父母協同教養對其教養壓力的影響：親子親密性和親子沖突性的中介作用 *

彭于玨 郭 成 曾晉逸 陳 帥

(西南大學心理學部，心理健康教育研究中心，重慶 400715)

1 引言

2021 年，《關于進一步減輕義務教育階段學生作業負擔和校外培訓負擔的意見》的頒布，推動著家庭教育和學校教育回歸各自的角色。而同年頒布的《中華人民共和國家庭教育促進法》，更是將“家事”上升為“國事”，強調父母“親自養育，加強親子陪伴”，“共同參與，發揮父母雙方的作用”。這一系列的新要求、高要求促使父母重新審視自己對孩子的教育，與伴侶的共同養育，以及親子關系的教育價值。教育也給家長帶來了教養壓力(parenting stress)。教養壓力是指父母在履行父母角色或在親子互動過程中產生的一種特定形式的壓力感(Abidin, 1992)，是父母在教養子女的過程中，體驗到當其不具備充足的資源來滿足子女成長需求時所產生的心理壓力(Deater-Deckard, 1998)。研究表明，父母的高教養壓力會導致其消極教養方式、低教養投入及低婚姻滿意度(楊曉靜 等, 2021; 周暉 等, 2018; 鄒盛奇 等, 2019)，還會導致兒童的內外化問題(邵海英, 2014; Kochanova et al., 2022; Kochanova et al., 2021; Mak et al., 2020; Silinskas et al., 2020)，影響其健全人格的形成(曲曉艷 等, 2005; 王中會 等, 2006)和良好的社會適應(劉文婧 等, 2012; 張光珍 等, 2021)。因此，探討父母教養壓力的影響因素對于緩解教養壓力和促進兒童青少年健康成長具有重要意義。

以往研究大多從父母自身特征和孩子特征來探討教養壓力來源(柴彩霞 等, 2020; 劉莉, 王美芳,2018; 劉維韋 等, 2020; 劉亞鵬 等, 2015)。親子關系模型(parent-child-relationship, P-C-R)則認為教養壓力來源于三個領域，分別為父母領域(如父母工作、父母身心健康等)、孩子領域(如認知發展、身體發育等)以及親子關系領域(父母關系、親子關系等)。其中，該理論特別強調了關系特征對父母教養壓力的影響，如親子關系領域主要與父母和子女關系中的沖突程度有關，且父母和孩子之間的影響是雙向的(Deater-Deckard, 2008; Smith &Stephens, 2018)。然而，目前鮮有研究從家庭關系來探討父母教養壓力的影響機制。協同教養(coparenting) 作為婚姻關系的重要體現(陳玲玲 等,2014)，與父母教養壓力有著緊密的聯系。所謂協同教養是指在教養兒童的過程中，所有承擔兒童教養責任的成人相互協作的活動(劉暢 等, 2014)，它包含團結、一致、沖突和貶低四種類型(劉暢,伍新春, 2015; Feinberg, 2003)，且包括不同的顯性情境和隱性情境，既包括父母和子女在一起的顯性情境，也包括父母任一方與兒童在一起的隱性情境下的協同教養行為，從而更好地對父母增強或破壞協同教養聯盟的行為進行評估(劉暢 等,2017; McHale, 1997)。

具體來說，團結性指父母主動提高家庭成員之間的凝聚感，強調教養過程中提高家庭成員的信任、和諧、溫暖、融洽的關系，該教養模式的測量既包括顯性情境也包括隱性情境(McHale &Rasmussen, 1998)。一致性是指對兒童進行規則制定和紀律約束的一致性，強調彼此交流，相互支持，在關于孩子主題上達成一致的程度，如設定道德原則、行為期待、規則紀律、教育偏好、孩子安全問題、同伴關系，測量的內容皆是顯性情境的協同教養行為(Feinberg, 2003)。沖突性是指父母在兒童面前爭吵、批評對方或在教養孩子的問題上產生分歧，強調父母在孩子的問題上出現了分歧，與一致性協同教養一樣，皆是顯性情境的協同教養行為；貶低性則是父母在對方不在場的時候主動貶低另一方，破壞另一方的權威性和可靠性，為隱性情境的協同教養行為(劉暢 等,2017)。根據以往研究，團結性和一致性協同教養為積極協同教養，沖突性和貶低性協同教養為消極協同教養(宋省成 等, 2022; 謝瑞波 等, 2021)。在核心家庭中，協同雙方即為父母，積極的協同教養能成為父母有效應對教養壓力的資源(Feinberg,2003; Hassall et al., 2005; Johnson & Simpson, 2013)，而消極的協同教養與教養壓力呈正相關(Chen,2020)。如高雯等(2020)的研究表明，父親積極參與教養可以減少母親的教養壓力。并且，當父母一方認可和尊重伴侶對孩子的教養，能提升其自我效能感，這種支持性的協同教養屬于社會支持的一種特殊形式(Feinberg, 2003)，可以有效緩沖父母的教養壓力(Crnic & Low, 2002)。基于此，本研究推測支持性的協同教養作為一種保護性資源，可以幫助父母更好地應對教養壓力，非支持性的協同教養則不利于父母應對其教養壓力。對四種協同教養進行分維度考察，能夠同時探討協同教養行為發生的顯性情境與隱性情境的需求，因此，研究將團結、一致、沖突和貶低協同教養四個維度同時納入模型。

除了研究協同教養對教養壓力的直接影響之外，探討協同教養影響教養壓力的內在機制，更有利于深入理解二者的關系。根據Bowen(1993)提出的家庭系統理論，家庭中的各個子系統之間會相互影響。其中，親子關系屬于親子子系統，父母協同教養屬于父母子系統，根據該理論的溢出假設(spillover hypothesis)，家庭中一個子系統所形成的習慣和行為會外溢和擴展到另一個子系統中(張志學, 1990; Erel & Burman, 1995)。也就是說，父母之間積極協同教養會溢出并擴散到親子子系統中，提升親子關系；同時，良好的親子關系又會溢出到父母子系統中，影響父母的情緒情感和行為。由此可見，親子關系作為父母與子女之間的情感聯結程度(Furman & Buhrmester, 1985)，與教養壓力有著天然的聯系。它包含親子親密和親子沖突兩個成分，分別用于描述父母感受到的與兒童的親切、積極的關系和沖突、消極的關系(張曉等, 2008; Pianta, 1992)，屬于親子子系統。直接證據表明，父母間相互支持的協同教養能正向預測自己和伴侶與孩子的親子關系(Holland & McElwain,2013)。同時，因為親子依戀是衡量親子關系的一個重要指標(朱穎, 姜兆萍, 2022)，而研究也發現積極的父親協同教養能正向預測父子依戀，消極的父親協同教養會負向預測父子依戀(黃彬彬 等,2019)。因此，本研究推測父母的團結性協同教養和一致性協同教養能正向預測親子親密性，負向預測親子沖突性；沖突性協同教養和貶低性協同教養能負向預測親子親密性，正向預測親子沖突性。此外，大量研究也證實了親子關系和教養壓力呈顯著的正相關關系(代美娜, 孫玉梅, 2020;Azhari et al., 2019)。雖然還缺乏研究探究親子關系與教養壓力的因果關系，但根據親子關系模型，親子之間的關系特征會對教養壓力產生影響。所以，本研究推測父母感知到的親子關系能顯著預測其教養壓力。

綜合上述論述，本研究基于教養壓力的親子關系模型和家庭系統理論的“溢出假設”，進一步探討父母協同教養對其教養壓力的影響和親子關系在其間的作用，并提出以下研究假設：(1)父母協同教養對父母教養壓力具有預測作用；(2)親子親密性和親子沖突性在協同教養與父母教養壓力之間起中介作用。見圖1。

2 研究方法

2.1 被試

本研究通過方便取樣，選取四川省和重慶市的11 所小學，對6～13 歲小學生的家長開展調查。采用線上調查問卷的方式，通過班主任將問卷發放到各班家長微信群，家長自愿作答。共收到問卷8089 份，排除重復作答、填寫不認真以及單親家庭、再婚家庭和其他類型家庭數據，最終有效問卷5362 份，有效率為66.29%。其中，男性家長1572 人，占29.32%；女性家長3790 人，占70.68%；農村家長1747 人，占32.58%；城鎮家長3615人，占67.42%；獨生子女的家長2744 人，占51.17%；兩個孩子的家長2450 人，占45.69%；三個孩子及以上的家長168 人，占3.13%；父母受教育程度，沒有上過學4 人，占0.07%；小學118 人，占2.20%；初中752 人，占14.02%；高中或中專1451 人，占27.06%；大學(本科或專科)及以上3037 人，占56.64%。被試平均年齡為36.84±4.72 歲。

2.2 研究工具

2.2.1 協同教養量表

該量表由McHale(1997)編制，劉暢等(2014)修訂，用于測量中國父母評價的自己與伴侶之間的協同教養行為。要求父親或母親根據通常情況下，自己在一周之內出現的行為頻率做出選擇。量表共29 個題目，包括團結、一致、沖突和貶低四個教養維度，采用7 點計分，1 代表“從不”，7 代表“總是”。在某維度上的得分越高，說明在該維度上的行為頻率越高。已有研究表明，該量表具有較高的信效度(陳玲玲 等, 2014)。在本研究中，團結、一致、沖突和貶低四個維度的內部一致性系數分別為0.89、0.93、0.89 和0.94。

2.2.2 教養壓力量表

該量表的中文版由Yeh 等(2001)修訂，用于測量中國父母的教養壓力。量表包括36 個題目，分為育兒壓力、親子互動失調和困難兒童三個維度，每個維度12 題，采用5 點計分，1 代表“非常不同意”，5 代表“非常同意”。得分越高，說明教養壓力越大。已有研究表明，該量表具有較高的信效度(高雯 等, 2020)。在本研究中，該量表的內部一致性系數為0.96。

2.2.3 親子關系量表

該量表由Pianta(1992)編制，中文版由張曉等(2008)修訂。中文修訂版刪除了原量表中信度較低的依賴性維度，保留了信效度較高的親密性和沖突性兩個維度，共22 個題目。由父母根據自己的感受、體驗和實際情況選出最合適自己實際情況的分值。該量表采用Likert 5 點計分，1 代表“完全不符合”，5 代表“完全符合”。在維度上得分越高，說明親子關系親密性或沖突性越高。已有研究表明，該量表具有較高的信效度(黃鶴, 王小英, 2022)。在本研究中，親子親密性和親子沖突性兩個維度的內部一致性系數分別為0.72 和0.87。

會上，致力于解決服務農民“最后一公里”的難題，瑞豐生態采用區塊鏈技術，推出了“瑞豐農鏈”。如何運用好“瑞豐農鏈”？怎樣更好服務農資渠道商與農民種植戶？中國人工智能學會會員、全悉科技創始人閆凱峰就《農業區塊鏈新時代農資的變革利器》進行了分享。他表示：“中國互聯網經過30年的發展，已經成為超越房地產行業的財富高地，未來十年，將是區塊鏈的時代。區塊鏈的數據具有不可篡改的特點，可以實時跟蹤流通環節、防偽打假，適用于商品溯源系統。”閆凱鋒介紹，通過區塊鏈的共識機制，可以將生產商、經銷商、用戶由松散的狀態組織起來，通過智能合約，進行高效的交易。

2.3 數據分析

研究使用SPSS25.0 和Mplus7.0 進行數據分析。根據本研究對人口學變量在教養壓力上的差異檢驗，發現教養壓力在父母性別(F=3.04,p＞0.05)和孩子性別(F=0.94,p＞0.05)上差異不顯著；在家庭戶籍子女數量父母受教育程度以及家庭社會經濟地位上差異顯著。因此，研究控制了家庭戶籍、子女數量、父母受教育程度和家庭社會經濟地位變量，首先使用SPSS25.0 對變量進行偏相關分析和差異檢驗，再對協同教養各個維度和親子關系兩個維度的題目進行打包，這樣有利于提高共同度、減少隨機誤差，從而使新指標的質量比原始題目更好(吳艷,溫忠麟, 2011)。最后，使用Mplus7.0 對潛變量結構方程模型進行擬合。

3 結果

3.1 共同方法偏差檢驗

本研究的數據都源于父母的自我報告。為了避免共同方法偏差對研究結果產生影響，研究采用Harman 單因素檢驗法對數據進行檢驗。結果發現特征值大于1 的因子有11 個，第一個因子解釋的變異量為27.76%，遠小于40%。因此，本研究不存在嚴重的共同方法偏差(湯丹丹, 溫忠麟,2020)。

3.2 描述性統計、差異檢驗和相關分析

對變量進行偏相關分析，結果顯示團結、一致兩種教養方式與親子親密性呈顯著正相關，與親子沖突性和教養壓力呈顯著負相關；沖突、貶低兩種教養方式與親子親密性呈顯著負相關，與親子沖突性和教養壓力呈顯著正相關(見表1)。

采用單因素方差分析對協同教養、親子關系和教養壓力在家庭角色上進行差異檢驗，結果發現父親和母親在團結、一致和貶低三種協同教養方式和親子親密性上差異顯著。母親的團結性協同教養行為、貶低性協同教養行為和親子親密性都顯著高于父親，父親的一致性協同教養行為顯著高于母親。此外，父親和母親在沖突性協同教養、親子沖突性和教養壓力上差異不顯著(見表2)。

表2 各變量在家庭角色上的描述統計和差異檢驗

3.3 中介模型檢驗

3.3.1 父母協同教養對其教養壓力的影響

采用項目打包法(吳艷, 溫忠麟, 2011) 對團結、一致、沖突和貶低四種協同教養方式進行打包，通過Mplus7.0 進行結構方程模型檢驗。采用偏差校正的百分位Bootstrap 法(重復取樣5000次)計算中介效應，建立協同教養和教養壓力的模型，即模型1，該模型擬合指數較好：χ2/df=15.82，RMSEA=0.05，CFI=0.97，TLI=0.97，SRMR=0.05。具體來看，團結(β=-0.27,p＜0.001)、沖突(β=0.24,p＜0.001)和貶低(β=0.30,p＜0.001)三種協同教養方式對教養壓力都有顯著預測作用；一致性協同教養(β=0.04,p＞0.05)對教養壓力預測不顯著。

3.3.2 親子關系的中介效應檢驗

將親子親密性和親子沖突性作為中介變量納入結構方程模型1，形成結構方程模型2，并采用項目打包法對親子親密性、親子沖突性進行打包，同樣計算中介效應并建立中介模型(溫忠麟,葉寶娟, 2014)，如圖2 所示，該模型擬合指數較好：χ2/df=13.64，RMSEA=0.05，CFI=0.96，TLI=0.95，SRMR=0.06。

圖2 父母協同教養對其教養壓力的中介效應模型

團結性協同教養正向預測親子親密性(β=0.57,p＜0.001)，負向預測親子沖突性(β=-0.25,p＜0.001)和教養壓力(β=-0.04,p＜0.05)；一致性協同教養負向預測親子親密性(β=-0.06,p＜0.05)，而對親子沖突性(β=0.02,p＞0.05)和教養壓力(β=0.02,p＞0.05) 的預測不顯著；與團結性協同教養相反，沖突性協同教養正向預測親子沖突性(β=0.28,p＜0.001)和教養壓力(β=0.07,p＜0.05)，負向預測親子親密性(β=-0.07,p＜0.05)；貶低性協同教養則正向預測親子沖突性(β=0.12,p＜0.001) 和教養壓力(β=0.25,p＜0.001)，而對親子親密性預測不顯著(β=0.02,p＞0.05)；親子親密性顯著負向預測教養壓力(β=-0.20,p＜0.001)，親子沖突性則顯著正向預測教養壓力(β=0.55,p＜0.001)。

中介效應如表3 所示，親子親密性在團結(β=-0.12,p＜0.001)、一致(β=0.01,p＜0.05)和沖突(β=0.02,p＜0.05)三種協同教養方式與教養壓力之間起中介作用，三條中介路徑95%CI 分別為[-0.135,-0.096]、[0.002, 0.023]和[0.000, 0.030]。親子親密性在貶低性協同教養(β=-0.004,p＞0.05)與教養壓力之間中介作用不顯著，95%CI 為[-0.017, 0.010]，并且親子親密性在團結性、一致性和沖突性協同教養與教養壓力之間的中介效應量分別為40.00%，25.00%，8.33%；親子沖突性在團結(β=-0.14,p＜0.001)、沖突(β=0.15,p＜0.001)和貶低三種協同教養方式(β=0.06,p＜0.001) 與教養壓力之間起中介作用，三條中介路徑95%CI 分別為[-0.163, -0.112]、[0.118, 0.187]和[0.032, 0.096]。親子沖突性在一致性協同教養(β=0.01,p＞0.05)與教養壓力之間中介作用不顯著，95%CI 為[-0.017, 0.033]，并且親子沖突性在團結性、沖突性和貶低性協同教養與教養壓力之間的中介效應量分別為46.67%、62.50%和19.61%。

表3 親子親密性和親子沖突性在父母協同教養與教養壓力間的中介效應

4 討論

以往研究較多關注特殊兒童父母的教養壓力，并且在關于父母教養壓力的影響因素方面，主要關注父母受教育程度、家庭社會經濟地位、以及子女的特征和數量等難以改變的客觀因素。本研究則關注核心家庭父母的教養壓力，并從家庭人際關系層面探討了父母教養壓力的影響機制，強調家庭教育要從建設家庭成員間的積極關系著手，搭建良好的互動模式，營造積極的家庭關系氛圍，進而為父母提供支持，緩解父母的教養壓力。

4.1 父母協同教養與教養壓力的關系

研究結果表明，父母的協同教養可以顯著預測父母教養壓力，這與親子關系模型一致(Deater-Deckard, 2008; Smith & Stephens, 2018)。具體來說，首先，本研究發現沖突性和貶低性協同教養都會增加父母的教養壓力。沖突性協同教養會影響父母自身與伴侶的情緒和行為(鄒盛奇 等, 2019)，而貶低性協同教養則會破壞伴侶間的關系，導致伴侶支持的減少(Hassall et al., 2005; Nomaguchi et al., 2017)，造成父母較高水平的教養壓力。其次，與沖突性和貶低性協同教養模式相反，團結性協同教養可以降低父母的教養壓力，這與Johnson 和Simpson(2013)的研究結果一致。團結性協同教養模式可以提升家庭成員之間的凝聚力，加強家庭成員之間的信任、和諧、溫暖和融洽的關系，讓父母感受到來自伴侶的高社會支持，降低其教養壓力。最后，研究還發現，一致性父母協同教養對教養壓力并沒有顯著的預測作用。這可能因為父母在教養兒童上的分歧本身其實不會導致負面的家庭結果(Feinberg, 2003)。并且在中國家庭“男主外，女主內”的傳統模式下，父母會對孩子的教養進行分工，一致性協同教養模式可能對于母親的教養壓力起到一定的緩沖作用，而父親的教養壓力可能更多源于需要給孩子提供利于其發展的資源和條件(Hassall et al., 2005;Nomaguchi et al., 2017)，所以一致性協同教養既可能對其教養壓力產生積極的影響，也可能產生消極的影響。因而關于一致性協同教養對父母教養壓力影響的差異還需要進一步探討。

4.2 親子關系的中介作用

研究結果顯示，團結性協同教養不僅可以直接降低父母的教養壓力，還會分別通過提升親子親密性和降低親子沖突性來減輕父母的教養壓力。相反，沖突性協同教養會直接增加父母的教養壓力，且會通過提升親子沖突性和降低親子親密性增加教養壓力。具體而言，父母如果是團結的，共同提升家庭凝聚力，就會增強親子之間親切、積極的關系，進而減輕自身的教養壓力；父母之間的沖突、爭吵和敵對行為則會增加親子沖突，進而導致父母教養壓力的增高。這一結果符合親子關系模型(Smith & Stephens, 2018)。同樣，基于家庭系統理論中的“溢出假設”，積極的協同關系會溢出到親子關系中，讓父母感知到良好的親子關系，這能有效緩解父母的教養壓力；而消極的伴侶協同關系也會溢出到親子關系中，讓父母感知到沖突性的親子關系，增加父母的教養壓力，這與以往的研究結果一致(Feinberg, 2003;Johnson & Simpson, 2013)。

除此之外，貶低性協同教養會直接增加父母的教養壓力，并且通過增強親子沖突來增加其教養壓力，但是不會通過親子親密性影響父母的教養壓力。也就是說，父母之間破壞伴侶的可靠性和權威性的行為，會增加親子沖突，進而導致父母教養壓力的增高，即破壞性的協同教養和教養壓力有關(Chen, 2020)。結果顯示貶低性協同教養不會通過親子親密性影響教養壓力，這可能是因為在貶低性協同教養過程中，存在父親和母親某一方貶低，一方被貶低，而親子親密性在貶低方和被貶低方具有差異，因而貶低性協同教養對親子親密性預測不顯著。

4.3 不足與展望

第一，橫斷研究和自我報告的形式限制了因果關系的推論和結果的客觀性。未來可以用追蹤研究，以揭示父母的協同教養模式對其教養壓力影響的動態變化。同時，本研究中親子關系僅通過父母報告來衡量，未來可以同時關注父母和孩子兩個主體，測量其感知到的親子關系進行補充。第二，由于被試在性別上不均衡，因此不能很好地將父母加以等量區分，限制了研究結果的拓展性。未來研究可以在考察更多兒童青少年父母的同時，均衡父母人數，并關注父母的差異及其間的相互影響。

5 結論

(1)父母團結性、沖突性和貶低性協同教養可以直接預測其教養壓力；(2)父母感知到的親子親密性在團結性和沖突性協同教養與教養壓力間起部分中介作用，在一致性協同教養與教養壓力間起完全中介作用；(3)父母感知到的親子沖突性在團結性、沖突性和貶低性協同教養與教養壓力間起部分中介作用。