這四部分是影響兒童發(fā)展的重要生態(tài)環(huán)境。共同養(yǎng)育屬于其中的微系統(tǒng)，并且會(huì)受到其他三個(gè)系統(tǒng)的影響(張燕,2017)，而養(yǎng)育倦怠則通過影響父母感受到的社會(huì)支持和父母的情緒變化等來影響外部系統(tǒng)和微系統(tǒng)。另一方面，養(yǎng)育倦怠可以劃分為共同養(yǎng)育團(tuán)結(jié)、共同養(yǎng)育支持、分擔(dān)養(yǎng)育責(zé)任和損害共同養(yǎng)育四個(gè)維度(van Egeren ＆ Hawkins,2004)。而養(yǎng)育倦怠中表現(xiàn)出的情感衰竭和情感疏離則可能會(huì)影響到前三個(gè)維度。綜上，基于生態(tài)系統(tǒng)理論和養(yǎng)育倦怠維度，本研究假設(shè)養(yǎng)育倦怠可以負(fù)向預(yù)測(cè)共同教養(yǎng)。其次，共同教養(yǎng)可能是影響親子關(guān)系的前因變量。張歡(2020)的研究結(jié)果表明，共同教養(yǎng)與親子溝通質(zhì)量顯著相關(guān)。如果父母在教養(yǎng)過程中表現(xiàn)出不一致，那么孩子會(huì)通過哭喊等方式來應(yīng)對(duì)不一致，從而獲得父母的支持和反饋(Isabella ＆ Belsky,1991)。
在中國(guó)，“男主外，女主內(nèi)”的社會(huì)規(guī)范仍然盛行(許琪,2016)，父母身份是受性別規(guī)范最強(qiáng)的角色(Koivunen et al.,2009)，出現(xiàn)養(yǎng)育倦怠時(shí)，父親和母親受影響的程度不一致。Roskam 等(2017) 發(fā)現(xiàn)，較之于母親，倦怠對(duì)父親的危害更大，父親更有可能退出父母角色，也更容易被社會(huì)接受。對(duì)于母親而言，即使出現(xiàn)了倦怠，母性信仰會(huì)促使其一如既往投入到養(yǎng)育活動(dòng)中。因此，父親母親出現(xiàn)養(yǎng)育倦怠時(shí)，通過婚姻質(zhì)量對(duì)親子關(guān)系產(chǎn)生的影響可能存在差異。以往研究大多將父母作為整體或單獨(dú)調(diào)查母親的倦怠程度，忽略了性別角色的差異，因此有必要探究父親和母親在養(yǎng)育倦怠相關(guān)研究中的差異以及倦怠情緒和親子關(guān)系之間具體的影響路徑。
本研究基于國(guó)內(nèi)外現(xiàn)有研究的局限，以家庭系統(tǒng)理論為基礎(chǔ)綜合考察父母養(yǎng)育倦怠對(duì)親子關(guān)系的影響機(jī)制以及婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)在兩者之間起到的鏈?zhǔn)街薪樽饔?，并提出假設(shè)1：父親養(yǎng)育倦怠對(duì)其親子關(guān)系具有顯著的負(fù)向預(yù)測(cè)作用；假設(shè)2：母親養(yǎng)育倦怠對(duì)其親子關(guān)系具有顯著的負(fù)向預(yù)測(cè)作用；假設(shè)3：父親的婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)在父親養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔茫患僭O(shè)4：母親的婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)在母親養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔?；假設(shè)5：父親和母親在養(yǎng)育倦怠-婚姻質(zhì)量-共同教養(yǎng)-親子關(guān)系之間的鏈?zhǔn)街薪槁窂酱嬖陲@著差異。研究的假設(shè)模型如圖1 所示。
圖1 假設(shè)模型
2 研究方法
2.1 被試
采用方便取樣法，向廣東省5 所中小學(xué)600 對(duì)學(xué)生父母發(fā)放問卷，由學(xué)生帶回交給家長(zhǎng)填寫，填寫后由班主任進(jìn)行回收，共回收455 對(duì)問卷，回收率為75.83%。剔除無效問卷后，最終有效問卷416 對(duì)(832 人)，問卷有效率91.43%。本研究中父親的年齡范圍為28～63 歲(平均年齡為41.52±5.60 歲)，母親的年齡范圍為26～60 歲(平均年齡為38.75±5.30 歲)，城鎮(zhèn)被試288 人(34.62%)，農(nóng)村544 人(65.38%)，孩子的年齡范圍為7～19 歲(平均年齡為11.47±2.40 歲)。
2.2 研究工具
2.2.1 父母養(yǎng)育倦怠量表
采用Roskam 等(2017)編制、鄒瑤雯等(2020)修訂的父母養(yǎng)育倦怠量表測(cè)量個(gè)體的養(yǎng)育倦怠，共17 題。量表包括情感疏離、情感衰竭和父母成就感三個(gè)維度。采用5 點(diǎn)計(jì)分，總分越高表示父母養(yǎng)育倦怠程度越高。本研究中父親養(yǎng)育倦怠量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.89，母親養(yǎng)育倦怠量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.91。
2.2.2 關(guān)系評(píng)估量表
采用Hendrick(1988)編制、袁曉嬌等(2015)修訂的關(guān)系評(píng)估量表測(cè)量婚姻質(zhì)量，用來考察個(gè)體對(duì)當(dāng)下感知到的關(guān)系質(zhì)量的評(píng)價(jià)。量表共7 題，其中有2 題反向計(jì)分，總分越高表示個(gè)體感知到的關(guān)系滿意度越高。本研究中父親婚姻質(zhì)量量表Cronbach’s α 系數(shù)為0.81，母親婚姻質(zhì)量量表Cronbach’s α 系數(shù)為0.84。
2.2.3 父母共同教養(yǎng)的關(guān)系感知量表
采用Stright 和Bales(2003) 編制、侯忠偉(2007)修訂的父母共同教養(yǎng)的關(guān)系感知量表測(cè)量父母對(duì)共同教養(yǎng)的關(guān)系的感知。量表共14 題，包括支持性共同教養(yǎng)和不支持性共同教養(yǎng)兩個(gè)維度。采用5 點(diǎn)計(jì)分，總分越高表示共同教養(yǎng)關(guān)系越好。本研究中父親共同教養(yǎng)量表Cronbach’s α 系數(shù)為0.88，母親共同教養(yǎng)量表Cronbach’s α 系數(shù)為0.88。
2.2.4 親子關(guān)系量表
采用Pianta(1992)編制、張曉等(2008)修訂的親子關(guān)系量表。量表共26 題，包括親密性、沖突性和依賴性三個(gè)維度。采用5 點(diǎn)計(jì)分，總分越高表示親子關(guān)系越好。本研究中，父親和母親依賴性分量表的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.51 和0.35，未達(dá)到心理測(cè)量學(xué)標(biāo)準(zhǔn)，因此本研究沿用中國(guó)本土化研究中前人的做法，刪除依賴性，保留親密性和沖突性兩個(gè)維度。最終，父親親子關(guān)系量表Cronbach’s α 系數(shù)為0.85，母親親子關(guān)系量表Cronbach’s α 系數(shù)為0.84。
2.3 數(shù)據(jù)處理
采用EpiData 3.1 進(jìn)行數(shù)據(jù)錄入，使用SPSS25.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行整理和統(tǒng)計(jì)分析，采用Hayes(2013)編制的SPSS PROCESS 3.3 進(jìn)行鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)分析。
3 結(jié)果
3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)
采用Harman 單因素檢驗(yàn)法進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)(周浩,龍立榮,2004)。將父母雙方所有項(xiàng)目整體進(jìn)行檢驗(yàn)，共提取52 個(gè)特征值大于1 的因子，解釋率為72.27%，其中第一個(gè)因子的方差解釋率為3.58%，小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)。結(jié)果表明，本研究不存在明顯的共同方法偏差。
3.2 各變量描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析
對(duì)父親與母親的養(yǎng)育倦怠、婚姻質(zhì)量、共同教養(yǎng)和親子關(guān)系四個(gè)變量進(jìn)行相關(guān)分析，將孩子數(shù)量和家庭年收入在進(jìn)一步分析中作為控制變量，結(jié)果表明(表1)：父母的養(yǎng)育倦怠與自身和伴侶的婚姻質(zhì)量、共同教養(yǎng)和親子關(guān)系均顯著負(fù)相關(guān)；父母的婚姻質(zhì)量分別與自身和伴侶的共同教養(yǎng)和親子關(guān)系顯著正相關(guān)；共同教養(yǎng)與親子關(guān)系顯著正相關(guān)。
表1 各變量的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果和相關(guān)系數(shù)矩陣
3.3 父母婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)
3.3.1 父親婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)的中介作用
采用Hayes(2013)開發(fā)的SPSS PROCESS 3.3 中的Model 6 進(jìn)行運(yùn)算，校驗(yàn)父親婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)在父親養(yǎng)育倦怠對(duì)親子關(guān)系的預(yù)測(cè)作用中的中介作用。其中，孩子數(shù)量、家庭年收入為控制變量，父親養(yǎng)育倦怠為自變量，父親親子關(guān)系為因變量，婚姻質(zhì)量、共同教養(yǎng)為中介變量。將所有連續(xù)變量做標(biāo)準(zhǔn)化處理，將孩子數(shù)量、家庭年收入做變量虛擬化處理，結(jié)果見表2。
表2 父親養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系中介模型的回歸分析
由結(jié)果可知，在控制孩子數(shù)量和家庭年收入的情況下，父親的養(yǎng)育倦怠可以顯著負(fù)向預(yù)測(cè)父親的親子關(guān)系；父親養(yǎng)育倦怠對(duì)父親的婚姻質(zhì)量有顯著負(fù)向預(yù)測(cè)作用，同時(shí)也可以顯著負(fù)向預(yù)測(cè)父親的共同教養(yǎng)；婚姻質(zhì)量可以顯著正向預(yù)測(cè)父親的共同教養(yǎng)，同時(shí)也可以顯著正向預(yù)測(cè)父親的親子關(guān)系；父親的共同教養(yǎng)可以顯著正向預(yù)測(cè)父親的親子關(guān)系。因此，父親養(yǎng)育倦怠對(duì)父親親子關(guān)系的總體效應(yīng)顯著，父親婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)在父親養(yǎng)育倦怠對(duì)親子關(guān)系的簡(jiǎn)單中介效應(yīng)和鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)均顯著。
采用Bootstrap 法進(jìn)一步檢驗(yàn)中介效應(yīng)的顯著性。結(jié)果顯示，父親養(yǎng)育倦怠對(duì)父親親子關(guān)系的預(yù)測(cè)作用存在三條間接路徑產(chǎn)生的效應(yīng)：間接效應(yīng)1：父親養(yǎng)育倦怠通過婚姻質(zhì)量到親子關(guān)系的間接效應(yīng)(路徑1)，其所在Bootstrap 95% 區(qū)間為[-0.08,-0.01]，該間接效應(yīng)顯著，效應(yīng)量為-0.04，相對(duì)效應(yīng)占比為6.46%。間接效應(yīng)2：父親養(yǎng)育倦怠通過共同教養(yǎng)到親子關(guān)系的間接效應(yīng)(路徑2)，其所在Bootstrap 95%區(qū)間為[-0.18,-0.06]，該間接效應(yīng)顯著，效應(yīng)量為-0.12，相對(duì)效應(yīng)占比為17.95%。間接效應(yīng)3：父親養(yǎng)育倦怠通過婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)到親子關(guān)系的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)(路徑3)，其所在Bootstrap 95%區(qū)間為[-0.05,-0.02]，該鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)顯著，效應(yīng)量為-0.03，相對(duì)效應(yīng)占比為4.75%。
結(jié)果表明三條間接路徑都成立，此鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ统闪?，即父親的婚姻質(zhì)量、共同教養(yǎng)在父親養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間存在鏈?zhǔn)街薪樽饔?，總間接效應(yīng)達(dá)到29.16%。見圖2。
圖2 父親鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ?/p>
3.3.2 母親婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)的中介作用
采用Hayes(2013)開發(fā)的SPSS PROCESS 3.3 中的Model 6 進(jìn)行運(yùn)算，以孩子數(shù)量、家庭年收入為控制變量，母親養(yǎng)育倦怠為自變量，母親親子關(guān)系為因變量，婚姻質(zhì)量、共同教養(yǎng)為中介變量。參考父親數(shù)據(jù)進(jìn)行相同處理和分析，結(jié)果見表3。
表3 母親養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系中介模型的回歸分析
由結(jié)果可知，在控制孩子數(shù)量和家庭年收入的情況下，母親的養(yǎng)育倦怠可以顯著負(fù)向預(yù)測(cè)母親的親子關(guān)系；母親養(yǎng)育倦怠對(duì)母親的婚姻質(zhì)量有顯著的負(fù)向預(yù)測(cè)作用，同時(shí)也可以顯著負(fù)向預(yù)測(cè)母親的共同教養(yǎng)；婚姻質(zhì)量可以顯著正向預(yù)測(cè)母親的共同教養(yǎng)，而無法顯著預(yù)測(cè)母親的親子關(guān)系；母親的共同教養(yǎng)可以顯著正向預(yù)測(cè)母親的親子關(guān)系。因此，母親養(yǎng)育倦怠對(duì)母親親子關(guān)系的總體效應(yīng)顯著，共同教養(yǎng)在母親養(yǎng)育倦怠對(duì)親子關(guān)系的簡(jiǎn)單中介效應(yīng)顯著，母親婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)在母親養(yǎng)育倦怠對(duì)親子關(guān)系的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)顯著。
采用Bootstrap 法進(jìn)一步檢驗(yàn)中介效應(yīng)的顯著性。結(jié)果顯示，母親養(yǎng)育倦怠對(duì)母親親子關(guān)系的預(yù)測(cè)作用存在三條間接路徑產(chǎn)生的效應(yīng)：間接效應(yīng)1：母親養(yǎng)育倦怠通過婚姻質(zhì)量到親子關(guān)系的間接效應(yīng)(路徑1)，其所在Bootstrap 95% 區(qū)間為[-0.00,0.07]，該間接效應(yīng)不顯著，婚姻質(zhì)量不存在簡(jiǎn)單中介作用。間接效應(yīng)2：母親養(yǎng)育倦怠通過共同教養(yǎng)到親子關(guān)系的間接效應(yīng)(路徑2)，其所在Bootstrap 95%區(qū)間為[-0.16,-0.07]，該間接效應(yīng)顯著，效應(yīng)量為-0.11，相對(duì)效應(yīng)占比為18.21%。間接效應(yīng)3：母親養(yǎng)育倦怠通過婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)到親子關(guān)系的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)(路徑3)，其所在Bootstrap 95%區(qū)間為[-0.06,-0.02]，該鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)顯著，效應(yīng)量為-0.04，相對(duì)效應(yīng)占比為6.24%。
結(jié)果表明間接路徑1 不成立，間接路徑2 和間接路徑3 成立，說明此鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ统闪?，即母親的婚姻質(zhì)量、共同教養(yǎng)在母親養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間存在鏈?zhǔn)街薪樽饔茫傞g接效應(yīng)達(dá)到20.01%。見圖3。
圖3 母親鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ?/p>
4 討論
4.1 父母在養(yǎng)育倦怠與親子關(guān)系上的差異
首先，本研究中的父親養(yǎng)育倦怠程度明顯高于母親的養(yǎng)育倦怠。這與以往研究不一致(Lindstr?m et al.,2011)。由于中國(guó)大多家庭依舊是“男主外，女主內(nèi)”，母親和孩子互動(dòng)更為頻繁和親密，母親可能把養(yǎng)育孩子當(dāng)作自己的義務(wù)和責(zé)任，對(duì)養(yǎng)育倦怠的接受度和承受力更高，而父親的參與度可能較低，教養(yǎng)經(jīng)驗(yàn)較少。父親的養(yǎng)育角色和工作對(duì)他們來說相對(duì)是新的，暫時(shí)找不到合適的資源來應(yīng)對(duì)復(fù)雜的教養(yǎng)問題，在教養(yǎng)過程中的風(fēng)險(xiǎn)因素較高(Manja et al.,2020)。當(dāng)父親開始負(fù)責(zé)孩子的教養(yǎng)問題時(shí)，可能會(huì)感到無從下手、遭受挫敗，父親形象和男性自尊容易受損，養(yǎng)育倦怠感增多，便會(huì)更少地參與到孩子的教育當(dāng)中。
其次，本研究發(fā)現(xiàn)父親婚姻質(zhì)量在養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間存在部分中介作用，父親養(yǎng)育倦怠可以通過婚姻質(zhì)量來影響親子關(guān)系，但未發(fā)現(xiàn)母親婚姻質(zhì)量在養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系間的中介作用。父親和母親在部分中介影響路徑上出現(xiàn)了差異。可能是因?yàn)椋?dāng)父親在教養(yǎng)過程中感受到較大的倦怠感時(shí)，可能會(huì)將更多的精力放在職場(chǎng)上，和妻子互動(dòng)頻率更少，降低婚姻質(zhì)量；效能感較低的父親也較難參與到親子互動(dòng)中，維持積極的親子關(guān)系，證實(shí)了“溢出效應(yīng)”的合理性(梁宗保 等,2013; Erel ＆ Burman,1995)。相比父親，母親作為給予孩子生命的個(gè)體，與孩子之間的情感聯(lián)結(jié)是天生的、緊密的。對(duì)母親來說，即使婚姻質(zhì)量較低，母親角色和母性信仰也會(huì)驅(qū)動(dòng)她們關(guān)注教養(yǎng)過程，此時(shí)的親子關(guān)系甚至有可能因?yàn)椤把a(bǔ)償效應(yīng)”反而更加密切(Erel ＆ Burman,1995)。母親的情感表達(dá)和社會(huì)支持更豐富，倦怠程度較高的母親，即使婚姻關(guān)系不穩(wěn)定，也會(huì)尋求朋友等社會(huì)支持，或通過其他途徑排解情緒(侯娟 等,2019)，因此母親養(yǎng)育倦怠并不能在婚姻質(zhì)量的作用下間接預(yù)測(cè)母親的親子關(guān)系。
4.2 父母在養(yǎng)育倦怠與親子關(guān)系上的共性
4.2.1 父母養(yǎng)育倦怠與親子關(guān)系的直接效應(yīng)
本研究發(fā)現(xiàn)父親和母親的養(yǎng)育倦怠與其親子關(guān)系都呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。父親和母親的養(yǎng)育倦怠均可以顯著預(yù)測(cè)自身的親子關(guān)系。這是父親和母親在教養(yǎng)過程中的第一個(gè)共性，表明父母養(yǎng)育倦怠程度越高，親子關(guān)系可能會(huì)越差，養(yǎng)育倦怠對(duì)家庭關(guān)系造成了較消極的影響。具體來說，當(dāng)父母對(duì)教養(yǎng)工作失去信心和熱情，表現(xiàn)出情感衰竭、情感疏離和低成就感的時(shí)候，親子互動(dòng)與教養(yǎng)投入的頻率也隨之減少，導(dǎo)致親子關(guān)系不穩(wěn)定。父母更疲憊時(shí)，會(huì)覺得更難和孩子相處。這可能出現(xiàn)一種惡性循環(huán)，即疲憊不堪的父母在與孩子交流時(shí)，會(huì)負(fù)面評(píng)價(jià)孩子的行為，反過來，這種負(fù)面評(píng)價(jià)又加劇了與養(yǎng)育相關(guān)的倦怠狀態(tài)。倦怠程度不一定要很高才影響親子關(guān)系，即使父母的倦怠感處于一般甚至較低水平，也會(huì)對(duì)親子關(guān)系產(chǎn)生直接的負(fù)面影響(李妍 等,2019; Gillis ＆Roskam,2019)。這些結(jié)論提醒了研究者關(guān)注父母養(yǎng)育倦怠的必要性，以及及時(shí)干預(yù)和治療倦怠情緒的重要性。
4.2.2 婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)在父母養(yǎng)育倦怠與親子關(guān)系間的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)
中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表明父親的婚姻質(zhì)量、共同教養(yǎng)在養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間存在鏈?zhǔn)街薪樽饔?，?yàn)證了假設(shè)3。結(jié)果表明母親的婚姻質(zhì)量、共同教養(yǎng)在養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間存在鏈?zhǔn)街薪樽饔?，?yàn)證了假設(shè)4。同時(shí)，共同教養(yǎng)在父親和母親的養(yǎng)育倦怠和親子質(zhì)量的關(guān)系中都起到了部分中介的作用。
父親共同教養(yǎng)在養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間存在部分中介作用，父親養(yǎng)育倦怠可以通過共同教養(yǎng)來影響親子關(guān)系，且此條中介路徑的相對(duì)效應(yīng)占比最大。父親的養(yǎng)育倦怠程度較低時(shí)，會(huì)更有熱情地參與到教養(yǎng)過程中，更容易和母親達(dá)成一致的教養(yǎng)方式，營(yíng)造融洽的教養(yǎng)氛圍。在這種氛圍下，父親能夠更主動(dòng)地參與到親子互動(dòng)中，與孩子形成較好的親子關(guān)系。母親養(yǎng)育倦怠也可以通過共同教養(yǎng)來影響親子關(guān)系，也證明了共同教養(yǎng)在家庭系統(tǒng)中的中介作用(周子涵 等,2018)。最重要的是，父親和母親都能夠通過婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)對(duì)親子關(guān)系形成鏈?zhǔn)街薪樽饔?。?duì)父母雙方來說，如果養(yǎng)育倦怠程度較高，會(huì)在教養(yǎng)過程中感受到較多的衰竭感和低成就感，可能會(huì)選擇情感隔離和逃避面對(duì)，減少對(duì)家庭生活的投入，去尋找更有成就感的職場(chǎng)生活或其他非家庭生活。由于自身的情感衰竭，和伴侶的關(guān)系質(zhì)量會(huì)受到影響，也較難認(rèn)同和支持伴侶的教養(yǎng)觀念，彼此教養(yǎng)方式相左，使得其與孩子之間較難形成和諧的親子關(guān)系。這是本研究的父親和母親在教養(yǎng)過程中的第二個(gè)共性。
4.3 研究意義與展望
本研究從父母、夫妻、親子子系統(tǒng)三個(gè)層面綜合考慮，驗(yàn)證了婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)在父母養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間的中介作用，發(fā)現(xiàn)了父親和母親在影響路徑上的差異和共性，證實(shí)了養(yǎng)育倦怠對(duì)整個(gè)家庭系統(tǒng)的消極作用，強(qiáng)調(diào)了父母養(yǎng)育倦怠的預(yù)防和干預(yù)的重要性。
未來可以利用配對(duì)數(shù)據(jù)建立主客體互倚模型，或結(jié)合縱向數(shù)據(jù)進(jìn)一步分析父親和母親養(yǎng)育倦怠的差異以及與家庭系統(tǒng)內(nèi)的其他相關(guān)變量的關(guān)系，豐富父母養(yǎng)育倦怠的研究。此外，可以補(bǔ)充子女的相關(guān)數(shù)據(jù)，從親子系統(tǒng)更直觀地探究養(yǎng)育倦怠對(duì)親子關(guān)系的影響，還可以考慮不同的群體，如離異家庭，甚至患病孩子的家庭等進(jìn)一步增加樣本的代表性和豐富性。
5 結(jié)論
(1)父親的養(yǎng)育倦怠明顯高于母親的養(yǎng)育倦怠水平。(2)父親和母親的養(yǎng)育倦怠可以分別顯著預(yù)測(cè)自身的親子關(guān)系，兩者之間都顯著負(fù)相關(guān)。(3)父親婚姻質(zhì)量在養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間存在部分中介作用；然而母親婚姻質(zhì)量在養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間部分中介作用不顯著。(4)父親的婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)在父親養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔茫荒赣H的婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)在母親養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間也起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>
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林麗云 向夢(mèng)涵 吳泳桃 劉學(xué)蘭
(“兒童青少年閱讀與發(fā)展”教育部哲學(xué)社會(huì)科學(xué)實(shí)驗(yàn)室(華南師范大學(xué))，華南師范大學(xué)心理學(xué)院，心理應(yīng)用研究中心，廣 州 510631)
1 引言
父母養(yǎng)育倦怠是指父母面對(duì)長(zhǎng)期的教養(yǎng)壓力，產(chǎn)生的一種與養(yǎng)育情境相關(guān)的情緒失調(diào)，包含情感衰竭、情感疏離以及低個(gè)人成就感的三維綜合癥，可以看作父母子系統(tǒng)中的一種情緒反應(yīng)(Roskam et al.,2017)。而親子關(guān)系是以血緣關(guān)系和共同生活為前提，通過日常生活中的溝通交流，父母與子女之間發(fā)展起來的親密關(guān)系，包括情感和行為等多方面的雙向互動(dòng)(張盼,2018)。以往研究發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)育倦怠情緒對(duì)任何家庭類型的親子關(guān)系都會(huì)產(chǎn)生直接的負(fù)面影響(Gillis ＆ Roskam,2019;Mikolajczak et al.,2018)。陷入養(yǎng)育倦怠的父母常常喪失教養(yǎng)的熱情和成就感，逐漸脫離教養(yǎng)活動(dòng)，容易忽視孩子的基本需求，影響親子關(guān)系(Roskam et al.,2017)。國(guó)內(nèi)有學(xué)者發(fā)現(xiàn)父母長(zhǎng)期的教養(yǎng)壓力與親子關(guān)系中的親密顯著負(fù)相關(guān)，與沖突顯著正相關(guān)(李妍 等,2019; 藺秀云,鄒昕灼,2018)。根據(jù)家庭系統(tǒng)理論(Minuchin,1988)，夫妻子系統(tǒng)、父母子系統(tǒng)和親子子系統(tǒng)三大系統(tǒng)的內(nèi)部元素之間以及各子系統(tǒng)之間會(huì)發(fā)生相互作用。教養(yǎng)過程中出現(xiàn)養(yǎng)育倦怠這樣的情緒失調(diào)，不僅僅會(huì)影響父母自身，還會(huì)影響身邊的人和關(guān)系。因此，父母養(yǎng)育倦怠對(duì)親子關(guān)系可能存在溢出效應(yīng)(Ponnet et al.,2013; Schoppe-Sullivan et al.,2004)，即父母子系統(tǒng)的消極情緒可能會(huì)溢出到親子子系統(tǒng)，從而影響親子關(guān)系；甚至在父母系統(tǒng)未滿足的需求會(huì)遷移到親子系統(tǒng)，可能發(fā)生補(bǔ)償效應(yīng)(Erel ＆ Burman,1995)，這都需要結(jié)合實(shí)際進(jìn)一步探索和驗(yàn)證。
婚姻質(zhì)量是指夫妻雙方對(duì)婚姻關(guān)系滿意程度的主觀感受，是在夫妻互動(dòng)中感受到伴侶帶來的幸福感、滿足感的主觀評(píng)價(jià)(邢穎 等,2009)?；橐鲑|(zhì)量可能是父親養(yǎng)育倦怠與親子關(guān)系的中介變量。首先，養(yǎng)育倦怠會(huì)顯著地影響婚姻關(guān)系。Mikolajczak 等(2018)的研究指出養(yǎng)育倦怠會(huì)對(duì)婚姻關(guān)系產(chǎn)生顯著的負(fù)面影響；當(dāng)個(gè)體不斷向伴侶傳遞養(yǎng)育過程中產(chǎn)生的負(fù)面情緒時(shí)，夫妻間更可能產(chǎn)生沖突(程華斌 等,2021)。當(dāng)夫妻雙方產(chǎn)生養(yǎng)育倦怠情緒時(shí)，情感耗竭過大，更容易因小事激惹導(dǎo)致夫妻的婚姻質(zhì)量降低(Carlson ＆ VanOrman,2017)。其次，婚姻質(zhì)量會(huì)顯著影響親子關(guān)系。Erel 和Burman(1995)通過元分析證明了溢出效應(yīng)，即夫妻婚姻質(zhì)量較高時(shí)，會(huì)形成更和睦的親子關(guān)系。當(dāng)夫妻關(guān)系融洽時(shí)，會(huì)互相支持，對(duì)兒童采取更為包容的態(tài)度和積極的情緒。梁宗保等(2013)的研究發(fā)現(xiàn)，父母婚姻質(zhì)量較高時(shí)，其與子女更容易形成親密的親子關(guān)系。
共同教養(yǎng)是父母之間產(chǎn)生的共同參與教養(yǎng)孩子的行為和觀點(diǎn)，以及在教養(yǎng)過程中表現(xiàn)出的彼此支持或反對(duì)的教養(yǎng)行為或意圖，具體表現(xiàn)在父親、母親和孩子三者之間的教養(yǎng)過程和互動(dòng)關(guān)系中(侯忠偉,2007)。前人研究表明，共同教養(yǎng)可能會(huì)受到婚姻質(zhì)量的影響。Pedro 等(2012)的研究結(jié)果指出，婚姻滿意度可以穩(wěn)定地預(yù)測(cè)共同教養(yǎng)行為?；橐鰸M意度越高，父母雙方會(huì)更積極地參與共同教養(yǎng)合作，共同教養(yǎng)沖突相對(duì)更少(陳玲玲等,2014)?；橐鲑|(zhì)量不僅可預(yù)測(cè)當(dāng)下的共同教養(yǎng)，還能預(yù)測(cè)未來一段時(shí)間的共同教養(yǎng)(盧富榮 等,2019; 烏斯日格 等,2019)。
從理論角度出發(fā)，共同教養(yǎng)可能是養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系的中介變量。目前鮮有研究直接探討?zhàn)B育倦怠對(duì)共同教養(yǎng)的影響，但從理論角度推測(cè)養(yǎng)育倦怠可能是共同教養(yǎng)的前因變量。一方面，Bronfenbrenner(1979)提出的生態(tài)系統(tǒng)理論認(rèn)為微系統(tǒng)、中間系統(tǒng)、外部系統(tǒng)和宏觀系統(tǒng)這四部分是影響兒童發(fā)展的重要生態(tài)環(huán)境。共同養(yǎng)育屬于其中的微系統(tǒng)，并且會(huì)受到其他三個(gè)系統(tǒng)的影響(張燕,2017)，而養(yǎng)育倦怠則通過影響父母感受到的社會(huì)支持和父母的情緒變化等來影響外部系統(tǒng)和微系統(tǒng)。另一方面，養(yǎng)育倦怠可以劃分為共同養(yǎng)育團(tuán)結(jié)、共同養(yǎng)育支持、分擔(dān)養(yǎng)育責(zé)任和損害共同養(yǎng)育四個(gè)維度(van Egeren ＆ Hawkins,2004)。而養(yǎng)育倦怠中表現(xiàn)出的情感衰竭和情感疏離則可能會(huì)影響到前三個(gè)維度。綜上，基于生態(tài)系統(tǒng)理論和養(yǎng)育倦怠維度，本研究假設(shè)養(yǎng)育倦怠可以負(fù)向預(yù)測(cè)共同教養(yǎng)。其次，共同教養(yǎng)可能是影響親子關(guān)系的前因變量。張歡(2020)的研究結(jié)果表明，共同教養(yǎng)與親子溝通質(zhì)量顯著相關(guān)。如果父母在教養(yǎng)過程中表現(xiàn)出不一致，那么孩子會(huì)通過哭喊等方式來應(yīng)對(duì)不一致，從而獲得父母的支持和反饋(Isabella ＆ Belsky,1991)。
在中國(guó)，“男主外，女主內(nèi)”的社會(huì)規(guī)范仍然盛行(許琪,2016)，父母身份是受性別規(guī)范最強(qiáng)的角色(Koivunen et al.,2009)，出現(xiàn)養(yǎng)育倦怠時(shí)，父親和母親受影響的程度不一致。Roskam 等(2017) 發(fā)現(xiàn)，較之于母親，倦怠對(duì)父親的危害更大，父親更有可能退出父母角色，也更容易被社會(huì)接受。對(duì)于母親而言，即使出現(xiàn)了倦怠，母性信仰會(huì)促使其一如既往投入到養(yǎng)育活動(dòng)中。因此，父親母親出現(xiàn)養(yǎng)育倦怠時(shí)，通過婚姻質(zhì)量對(duì)親子關(guān)系產(chǎn)生的影響可能存在差異。以往研究大多將父母作為整體或單獨(dú)調(diào)查母親的倦怠程度，忽略了性別角色的差異，因此有必要探究父親和母親在養(yǎng)育倦怠相關(guān)研究中的差異以及倦怠情緒和親子關(guān)系之間具體的影響路徑。
本研究基于國(guó)內(nèi)外現(xiàn)有研究的局限，以家庭系統(tǒng)理論為基礎(chǔ)綜合考察父母養(yǎng)育倦怠對(duì)親子關(guān)系的影響機(jī)制以及婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)在兩者之間起到的鏈?zhǔn)街薪樽饔?，并提出假設(shè)1：父親養(yǎng)育倦怠對(duì)其親子關(guān)系具有顯著的負(fù)向預(yù)測(cè)作用；假設(shè)2：母親養(yǎng)育倦怠對(duì)其親子關(guān)系具有顯著的負(fù)向預(yù)測(cè)作用；假設(shè)3：父親的婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)在父親養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔茫患僭O(shè)4：母親的婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)在母親養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔?；假設(shè)5：父親和母親在養(yǎng)育倦怠-婚姻質(zhì)量-共同教養(yǎng)-親子關(guān)系之間的鏈?zhǔn)街薪槁窂酱嬖陲@著差異。研究的假設(shè)模型如圖1 所示。
圖1 假設(shè)模型
2 研究方法
2.1 被試
采用方便取樣法，向廣東省5 所中小學(xué)600 對(duì)學(xué)生父母發(fā)放問卷，由學(xué)生帶回交給家長(zhǎng)填寫，填寫后由班主任進(jìn)行回收，共回收455 對(duì)問卷，回收率為75.83%。剔除無效問卷后，最終有效問卷416 對(duì)(832 人)，問卷有效率91.43%。本研究中父親的年齡范圍為28～63 歲(平均年齡為41.52±5.60 歲)，母親的年齡范圍為26～60 歲(平均年齡為38.75±5.30 歲)，城鎮(zhèn)被試288 人(34.62%)，農(nóng)村544 人(65.38%)，孩子的年齡范圍為7～19 歲(平均年齡為11.47±2.40 歲)。
2.2 研究工具
2.2.1 父母養(yǎng)育倦怠量表
采用Roskam 等(2017)編制、鄒瑤雯等(2020)修訂的父母養(yǎng)育倦怠量表測(cè)量個(gè)體的養(yǎng)育倦怠，共17 題。量表包括情感疏離、情感衰竭和父母成就感三個(gè)維度。采用5 點(diǎn)計(jì)分，總分越高表示父母養(yǎng)育倦怠程度越高。本研究中父親養(yǎng)育倦怠量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.89，母親養(yǎng)育倦怠量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.91。
2.2.2 關(guān)系評(píng)估量表
采用Hendrick(1988)編制、袁曉嬌等(2015)修訂的關(guān)系評(píng)估量表測(cè)量婚姻質(zhì)量，用來考察個(gè)體對(duì)當(dāng)下感知到的關(guān)系質(zhì)量的評(píng)價(jià)。量表共7 題，其中有2 題反向計(jì)分，總分越高表示個(gè)體感知到的關(guān)系滿意度越高。本研究中父親婚姻質(zhì)量量表Cronbach’s α 系數(shù)為0.81，母親婚姻質(zhì)量量表Cronbach’s α 系數(shù)為0.84。
2.2.3 父母共同教養(yǎng)的關(guān)系感知量表
采用Stright 和Bales(2003) 編制、侯忠偉(2007)修訂的父母共同教養(yǎng)的關(guān)系感知量表測(cè)量父母對(duì)共同教養(yǎng)的關(guān)系的感知。量表共14 題，包括支持性共同教養(yǎng)和不支持性共同教養(yǎng)兩個(gè)維度。采用5 點(diǎn)計(jì)分，總分越高表示共同教養(yǎng)關(guān)系越好。本研究中父親共同教養(yǎng)量表Cronbach’s α 系數(shù)為0.88，母親共同教養(yǎng)量表Cronbach’s α 系數(shù)為0.88。
2.2.4 親子關(guān)系量表
采用Pianta(1992)編制、張曉等(2008)修訂的親子關(guān)系量表。量表共26 題，包括親密性、沖突性和依賴性三個(gè)維度。采用5 點(diǎn)計(jì)分，總分越高表示親子關(guān)系越好。本研究中，父親和母親依賴性分量表的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.51 和0.35，未達(dá)到心理測(cè)量學(xué)標(biāo)準(zhǔn)，因此本研究沿用中國(guó)本土化研究中前人的做法，刪除依賴性，保留親密性和沖突性兩個(gè)維度。最終，父親親子關(guān)系量表Cronbach’s α 系數(shù)為0.85，母親親子關(guān)系量表Cronbach’s α 系數(shù)為0.84。
2.3 數(shù)據(jù)處理
采用EpiData 3.1 進(jìn)行數(shù)據(jù)錄入，使用SPSS25.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行整理和統(tǒng)計(jì)分析，采用Hayes(2013)編制的SPSS PROCESS 3.3 進(jìn)行鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)分析。
3 結(jié)果
3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)
采用Harman 單因素檢驗(yàn)法進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)(周浩,龍立榮,2004)。將父母雙方所有項(xiàng)目整體進(jìn)行檢驗(yàn)，共提取52 個(gè)特征值大于1 的因子，解釋率為72.27%，其中第一個(gè)因子的方差解釋率為3.58%，小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)。結(jié)果表明，本研究不存在明顯的共同方法偏差。
3.2 各變量描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析
對(duì)父親與母親的養(yǎng)育倦怠、婚姻質(zhì)量、共同教養(yǎng)和親子關(guān)系四個(gè)變量進(jìn)行相關(guān)分析，將孩子數(shù)量和家庭年收入在進(jìn)一步分析中作為控制變量，結(jié)果表明(表1)：父母的養(yǎng)育倦怠與自身和伴侶的婚姻質(zhì)量、共同教養(yǎng)和親子關(guān)系均顯著負(fù)相關(guān)；父母的婚姻質(zhì)量分別與自身和伴侶的共同教養(yǎng)和親子關(guān)系顯著正相關(guān)；共同教養(yǎng)與親子關(guān)系顯著正相關(guān)。
表1 各變量的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果和相關(guān)系數(shù)矩陣
3.3 父母婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)
3.3.1 父親婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)的中介作用
采用Hayes(2013)開發(fā)的SPSS PROCESS 3.3 中的Model 6 進(jìn)行運(yùn)算，校驗(yàn)父親婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)在父親養(yǎng)育倦怠對(duì)親子關(guān)系的預(yù)測(cè)作用中的中介作用。其中，孩子數(shù)量、家庭年收入為控制變量，父親養(yǎng)育倦怠為自變量，父親親子關(guān)系為因變量，婚姻質(zhì)量、共同教養(yǎng)為中介變量。將所有連續(xù)變量做標(biāo)準(zhǔn)化處理，將孩子數(shù)量、家庭年收入做變量虛擬化處理，結(jié)果見表2。
表2 父親養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系中介模型的回歸分析
由結(jié)果可知，在控制孩子數(shù)量和家庭年收入的情況下，父親的養(yǎng)育倦怠可以顯著負(fù)向預(yù)測(cè)父親的親子關(guān)系；父親養(yǎng)育倦怠對(duì)父親的婚姻質(zhì)量有顯著負(fù)向預(yù)測(cè)作用，同時(shí)也可以顯著負(fù)向預(yù)測(cè)父親的共同教養(yǎng)；婚姻質(zhì)量可以顯著正向預(yù)測(cè)父親的共同教養(yǎng)，同時(shí)也可以顯著正向預(yù)測(cè)父親的親子關(guān)系；父親的共同教養(yǎng)可以顯著正向預(yù)測(cè)父親的親子關(guān)系。因此，父親養(yǎng)育倦怠對(duì)父親親子關(guān)系的總體效應(yīng)顯著，父親婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)在父親養(yǎng)育倦怠對(duì)親子關(guān)系的簡(jiǎn)單中介效應(yīng)和鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)均顯著。
采用Bootstrap 法進(jìn)一步檢驗(yàn)中介效應(yīng)的顯著性。結(jié)果顯示，父親養(yǎng)育倦怠對(duì)父親親子關(guān)系的預(yù)測(cè)作用存在三條間接路徑產(chǎn)生的效應(yīng)：間接效應(yīng)1：父親養(yǎng)育倦怠通過婚姻質(zhì)量到親子關(guān)系的間接效應(yīng)(路徑1)，其所在Bootstrap 95% 區(qū)間為[-0.08,-0.01]，該間接效應(yīng)顯著，效應(yīng)量為-0.04，相對(duì)效應(yīng)占比為6.46%。間接效應(yīng)2：父親養(yǎng)育倦怠通過共同教養(yǎng)到親子關(guān)系的間接效應(yīng)(路徑2)，其所在Bootstrap 95%區(qū)間為[-0.18,-0.06]，該間接效應(yīng)顯著，效應(yīng)量為-0.12，相對(duì)效應(yīng)占比為17.95%。間接效應(yīng)3：父親養(yǎng)育倦怠通過婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)到親子關(guān)系的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)(路徑3)，其所在Bootstrap 95%區(qū)間為[-0.05,-0.02]，該鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)顯著，效應(yīng)量為-0.03，相對(duì)效應(yīng)占比為4.75%。
結(jié)果表明三條間接路徑都成立，此鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ统闪?，即父親的婚姻質(zhì)量、共同教養(yǎng)在父親養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間存在鏈?zhǔn)街薪樽饔?，總間接效應(yīng)達(dá)到29.16%。見圖2。
圖2 父親鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ?/p>
3.3.2 母親婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)的中介作用
采用Hayes(2013)開發(fā)的SPSS PROCESS 3.3 中的Model 6 進(jìn)行運(yùn)算，以孩子數(shù)量、家庭年收入為控制變量，母親養(yǎng)育倦怠為自變量，母親親子關(guān)系為因變量，婚姻質(zhì)量、共同教養(yǎng)為中介變量。參考父親數(shù)據(jù)進(jìn)行相同處理和分析，結(jié)果見表3。
表3 母親養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系中介模型的回歸分析
由結(jié)果可知，在控制孩子數(shù)量和家庭年收入的情況下，母親的養(yǎng)育倦怠可以顯著負(fù)向預(yù)測(cè)母親的親子關(guān)系；母親養(yǎng)育倦怠對(duì)母親的婚姻質(zhì)量有顯著的負(fù)向預(yù)測(cè)作用，同時(shí)也可以顯著負(fù)向預(yù)測(cè)母親的共同教養(yǎng)；婚姻質(zhì)量可以顯著正向預(yù)測(cè)母親的共同教養(yǎng)，而無法顯著預(yù)測(cè)母親的親子關(guān)系；母親的共同教養(yǎng)可以顯著正向預(yù)測(cè)母親的親子關(guān)系。因此，母親養(yǎng)育倦怠對(duì)母親親子關(guān)系的總體效應(yīng)顯著，共同教養(yǎng)在母親養(yǎng)育倦怠對(duì)親子關(guān)系的簡(jiǎn)單中介效應(yīng)顯著，母親婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)在母親養(yǎng)育倦怠對(duì)親子關(guān)系的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)顯著。
采用Bootstrap 法進(jìn)一步檢驗(yàn)中介效應(yīng)的顯著性。結(jié)果顯示，母親養(yǎng)育倦怠對(duì)母親親子關(guān)系的預(yù)測(cè)作用存在三條間接路徑產(chǎn)生的效應(yīng)：間接效應(yīng)1：母親養(yǎng)育倦怠通過婚姻質(zhì)量到親子關(guān)系的間接效應(yīng)(路徑1)，其所在Bootstrap 95% 區(qū)間為[-0.00,0.07]，該間接效應(yīng)不顯著，婚姻質(zhì)量不存在簡(jiǎn)單中介作用。間接效應(yīng)2：母親養(yǎng)育倦怠通過共同教養(yǎng)到親子關(guān)系的間接效應(yīng)(路徑2)，其所在Bootstrap 95%區(qū)間為[-0.16,-0.07]，該間接效應(yīng)顯著，效應(yīng)量為-0.11，相對(duì)效應(yīng)占比為18.21%。間接效應(yīng)3：母親養(yǎng)育倦怠通過婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)到親子關(guān)系的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)(路徑3)，其所在Bootstrap 95%區(qū)間為[-0.06,-0.02]，該鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)顯著，效應(yīng)量為-0.04，相對(duì)效應(yīng)占比為6.24%。
結(jié)果表明間接路徑1 不成立，間接路徑2 和間接路徑3 成立，說明此鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ统闪?，即母親的婚姻質(zhì)量、共同教養(yǎng)在母親養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間存在鏈?zhǔn)街薪樽饔茫傞g接效應(yīng)達(dá)到20.01%。見圖3。
圖3 母親鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ?/p>
4 討論
4.1 父母在養(yǎng)育倦怠與親子關(guān)系上的差異
首先，本研究中的父親養(yǎng)育倦怠程度明顯高于母親的養(yǎng)育倦怠。這與以往研究不一致(Lindstr?m et al.,2011)。由于中國(guó)大多家庭依舊是“男主外，女主內(nèi)”，母親和孩子互動(dòng)更為頻繁和親密，母親可能把養(yǎng)育孩子當(dāng)作自己的義務(wù)和責(zé)任，對(duì)養(yǎng)育倦怠的接受度和承受力更高，而父親的參與度可能較低，教養(yǎng)經(jīng)驗(yàn)較少。父親的養(yǎng)育角色和工作對(duì)他們來說相對(duì)是新的，暫時(shí)找不到合適的資源來應(yīng)對(duì)復(fù)雜的教養(yǎng)問題，在教養(yǎng)過程中的風(fēng)險(xiǎn)因素較高(Manja et al.,2020)。當(dāng)父親開始負(fù)責(zé)孩子的教養(yǎng)問題時(shí)，可能會(huì)感到無從下手、遭受挫敗，父親形象和男性自尊容易受損，養(yǎng)育倦怠感增多，便會(huì)更少地參與到孩子的教育當(dāng)中。
其次，本研究發(fā)現(xiàn)父親婚姻質(zhì)量在養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間存在部分中介作用，父親養(yǎng)育倦怠可以通過婚姻質(zhì)量來影響親子關(guān)系，但未發(fā)現(xiàn)母親婚姻質(zhì)量在養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系間的中介作用。父親和母親在部分中介影響路徑上出現(xiàn)了差異。可能是因?yàn)椋?dāng)父親在教養(yǎng)過程中感受到較大的倦怠感時(shí)，可能會(huì)將更多的精力放在職場(chǎng)上，和妻子互動(dòng)頻率更少，降低婚姻質(zhì)量；效能感較低的父親也較難參與到親子互動(dòng)中，維持積極的親子關(guān)系，證實(shí)了“溢出效應(yīng)”的合理性(梁宗保 等,2013; Erel ＆ Burman,1995)。相比父親，母親作為給予孩子生命的個(gè)體，與孩子之間的情感聯(lián)結(jié)是天生的、緊密的。對(duì)母親來說，即使婚姻質(zhì)量較低，母親角色和母性信仰也會(huì)驅(qū)動(dòng)她們關(guān)注教養(yǎng)過程，此時(shí)的親子關(guān)系甚至有可能因?yàn)椤把a(bǔ)償效應(yīng)”反而更加密切(Erel ＆ Burman,1995)。母親的情感表達(dá)和社會(huì)支持更豐富，倦怠程度較高的母親，即使婚姻關(guān)系不穩(wěn)定，也會(huì)尋求朋友等社會(huì)支持，或通過其他途徑排解情緒(侯娟 等,2019)，因此母親養(yǎng)育倦怠并不能在婚姻質(zhì)量的作用下間接預(yù)測(cè)母親的親子關(guān)系。
4.2 父母在養(yǎng)育倦怠與親子關(guān)系上的共性
4.2.1 父母養(yǎng)育倦怠與親子關(guān)系的直接效應(yīng)
本研究發(fā)現(xiàn)父親和母親的養(yǎng)育倦怠與其親子關(guān)系都呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。父親和母親的養(yǎng)育倦怠均可以顯著預(yù)測(cè)自身的親子關(guān)系。這是父親和母親在教養(yǎng)過程中的第一個(gè)共性，表明父母養(yǎng)育倦怠程度越高，親子關(guān)系可能會(huì)越差，養(yǎng)育倦怠對(duì)家庭關(guān)系造成了較消極的影響。具體來說，當(dāng)父母對(duì)教養(yǎng)工作失去信心和熱情，表現(xiàn)出情感衰竭、情感疏離和低成就感的時(shí)候，親子互動(dòng)與教養(yǎng)投入的頻率也隨之減少，導(dǎo)致親子關(guān)系不穩(wěn)定。父母更疲憊時(shí)，會(huì)覺得更難和孩子相處。這可能出現(xiàn)一種惡性循環(huán)，即疲憊不堪的父母在與孩子交流時(shí)，會(huì)負(fù)面評(píng)價(jià)孩子的行為，反過來，這種負(fù)面評(píng)價(jià)又加劇了與養(yǎng)育相關(guān)的倦怠狀態(tài)。倦怠程度不一定要很高才影響親子關(guān)系，即使父母的倦怠感處于一般甚至較低水平，也會(huì)對(duì)親子關(guān)系產(chǎn)生直接的負(fù)面影響(李妍 等,2019; Gillis ＆Roskam,2019)。這些結(jié)論提醒了研究者關(guān)注父母養(yǎng)育倦怠的必要性，以及及時(shí)干預(yù)和治療倦怠情緒的重要性。
4.2.2 婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)在父母養(yǎng)育倦怠與親子關(guān)系間的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)
中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表明父親的婚姻質(zhì)量、共同教養(yǎng)在養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間存在鏈?zhǔn)街薪樽饔?，?yàn)證了假設(shè)3。結(jié)果表明母親的婚姻質(zhì)量、共同教養(yǎng)在養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間存在鏈?zhǔn)街薪樽饔?，?yàn)證了假設(shè)4。同時(shí)，共同教養(yǎng)在父親和母親的養(yǎng)育倦怠和親子質(zhì)量的關(guān)系中都起到了部分中介的作用。
父親共同教養(yǎng)在養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間存在部分中介作用，父親養(yǎng)育倦怠可以通過共同教養(yǎng)來影響親子關(guān)系，且此條中介路徑的相對(duì)效應(yīng)占比最大。父親的養(yǎng)育倦怠程度較低時(shí)，會(huì)更有熱情地參與到教養(yǎng)過程中，更容易和母親達(dá)成一致的教養(yǎng)方式，營(yíng)造融洽的教養(yǎng)氛圍。在這種氛圍下，父親能夠更主動(dòng)地參與到親子互動(dòng)中，與孩子形成較好的親子關(guān)系。母親養(yǎng)育倦怠也可以通過共同教養(yǎng)來影響親子關(guān)系，也證明了共同教養(yǎng)在家庭系統(tǒng)中的中介作用(周子涵 等,2018)。最重要的是，父親和母親都能夠通過婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)對(duì)親子關(guān)系形成鏈?zhǔn)街薪樽饔?。?duì)父母雙方來說，如果養(yǎng)育倦怠程度較高，會(huì)在教養(yǎng)過程中感受到較多的衰竭感和低成就感，可能會(huì)選擇情感隔離和逃避面對(duì)，減少對(duì)家庭生活的投入，去尋找更有成就感的職場(chǎng)生活或其他非家庭生活。由于自身的情感衰竭，和伴侶的關(guān)系質(zhì)量會(huì)受到影響，也較難認(rèn)同和支持伴侶的教養(yǎng)觀念，彼此教養(yǎng)方式相左，使得其與孩子之間較難形成和諧的親子關(guān)系。這是本研究的父親和母親在教養(yǎng)過程中的第二個(gè)共性。
4.3 研究意義與展望
本研究從父母、夫妻、親子子系統(tǒng)三個(gè)層面綜合考慮，驗(yàn)證了婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)在父母養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間的中介作用，發(fā)現(xiàn)了父親和母親在影響路徑上的差異和共性，證實(shí)了養(yǎng)育倦怠對(duì)整個(gè)家庭系統(tǒng)的消極作用，強(qiáng)調(diào)了父母養(yǎng)育倦怠的預(yù)防和干預(yù)的重要性。
未來可以利用配對(duì)數(shù)據(jù)建立主客體互倚模型，或結(jié)合縱向數(shù)據(jù)進(jìn)一步分析父親和母親養(yǎng)育倦怠的差異以及與家庭系統(tǒng)內(nèi)的其他相關(guān)變量的關(guān)系，豐富父母養(yǎng)育倦怠的研究。此外，可以補(bǔ)充子女的相關(guān)數(shù)據(jù)，從親子系統(tǒng)更直觀地探究養(yǎng)育倦怠對(duì)親子關(guān)系的影響，還可以考慮不同的群體，如離異家庭，甚至患病孩子的家庭等進(jìn)一步增加樣本的代表性和豐富性。
5 結(jié)論
(1)父親的養(yǎng)育倦怠明顯高于母親的養(yǎng)育倦怠水平。(2)父親和母親的養(yǎng)育倦怠可以分別顯著預(yù)測(cè)自身的親子關(guān)系，兩者之間都顯著負(fù)相關(guān)。(3)父親婚姻質(zhì)量在養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間存在部分中介作用；然而母親婚姻質(zhì)量在養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間部分中介作用不顯著。(4)父親的婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)在父親養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔茫荒赣H的婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)在母親養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間也起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>
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