學前兒童問題行為對父母撫養壓力的影響及夫妻親密的調節作用 *

馬心宇 陳福美 羅 芮 趙云燕 王 耘

(1 北京師范大學中國基礎教育質量監測協同創新中心，北京 100875)(2 北京師范大學認知神經科學與學習國家重點實驗室，北京 100875)

1 問題提出

撫養壓力（parenting stress）是指父母在育兒過程中因養育需求和實際可獲得的養育資源之間的不匹配所引起的消極心理體驗，如焦慮、緊張、挫折感等（Zaidman-Zait et al., 2017）。大量研究證明，父母在教養過程中會感受到一定水平的撫養壓力（Deater-Deckard, 1998; Zaidman-Zait et al., 2017），高水平的撫養壓力不僅會威脅父母自身的心理健康，還會對兒童發展產生不可忽視的消極影響（?stberg, Hagekull, & Hagelin, 2007;Planalp & Braungart-Rieker, 2016）。鑒于撫養壓力的普遍性和消極影響，有必要探討其影響因素及其作用機制。

1.1 兒童問題行為對父母撫養壓力的作用

根據親子互動壓力模型（parent-child interaction stress model）（Mash & Johnston, 1983），父母撫養壓力會受到來自父母、兒童和環境三方面因素的影響。而來自兒童方面的問題行為作為父母育兒過程中的重要應激源（Neece, Green, & Baker, 2012），是造成父母壓力感受的重要外部動因。一些研究指出，兒童問題行為越多，父母的撫養壓力越大（Baker et.al, 2003; Krahé, Bondü, H?se, & Esser,2015）。兒童問題行為在童年期是相對穩定的，其對父母撫養壓力的預測效應甚至高于兒童智力和發展性功能（Benzies, Harrison, & Magill-Evans,1998; Robinson & Neece, 2015）。而且隨著年齡的增長，兒童擁有更高的自主性和行動能力，其行為表現對父母撫養壓力的預測作用變得更加穩定和突出（Neece et al., 2012）。

由于母親一直被視為兒童的主要照料者，以往研究更側重于考察母親撫養壓力，而對父親的關注相對較少。近年來，隨著更多的女性投入職場，相應地，父親也更多地參與到育兒過程中（Charles et al., 2018; Ponnet et al., 2013），也會面臨撫養壓力的困擾（Johansson, Rubertsson, R?destad, &Hildingsson, 2012; Liu & Wang, 2015）。然而，父親和母親扮演著不同的教養角色—母親傾向于承擔更多的養育和照料責任，父親則更多地參與到子女的游戲之中（Amato, Meyers, & Emery, 2009;Deater-Deckard, 1998）。因此，有必要區分撫養壓力的父母身份進行深入探討（Foody, James, &Leader, 2015）。

1.2 母親撫養壓力與父親撫養壓力的關系

一些研究表明，父母之間的撫養壓力存在顯著差異（Foody et al., 2015; Rosnati, Montirosso, &Barni, 2008）；但也有研究發現，二者并不存在明顯不同（Canzi, Ranieri, Barni, & Rosnati, 2019）。不同的研究結果可能源于父母角色的一體兩面性，因而在分析父母撫養壓力的關系時，既要考慮父親和母親各自的角色特殊性，又要考慮父母之間的相互依存性。

一方面，從家庭系統的角度看（Cox & Paley,2003），作為夫妻共同體，父母彼此之間存在相互依存性，彼此之間的撫養壓力存在一定的相關性（Hilpert, Kuhn, Anderegg, & Bodenmann, 2015）。另一方面，由于教養角色不同，父母的撫養壓力可能存在一定差別。從撫養壓力的來源看，母親撫養壓力受兒童問題行為的作用相對更直接，而父親撫養壓力受兒童問題行為作用時更容易受到母親狀態、夫妻關系等因素的影響（Camisasca,Miragoli, & Di Blasio, 2014）。Deater-Deckard（1998）指出，母親的情緒會影響父親在育兒過程中的壓力和焦慮感受，在送幼兒上學時，當母親感受到強烈的緊張和分離焦慮時，父親能夠感受到母親的情緒，并由此產生更強的焦慮和壓力感。因此，父親的撫養壓力不僅與其自身對兒童問題行為的感知有關，還可能與母親的撫養壓力感受有關（Canzi, Molgora et al., 2019）。綜上，本研究假設母親撫養壓力會部分中介兒童問題行為對父親撫養壓力的作用。

1.3 夫妻親密的調節作用

夫妻親密作為一種情感性社會支持，能夠在夫妻間營造出溫馨和諧的氛圍，進而使個體能夠為配偶提供更多的情感和心理資源以幫助其應對外界壓力（Falk, Norris, & Quinn, 2014）。此外，溢出效應指出，個體在某一家庭子系統中的情緒、感受和行為會對其在另一家庭子系統中的情緒、感受和行為產生影響（Erel & Burman, 1995）。實證研究也證明父母在夫妻系統中體驗到的幸福感能夠有效緩解其在教養過程中焦慮、抑郁等消極情緒（Camisasca, Miragoli, Caravita, & Di Blasio,2015; DeBoard-Lucas, Fosco, Raynor, & Grych,2010）。同時，親密的夫妻關系能有效提升夫妻間態度、行為的一致性，提高配偶的育兒參與程度，促進夫妻間“育兒同盟”的形成，進而提升個體的教養效能感，減輕撫養壓力（Feeney, 2002;Merrifield & Gamble, 2013）。

以往研究大多只檢驗了夫妻親密對撫養壓力的主效應，對夫妻親密是否能夠調節兒童問題行為對父母撫養壓力的影響，目前還少有研究關注（Coln, Jordan, & Mercer, 2013; O’Brien & Peyton,2002）。因此，本研究進一步探索夫妻親密對兒童問題行為與父親、母親撫養壓力的調節作用。

綜上所述，本研究主要探討兩個問題：（1）母親撫養壓力在兒童問題行為對父親撫養壓力影響中的中介作用。（2）夫妻親密在兒童問題行為與父親、母親撫養壓力關系中的調節作用。研究假設：母親撫養壓力會在兒童問題行為對父親撫養壓力的作用中起到部分中介；夫妻親密能夠調節兒童問題行為對父親、母親撫養壓力的影響，以及母親撫養壓力對父親撫養壓力的影響，夫妻親密水平越高，兒童問題行為對父親、母親撫養壓力的影響越小，母親撫養壓力對父親撫養壓力的影響也越小?？偰Ｐ腿鐖D1 所示。

圖1 夫妻親密的調節作用模型

以往研究表明，兒童的年齡、性別、父母年齡、家庭社會經濟地位均對父母撫養壓力有影響（Choi & Becher, 2019; Cousino & Hazen, 2013），因此，本研究的數據分析中控制了以上變量。

2 研究方法

2.1 被試

被試來自北京市某區的學前兒童調查項目，通過兩階段隨機抽樣方法獲取。第一階段在該區隨機抽選50%幼兒園，第二階段在選中幼兒園的每個班級中各隨機抽取40%的兒童及家長參與測試。基于研究問題，篩選出兒童與父母同住且主要撫養人為父母的家庭，最終獲得67 所幼兒園的3164 個家庭的數據。兒童平均月齡為54.86（SD=10.70），其中男孩1595 名（占比50.4%）。

被試家庭中，父親、母親的平均年齡分別為36.39 歲（SD=4.77 歲）、34.13 歲（SD=3.82 歲）。父親、母親的學歷在初中及以下者分別占1.8%、2.7%，高中（職高）分別占9.6%、8.7%，大專（職專）分別占19.0%、21.2%，本科分別占44.2%、46.3%，碩士及以上分別占24.7%、20.7%，學歷缺失分別為0.7%、0.3%。被試家庭的平均年收入為295379.03 元（SD=20727.48 元）。

2.2 研究工具

2.2.1 兒童問題行為問卷

采用學前兒童問題行為問卷（Preschool Behavior Questionnaire, PBQ）（Behar & Stringfield,1974），共23 個題目，包括恐懼焦慮（8 題）、敵意攻擊（11 題）和注意分散（4 題）三個維度。采用3 級計分（0 表示“從不發生”；2 表示“經常發生”），將所有題目得分均值作為兒童問題行為的得分，得分越高表明兒童問題行為越嚴重。本研究中，父親、母親均對兒童問題行為進行評定，二者評定問卷的Cronbach’s α 系數分別為0.88 和0.87。同時問卷具有良好的結構效度，父親問卷：χ2=1676.15，df=187，RMSEA=0.05，CFI=0.90，TLI=0.93；母親問卷：χ2=1694.03，df=187，RMSEA=0.05，CFI=0.91，TLI=0.97。由于父母對兒童問題行為的評定結果相關較高（r=0.56,p＜0.01），故在后續分析中，兒童問題行為采用父母評定的均值作為觀測指標。

2.2.2 撫養壓力量表

參考Abidin（1992）編制，夏勇、方曉義、王艷萍和林磊（1994）修訂的撫養困難量表和李彩娜、鄒泓和段冬梅（2005）修訂的育兒壓力問卷，修訂適合學前兒童家長的撫養壓力量表。改編后的量表有良好的信效度（項紫霓, 張興慧, 黎亞軍,王耘, 李燕芳, 2014）。量表共39 個題目，包括兒童情緒（5 題）、適應（6 題）、對父母的強化（6 題）、家長情緒反應（5 題）、勝任感（8 題）、身體狀況（4 題）和角色適應（5 題）七個維度。采用5級計分（1 表示“完全不符合”；5 表示“完全符合”），將所有題目得分均值作為撫養壓力的得分，得分越高表明父母撫養壓力越高。本研究中，由父母分別報告自己的撫養壓力，父親、母親評定量表的Cronbach’s α 系數分別為0.91 和0.90。量表具有良好的結構效度，父親量表：χ2=1548.69，df=149，RMSEA=0.05，CFI=0.92，TLI=0.94；母親量表：χ2=1169.19，df=149，RMSEA=0.05，CFI=0.95，TLI=0.92。

2.2.3 夫妻親密量表

改編自“中國兒童青少年心理發育特征”調查項目的父母親密量表（董奇, 林崇德, 2011），改編后的量表具有良好的信效度（陳福美, 苑春永,張彩, 黎亞軍, 王耘, 2015）。量表共5 題，采用5級計分（1 表示“完全不符合”；5 表示“完全符合”），由母親填寫。將所有題目得分均值作為夫妻親密的得分，分數越高表明夫妻關系越親密。本研究中量表的Cronbach’s α 系數為0.91，結構效度良好（χ2=191.72,df=5, RMSEA=0.04, CFI=0.97,TLI=0.94）。

2.3 研究程序及數據處理

在幼兒園教師的協助下，向被試家庭發放知情同意書、測查問卷和測試說明，同時承諾向家長提供孩子的成長報告，以保證家長作答問卷的積極性和信息真實性。由學校負責人及班級教師向家長回收問卷，所有問卷的發放及收回均在一周內完成。

問卷收回后，使用Epidata 軟件對數據進行雙錄，并進行一致性核對。使用SPSS23.0 計算問卷信度，并對各變量的分布情況進行描述性統計和相關分析。使用SPSS 宏程序PROCESS3.0 對中介和調節模型進行檢驗。

3 結果

3.1 共同方法偏差檢驗

由于本研究數據均來自自我報告，可能存在共同方法偏差。因此，采用Harman 單因素法和驗證性因素分析法檢驗共同方法偏差效應（周浩, 龍立榮, 2004）。Harman 單因素檢驗結果表明，特征值大于1 的因子共有29 個，第一因子的方差解釋率為15.04%，遠小于臨界值40%；進一步使用驗證性因素分析固定一個因子對所有變量進行解釋，發現模型擬合很差（χ2=120017.97,df=8777,χ2/df=13.67, TLI=0.33, CFI=0.32, RMSEA=0.06），表明數據不存在嚴重的共同方法偏差（Podsakoff ,Mackenzie, Lee, & Podsakoff, 2003）。

3.2 描述性統計和相關分析

各變量的描述性統計和偏相關矩陣見表1。本研究的總被試量為3164 名，但是由于各變量（四個核心變量和家庭社會經濟地位）上均存在不同程度的數據缺失，所有后續分析中各變量上均未缺失的被試為2646 名。結果表明，兒童問題行為、母親撫養壓力、父親撫養壓力皆呈現顯著的兩兩正相關，且均與夫妻親密呈現顯著負相關。

表1 描述性結果和偏相關矩陣（n=2646）

3.3 母親撫養壓力在兒童問題行為對父親撫養壓力中的中介作用

首先進行回歸分析，發現兒童問題行為對父親、母親撫養壓力均有顯著的正向預測作用（β父=0.49, β母=0.50,ps＜0.001），母親撫養壓力對父親撫養壓力有顯著的正向預測作用（β=0.52,p＜0.001）。使用逐步回歸分析進行中介檢驗，結果表明母親撫養壓力在兒童問題行為對父親撫養壓力的作用中起部分中介作用，中介效應為0.26（95%Bootstrap的置信區間為[0.16, 0.21]），占兒童問題行為對父親撫養壓力總效應的38.78%。見圖2。

圖2 中介作用模型

3.4 夫妻親密在兒童問題行為對父親、母親撫養壓力中的調節作用

對所有變量做標準化處理后進行調節效應分析。結果發現，夫妻親密對父親、母親撫養壓力的主效應均顯著（β父=-0.05, β母=-0.31,ps＜0.001），夫妻親密與母親撫養壓力的交互項對父親撫養壓力的預測作用顯著（β=0.04,p＜0.01），詳細結果見表2，表明夫妻親密可以調節母親撫養壓力對父親撫養壓力的作用，但不會調節兒童問題行為對父親、母親撫養壓力的直接作用。

進一步對顯著的調節效應做簡單斜率分析。因為夫妻親密為連續變量，使用選點法進行簡單斜率分析會導致部分信息缺失，而且結果容易受到樣本均值分布的影響，因此根據方杰、溫忠麟、梁東梅和李霓霓（2015）的建議使用J-N 法。結果表明，當夫妻親密的取值大于-2.8 時，隨著夫妻親密水平的升高，母親撫養壓力對父親撫養壓力的預測作用逐漸增強，預測系數的取值區間為[0.18, 0.41]，具體見圖3。

當夫妻親密取均值及均值上、下一個標準差時，兒童問題行為對父親撫養壓力的直接效應和間接效應值見表3。

表2 夫妻親密在兒童問題行為對父親、母親撫養壓力中的調節作用

圖3 母親撫養壓力在夫妻親密不同水平上對父親撫養壓力的預測效應

表3 兒童問題行為在夫妻親密不同水平上對父親撫養壓力的預測效應

綜上所述，母親撫養壓力在兒童問題行為與父親撫養壓力間起部分中介作用，夫妻親密可以調節母親撫養壓力對父親撫養壓力的作用，當夫妻親密越高時，母親撫養壓力對父親撫養壓力的預測作用越強，兒童問題行為通過母親撫養壓力對父親撫養壓力的間接作用也越強。

4 討論

4.1 兒童問題行為對父親、母親撫養壓力的作用

研究驗證了母親撫養壓力在兒童問題行為與父親撫養壓力之間起部分中介作用的假設。兒童的問題行為會對父母提出更高的教養要求（Baker et al., 2003; Zaidman-Zait et al., 2017），為幫助兒童調節情緒、減少不良行為，父母勢必需要投入更多的精力和資源應對兒童的問題行為、學習更多的育兒知識、改善育兒方式等，這對父母來說一種挑戰，甚至是很大的壓力源（Deater-Deckard,2004）。母親在受到兒童問題行為的消極影響后撫養壓力升高，并會進一步促進父親撫養壓力的升高。其中原因可能為：一方面，根據交叉效應理論和家庭系統理論（Cox & Paley, 2003; Ponnet et al.,2013），家庭中各成員之間相互影響，某一家庭成員體驗到的情緒或經驗會對其他家庭成員產生影響。母親通常是兒童的主要照料者，因此會受到兒童問題行為更直接的影響（Crnic & Ross, 2017），母親感受到撫養壓力后的緊張、焦慮等情緒可能會交叉傳染給父親，進而導致父親的撫養壓力增加（Mackler et al., 2015; Oelofsen & Richardson,2006）。另一方面，當兒童的問題行為導致母親感受到較高的撫養壓力時，可能會要求父親投入更多資源和精力到兒童的養育中，或者父親在感受到母親的撫養壓力時會主動介入，為母親分擔部分育兒壓力，因而父親會感受到更高的撫養壓力（Deater-Deckard, 2004）。

4.2 夫妻親密在兒童問題行為對父親、母親撫養壓力影響中的調節作用

本研究發現，夫妻親密能夠顯著負向預測父親、母親的撫養壓力，但并不能調節兒童問題行為對父親、母親撫養壓力的直接影響。這可能意味著夫妻親密緩解父母撫養壓力的作用模式更符合社會支持的主效應模型（Chang, Yuan, & Chen,2018），即夫妻親密能夠直接減輕父母的撫養壓力感受，而非通過緩沖兒童問題行為的消極影響進而減輕父母的撫養壓力。

此外，夫妻親密可以調節母親撫養壓力中介效應的后半段路徑，即夫妻親密越高，母親撫養壓力對父親撫養壓力的預測作用越強，兒童問題行為通過母親撫養壓力對父親的間接作用越大。這一結果恰恰與研究假設相反，這意味著夫妻親密越高，母親將自身的撫養壓力“傳染”給父親的可能性就越大。根據親密的人際關系過程模型，夫妻親密往往伴隨著夫妻間的自我表露和來自伴侶的反應，即夫妻中一方對配偶袒露自己的經歷、想法或感受等，并可能通過非語言行為進一步交流情感，同時配偶會通過表達相似的感受或發起親密行為等方式回應前者，以使對方感受到支持和被理解（Laurenceau & Bolger, 2005; Reis &Shaver, 1988）。夫妻親密對男性而言并不總是起積極作用：男性在感知配偶的壓力、緊張時，更容易受到“感染”，產生同樣的消極感受（Deater-Deckard & Scarr, 1996）。研究表明，女性更傾向于在親密互動中與配偶傾訴自己的經歷和感受，不僅包括發生在夫妻之間的，也包括發生在夫妻系統外的經歷、行為及引發的情緒感受（Hilpert et al.,2015）。因此，在一個兒童問題行為較多，且夫妻較為親密的家庭中，母親可能會向父親講述更多自己在育兒過程中的困難和壓力感受，父親在夫妻親密互動中感受到配偶的壓力時會感同身受，因而自身的撫養壓力也相應升高。

4.3 研究的貢獻與不足

本研究考察了兒童問題行為與父親、母親撫養壓力之間的關系，以及夫妻親密在其中的調節作用。研究對象包括兒童、父親和母親，涉及變量來源于家庭的不同層面，充分考慮了家庭系統中的多層面、多種類因素，為進一步理解家庭中不同成員間的相互影響提供了更綜合、系統的視角。研究發現夫妻親密在兒童問題行為對父母撫養壓力的作用中起調節作用，指出父母撫養壓力不僅來源于兒童因素，還會受到夫妻系統中夫妻親密的影響，拓展了親子互動壓力理論。研究通過揭示夫妻親密在母親撫養壓力與父親撫養壓力關系中的調節作用，指出夫妻親密作為社會支持的一種，并不總是起到積極作用，還可能會使母親撫養壓力更容易傳導給父親，造成父親撫養壓力的升高。以往研究大都關注母親的撫養壓力，而忽視了父親在育兒過程中的壓力感受，本研究揭示了兒童問題行為對父親撫養壓力的作用機制，有助于心理工作者開發針對性強、切實有效的父母撫養壓力干預項目，以維護父母的身心健康。

不過，本研究還存在一些不足之處。第一，本研究采用橫斷研究設計，難以確定變量之間的因果關系。以往研究發現，父母撫養壓力能夠預測兒童問題行為（馬心宇, 陳福美, 玄新, 王耘, 李燕芳, 2019; Dennis, Neece, & Fenning, 2018），今后可采用縱向追蹤設計，考察父母撫養壓力與兒童問題行為的雙向因果關系。第二，本研究中數據均來自被試自我報告，且夫妻親密僅由母親一人報告，盡管數據分析結果顯示并不存在嚴重的共同方法偏差，但也可能會對研究結果產生一定的影響。今后研究應綜合使用多種方法、從多種視角進行數據收集。

5 結論

本研究主要結論如下：（1）在兒童問題行為對父親撫養壓力的作用中，母親撫養壓力起部分中介作用。（2）夫妻親密能夠調節母親撫養壓力對兒童問題行為與父親撫養壓力中介過程的后半段路徑，夫妻親密越高，母親撫養壓力對父親撫養壓力的預測作用越強，兒童問題行為通過母親撫養壓力對父親的間接作用越大。