家庭功能、親職效能感對學前兒童父母親職壓力的影響

摘要：本研究基于系統視角，探析家庭功能、親職效能感、子女數量、父母受教育水平對學前兒童父母親職壓力的聯合影響及作用機制，采用家庭功能量表、親職壓力量表和親職效能感量表對3 135位學前兒童父母進行了問卷調查。相關分析發現，家庭功能的失調程度與親職壓力呈顯著正相關，與親職效能感呈顯著負相關，親職效能感與親職壓力中的困難兒童呈顯著負相關。有調節的中介結構方程模型分析發現，家庭功能的失調程度顯著正向預測親職壓力、負向預測親職效能感，親職效能感在家庭功能與親職壓力之間起顯著的中介效應，父母受教育水平顯著調節家庭功能通過親職效能感影響親職壓力的后半路徑?；谝陨涎芯拷Y果，本研究建議采用積極的家庭建設政策、成長型的教養心態、有效的家庭教育指導幫助學前兒童父母緩解親職壓力。

關鍵詞：家庭系統 家庭功能 親職效能感 親職壓力 家庭教育指導

作者簡介：賈 云/江蘇第二師范學院講師、博士（南京 211200）

一、問題提出

親職壓力是父母在承擔撫養、照顧、陪伴和教育子女的責任時，因個人特質、子女特質、家庭情境等因素的影響，產生的諸如憂慮、不安、擔心等消極體驗。[1]較高的親職壓力不僅直接損害父母的身心健康、夫妻關系，還消極化父母對孩子的態度、教養行為，破壞親子關系[2][3][4][5][6]，給兒童的語言、社會性、情感等方面的發展造成即時的或長期的阻礙[7][8][9]，而且會降低父母的生育意愿[10][11][12][13]。因此，緩解年輕父母的親職壓力既是提升家庭生活質量、促進家庭教育發展的需要，又有助于提升生育率。已有研究或從個人因素視角[14]，或從子女因素視角[15][16]，或從家庭情境或社會支持視角[17][18]探討親職壓力的影響因素并提出相應的壓力緩解建議，但尚未有研究基于系統視角，綜合考察家庭因素、個人因素、子女因素對親職壓力的影響及作用機制?；诖?，本研究旨在探析家庭因素、個人因素、子女因素對學前兒童父母親職壓力的聯合影響及作用機制，據此提出緩解學前兒童父母親職壓力的措施建議，積累從家庭內部提高家庭幸福感、家庭教育質量和生育率的經驗。

二、文獻綜述和研究假設

布朗芬布倫納（Urie Bronfenbrenner）提出的生態系統理論認為，個體的發展是個體與環境系統的復合函數，個體嵌套在由一系列相互影響的系統組成的生態系統中，個體在發展過程中與生態系統發生著千絲萬縷的聯系與互動，這些系統以各種方式和途徑影響著個體的認知、感受和行為。其中，最里層的微觀系統對個體的影響最深遠，往往在潛移默化中形塑個體的行為方式、價值觀念和人際關系模式。[19]對絕大多數人來說，家庭是影響其行為、價值觀和人際關系模式的最重要的微觀系統。家庭主要通過自身功能實現水平影響家庭成員。家庭功能是一個包含多種因素的綜合變量，被認為是家庭規則、家庭溝通、家庭氛圍以及家庭應對外部事件有效性的體現。[20]家庭的基本功能就是為家庭成員的健康發展提供一定物質和心理環境條件，家庭功能的實現水平越高，家庭成員的身心健康狀況就越好，若家庭功能失調，家庭成員易出現各種心理和行為問題。[21][22]養育子女是家事，父母的養育行為和養育體驗離不開家庭提供的條件，即與家庭功能的實現水平緊密相關。如對嬰幼兒家庭親職壓力的研究發現，家庭月收入為5 000元及以下家庭的養育壓力明顯高于收入為20 001元及以上的家庭[23]，對孤獨癥兒童父母親職壓力的研究發現，家庭親密度越高，親職壓力越低[24]。據此，本研究提出研究假設1。

研究假設1：家庭功能影響學前兒童父母的親職壓力，家庭功能失調越嚴重，親職壓力越大。

父母對自身的教養能力或成功影響子女發展能力的自信程度，被稱為親職效能感。[25]研究發現，親職效能感與親職壓力呈負相關[26][27][28]，高親職效能感的父母往往能更積極地應對教養過程中的挑戰[29]，緩解親職壓力[30][31][32]。在家庭系統中，家庭功能同樣會影響父母養育孩子的信心和勝任感，生00be63f1989ebffd8046fa3ef90f3531359ad46540dd23fb6c7e47aa384f9930活穩定、成員關系融洽、情感氛圍積極的家庭，父母一般比較有信心勝任親職角色。如研究發現，流動家庭父母的親職效能感整體水平不如非流動家庭父母。[33]基于此，本研究提出研究假設2和研究假設3。

研究假設2：家庭功能影響學前兒童父母的親職效能感，家庭功能失調越嚴重，親職效能感越低。

研究假設3：親職效能感在家庭功能與親職壓力間起中介效應。

對家庭功能、親職壓力和親職效能感的研究還發現，撫養子女的數量、父母的受教育程度顯著影響學前兒童家庭功能[34]、學前兒童父母親職壓力的潛在分類[35]和撫養子女的數量正向預測親職壓力[36]、負向預測親職效能感，一孩父母的親職效能感與二孩父母的親職效能感存在顯著差異。[37]親職壓力與父母受教育水平的關系尚存爭議，一些研究發現，父母的受教育水平越低，親職壓力越高[38][39]，受過高中教育的母親比大專以上文化程度的父母承受更大的親職壓力[40]；另一些研究則發現，父母受教育水平越高，親職壓力越大[41][42]?；趯σ陨涎芯康氖崂砗头治?，本研究提出研究假設4、研究假設5、研究假設6。

研究假設4：子女數量調節親職效能感在家庭功能與親職壓力間的中介效應。

研究假設5：父親受教育水平調節親職效能感在家庭功能與親職壓力間的中介效應。

研究假設6：母親受教育水平調節親職效能感在家庭功能與親職壓力間的中介效應。

三、研究方法

（一）研究對象

本研究以40周歲及以下的學前兒童父母為研究對象。通過方便抽樣法在J省選取26所幼兒園，邀請在園幼兒的父母在知情自愿的基礎上匿名參與電子問卷調查，共收到3 135份有效問卷。調查對象中，有2 524位母親（80.5%），平均年齡是33.5歲（SD=4.1），有611位父親（19.5%），平均年齡是34.6歲（SD=4.3）；1 456位一孩父母（46.4%），1 679位二孩或多孩父母（53.6%）。按照各類學歷的受教育年限：義務教育9年、高中或中專3年、大專3年、本科4年、研究生3年，本研究在整理數據時將調查對象的受教育水平劃分為初中及以下、高中或中專、大專、本科、研究生五個等級，分別賦值為9、12、15、16和19。調查對象的受教育水平結構如表1所示。

（二）研究工具

1.家庭功能量表

依據McMaster家庭功能模式編制的家庭功能量表（Family Assessment Device，FAD），包括問題解決、溝通、角色、情感反應、情感介入、行為控制6個因子和1個一般功能。[43]本研究選取FAD的溝通、角色、情感反應、情感介入和行為控制5個因子，共42個題項，評估學前兒童家庭的家庭功能，5個因子得分之和為學前兒童家庭功能總分。溝通因子（9 項）評估家庭成員的信息交流情況，如言語信息的內容是否清楚，信息傳遞是否直接；角色因子（11 項）評估家庭是否建立了完成一系列家庭功能的行為模式，任務分工是否明確和公平，家庭成員是否認真地完成了任務；情感反應因子（6 項）評估家庭成員對刺激的情感反應程度；情感介入因子（7 項）評估家庭成員相互之間的關心和重視程度；行為控制因子（9 項）評估家庭在不同情形下的不同行為控制模式。家庭功能量表采用李克特4級評分法，得分越高說明家庭功能失調越嚴重。本研究中，5個因子的Cronbach's α系數分別是0.68、0.63、0.63、0.76和0.53。

2.親職壓力量表

本研究采用阿比?。≧ichard R. Abidin）等人編制的親職壓力量表簡表（Parenting Stress Index-Short Form，PSI-SF）評估學前兒童父母的親職壓力。[44] 本研究中親職壓力量表包含3個因子，共36個題項。親職愁苦因子（6項）評估父母受困于親職角色的感受，得分越高表示父母因親職角色導致的壓力越大；親子沖突因子（6項）評估親子間的互動情況，得分越高表示親子互動質量越差，父母在親子關系上感受到的壓力越大；困難兒童因子（6項）評估父母對自己孩子個性的看法，得分越高表示孩子個性讓父母感受到的養育壓力越大。親職壓力量表采用李克特5級評分法，3個因子得分之和為親職壓力總分，分數越高代表親職壓力越大。本研究中，3個因子的Cronbach's α系數分別是0.91、0.92、0.90。

3.親職效能感量表

吉博德·沃斯頓（Gibaud-Wallston）等人編制的親職勝任感量表（Parenting Sense of Competence Scale，PSOC），常被作為一個包含滿足感和效能感2個因子的量表使用[45]，中文版PSOC的2因子結構也得到過驗證[46][47]。但也有研究論證，PSOC分效能感、滿足感和養育興趣3個因子時擬合度更好。[48][49]本研究在測試時也發現，3因子結構的擬合度優于2因子結構。因此，本研究選取3因子中的效能感因子作為親職效能感量表，評估學前兒童父母的親職效能感。本研究中親職效能感量表包含以下4個題項：“鑒于我當父母已經這么長時間，我覺得我已經很熟悉自己的這個角色了”“我認為自己擁有當好父母所需要的所有技能”“我養育孩子的知識技能達到了我對自己的要求”“我愿意成為青年父母的榜樣，使他們知道怎樣成為好父母”。親職效能感量表采用李克特6級評分法，4個題項得分之和為親職效能感得分，得分越高代表親職效能感越高。本研究中親職效能感量表的Cronbach's α系數是0.72。

（三）統計分析

本研究的調查數據均來自調查對象的自我報告，為減少共同方法偏差，在調查階段通過自愿匿名參與的方式進行程序控制。在統計分析階段，采用Harman單因素因子分析方法檢驗共同方法偏差，將家庭功能量表的42個題項、親職壓力量表的36個題項和親職效能感量表的4個題項共同進行未旋轉的主成分因素分析，發現特征值大于1的因子共有11個，第一因子的方差貢獻率為23.3%，低于40%的臨界值。采用單一的共同方法因子控制法進行檢驗，結果顯示，單一因子模型的擬合指數不理想。兩種檢驗方法的結果均表明，本研究的共同方法偏差不嚴重，能夠進行進一步的數據分析。

本研究按照方杰和溫忠麟的建議，使用潛調節結構方程（Latent Moderate Structural Equations， LMS）方法得到偏差校正的Bootstrap置信區間來進行基于結構方程模型的有調節的中介效應分析。[50]利用SPSS 25.0進行數據管理和描述統計、相關分析，利用Mplus8.3進行有調節的中介效應分析。

四、研究結果

（一）研究變量的描述統計和相關分析

研究變量的平均值、標準差和相關矩陣如表2所示。由表2可知，子女數量與家庭功能（r=0.07，p＜0.01）、親職壓力（r=0.14，p＜0.01）呈顯著正相關；父親和母親的受教育水平均與家庭功能（r父親受教育水平= -0.20，p＜0.01；r母親受教育水平= -0.18，p＜0.01）、親職壓力（r= -0.19父親受教育水平，p＜0.01；r母親受教育水平= -0.20，p＜0.01）呈顯著負相關，父親和母親的受教育水平與親職效能感之間的相關均不顯著；家庭功能失調程度（包括5個因子）與親職壓力（r=0.49，p＜0.01）呈顯著正相關，與親職效能感（r= -0.28，p＜0.01）呈顯著負相關；親職效能感與親職壓力的困難兒童因子（r= -0.04，p＜0.01）呈顯著負相關。

（二）測量模型檢驗

本研究中有3個潛變量：家庭功能潛變量（5個因子作為觀察變量）、親職壓力潛變量（3個因子作為觀察變量）和親職效能感潛變量（4個題項作為觀察變量）。運用驗證性因子分析檢驗3個潛變量組成的測量模型的擬合情況，得出模型的擬合指標、組合信度與收斂效度，如表3和表4所示。由兩表內容可知，測量模型的整體擬合程度良好，除親職效能感的收斂效度偏低外，其余指標都大于建議值。潛變量之間的相關情況如下：家庭功能與親職壓力呈顯著正相關（r=0.56，p＜0.001）、與親職效能感呈顯著負相關（r= -0.32，p＜0.001），親職效能感與親職壓力之間的相關不顯著（r= -0.02，p=0.307）。

（三）利用LMS方法的有調節的中介效應分析

利用LMS方法進行有調節的中介效應分析包括三個步驟：步驟一，判斷不包含調節變量的基準模型是否可接受，接受則進入步驟二；步驟二，判斷有調節的中介模型是否可接受，接受則進入步驟三；步驟三，利用系數乘積法進行有調節的中介效應分析，如果Bootstrap置信區間不包括0，就表示有調節的中介效應顯著。[51]本研究按此流程進行分析的結果如下。

1.基準模型擬合檢驗

只包含家庭功能和親職壓力兩個潛變量的簡單結構模型擬合良好，家庭功能影響親職壓力的標準化路徑系數是0.56（p＜0.001），95%的偏差校正bootstrap置信區間（以下簡稱置信區間）是［0.519，0.597］。將親職效能感作為中介變量加入模型，簡單中介效應模型即基準模型的擬合指數為：χ2=943.544，df=51，CFI=0.95，TLI=0.93，RMSEA=0.075，SRMR=0.05。擬合指數良好，代表基準模型可接受，基準模型的標準化估計值模型如圖1所示。

基準模型中，家庭功能直接影響親職壓力的標準化路徑系數是0.614（p＜0.001），表示家庭功能顯著影響學前兒童父母的親職壓力，家庭功能失調程度越嚴重，親職壓力越大，假設1得到驗證。家庭功能影響親職效能感的標準化路徑系數是-0.315（p＜0.001），表示家庭功能也顯著影響學前兒童父母的親職效能感，家庭功能失調程度越嚴重，親職效能感越低，假設2得到驗證。親職效能感影響親職壓力的標準化路徑系數是0.171（p＜0.001），代表親職效能感顯著影響親職壓力，親職效能感越高，親職壓力越大。標準化中介效應值是-0.054（p＜0.001），95%置信區間是［-0.076，-0.033］，不包括0，說明中介效應顯著，中介效應與直接效應比例的絕對值是8.8%，表示親職效能感在家庭功能和親職壓力間起中介效應，假設3得到驗證。控制中介變量后，家庭功能對親職壓力的直接效應（0.614）大于原來的總效應（0.56），說明親職效能感遮掩了家庭功能對親職壓力的影響，親職效能感實際發揮的是一種遮掩效應。[52]

2.有調節的中介模型擬合檢驗

基準模型經檢驗可以接受，接下來依次檢驗加入調節變量子女數量、父親受教育水平和母親受教育水平，有調節的中介模型是否能夠接受。本研究利用AIC值進行判斷：相對基準模型的AIC值，如果包含潛調節項的有調節的中介模型的AIC值變小或不變，表示有調節的模型至少沒有變壞或者有改善，可以接受。[53]本研究中，基準模型和有調節的中介模型的AIC值之間的比較如表5所示。

3.有調節的中介效應分析

利用乘積系數法對可接受的4個有調節的中介模型進行有調節的中介效應分析。父親受教育水平和母親受教育水平調節親職效能感中介效應前半路徑的模型雖然可以接受，但中介效應檢驗結果并不顯著，因此不再進行后續分析。父親受教育水平和母親受教育水平調節親職效能感中介效應后半路徑的中介效應檢驗結果顯著，具體的調節作用如表6所示。

由表6可知，親職效能感中介家庭功能與親職壓力關系的后半路徑受父親受教育水平、母親受教育水平的顯著調節。在以父親受教育水平作為調節變量的模型中，親職效能感的非標準化中介效應值為-0.553（p＜0.001），95%置信區間為［-0.848，-0.375］，不包括0，說明中介效應顯著。潛交互項的非標準化路徑系數是-0.067（p＜0.001），95%置信區間為［-0.101，-0.046］，不包括0，說明調節效應顯著。有條件的中介效應為a1（b1+b3＊父親受教育水平）= -0.553+（0.033＊父親受教育水平），中介效應值隨父親受教育水平的變化而變化。簡單效應分析結果顯示，當父親受教育水平取均值減一個標準差的值10.99時，中介效應值為-0.19；當取均值13.77時，中介效應值為-0.1；當取均值加一個標準差的值16.55時，中介效應值為-0.007。這些結果表明，親職效能感的中介效應值隨父親受教育水平的變化發生變化，即父親受教育水平顯著調節親職效能感的中介效應，假設5得到驗證。

在以母親受教育水平作為調節變量的模型中，親職效能感的非標準化中介效應值為-0.552（p＜0.001），95%置信區間為［-0.845，-0.383］，不包括0，說明中介效應顯著。潛交互項的非標準化路徑系數是-0.068（p＜0.001），95%置信區間為［-0.094，-0.046］，不包括0，說明調節效應顯著。有條件的中介效應為a1（b1+b3＊母親受教育水平）= -0.552+（0.034＊母親受教育水平）。簡單效應分析結果顯示，當母親受教育水平取均值減一個標準差的值10.76時，中介效應值為-0.19；當取均值13.58時，中介效應值為-0.09；當取均值加一個標準差的值16.4時，中介效應值為0.06。以上結果表明，隨著母親受教育水平的提高，親職效能感的中介效應值和方向都在發生變化，即母親受教育水平能夠顯著調節親職效能感的中介效應，假設6得到驗證。

為了更清晰地說明父親和母親受教育水平的調節效應，分別取父親和母親受教育水平的均值和均值加減1個標準差、親職效能感的均值加減1個標準差時，將親職壓力對應的值繪制成簡單斜率圖，分別如圖2（a）和圖2（b）所示。從圖2可以看出，親職效能感在父親和母親受教育水平較低時對親職壓力的正向影響較大，在父親和母親受教育水平較高時對親職壓力的正向影響較小。

五、研究結論與建議

（一）研究結論

本研究基于系統視角，探析家庭功能、親職效能感、子女數量、受教育水平對學前兒童父母親職壓力的聯合影響及影響機制。研究得出如下結論：家庭功能越差，學前兒童父母的親職效能感越低、親職壓力越大，親職效能感在家庭功能對親職壓力的影響中發揮中介效應；父母的受教育水平能夠顯著調節親職效能感對家庭功能和親職壓力的中介效應，子女數量對此的調節作用不顯著。

（二）啟示建議

1.加強家庭建設，發揮幸福家庭在緩解親職壓力、促進人口高質量發展中的關鍵性作用

本研究發現，家庭功能的失調程度越嚴重，學前兒童父母的親職壓力越大，親職效能感越低。家庭功能良好，代表家庭系統運行順暢，家庭成員明確自己的家庭角色并能履行自己的家庭責任，家庭成員間溝通通暢，能夠相互理解和支持。在這樣的環境和條件下，養育孩子的生活需求和心理需求能夠得到適宜的滿足，從而可以減少教養過程中的消極體驗，提升養育孩子的信心和勝任感。在這樣的家庭環境中，父母能夠更多地感受養兒育女帶來的價值感和生命意義感，也更愿意以積極的態度和方式履行親職，為孩子提供良好的成長環境。這樣的養育經驗才可能提高父母生育更多孩子的意愿和可能性。簡而言之，一個功能良好的家庭不僅是人們幸福生活的港灣，也是兒童成長和父母生育的友好環境。

一個世紀以來，中國家庭在經受了指向家庭制度的批判、指向家庭情感的政治運動、指向家庭責任的經濟理性入侵三次沖擊和經濟社會巨變的背景下，處于壓力增加和能力下降的失衡狀態[54]，家庭功能日漸弱化。一項對家庭壓力的社會調查發現，子女教養負擔位列家庭壓力源的首位。[55]基于以上研究結果，本研究建議政府通過積極的家庭建設政策，幫助家庭高效地發揮功能以減輕學前兒童父母的親職壓力。比我們早一步面臨人口老齡化、少子化等人口問題的歐美國家，解決問題的主要措施就是進行積極的家庭建設。[56]家庭系統嵌套在社會系統中，并受社會系統及其要素影響，積極的家庭建設就是為家庭創建良好的生態系統環境，如實施家庭友好政策、提高家庭福利、幫助家庭分擔育兒責任；建設家庭友好型社區，為家庭運行需求的滿足提供便利的環境條件；創建家庭友好型工作場所，幫助父母更好地平衡家庭與工作的關系。

積極的家庭建設在我國有著更豐富的內涵和價值，新時代，我們在傳承諸如尊老愛幼、和睦團結、勤儉持家、重家教家風等優秀傳統家文化的基礎上，更需要積極地豐富家文化的時代內涵，通過積極宣傳充滿時代感的新型家文化，如人人平等、共建共享等，引領家庭建設，讓優秀的家文化持續潤養新時代中國人。

2.端正父母教養心態，和孩子共同成長

本研究中，相關分析發現學前兒童父母的親職效能感與親職壓力存在負相關關系，但沒有達到顯著水平（與困難兒童因子的負相關顯著）。兩者之間負相關不顯著的原因可能是，不同于以往研究對親職效能感的評估[57][58][59]，本研究對學前兒童父母親職效能感的評估不包括育兒滿足感，而育兒滿足感恰是對抗親職壓力的重要積極因素。利用結構方程模型綜合分析家庭功能、親職效能感對親職壓力的聯合影響時發現，學前兒童父母的親職效能感正向預測親職壓力，親職效能感遮掩了家庭功能對親職壓力的影響。這一研究發現表明，學前兒童父母的親職效能感并非越高越好。

自班杜拉提出效能感的概念后，效能感一直被認為是一種支持個體發展的積極的內在力量。然而，學前兒童父母的親職效能感并非總是能緩解親職壓力。出現這種情況的原因可能是，兒童雖然在生活中與父母緊密依存，但他們其實是不同于父母的發展主體。他們有自己的認知體驗、興趣需求和成長任務，在成長中具有主體性、主動性和個體差異性。養育子女是父母與孩子之間相互理解、相互調適、共同成長的過程。如果學前兒童父母認為自己已經掌握了足夠的教養知識和技能，說明他們持有的是一種消極的固定型教養心態。

實際上，“小孩子不但是難養的，而且也難教得很”。[60]兒童是某一特定年齡群體，其發展既遵循該年齡階段的規律并呈現相應的特征，又是有著獨特氣質、生長速度、興趣特長的個體，同時也是某一具體文化群體。他們的成長需求和成長問題層出不窮，父母沒辦法事先準備好應對所有需求的技術包、解決所有問題的知識錦囊，因此，為他們提供發展適宜性的教育需要秉持一種積極的成長型教養心態。基于固定型教養心態的親職效能感越強，父母越可能囿于對親職角色、家庭教育的刻板理解，強制孩子服從自己的期望和規劃，忽視孩子個性化的、當下的興趣和需要，不做尋求適宜的問題解決方法的努力，這樣的教養方式自然容易引發親子沖突，加重親職壓力。現實中，許多家庭教育的失敗正是緣于此。因此，本研究建議學前兒童父母秉持一種開放的成長型心態教養孩子，把“我會做父母”的思想態度轉變為“學習做父母”的思想態度，尊重孩子發展的主體性，因材施教、因勢利導，這樣更助于和孩子和諧相處，減輕親職壓力。

3.持續推進家庭教育指導服務，為父母減壓增能

本研究在綜合分析家庭功能、親職效能感、子女數量、父母受教育水平對親職壓力的聯合作用時發現，父母受教育水平顯著調節親職效能感對家庭功能與親職壓力的中介效應，子女數量對此的調節作用不顯著。這個研究發現說明，學前兒童父母無論養育一個還是兩個及以上的孩子，在家庭功能、親職效能感一樣時，他們感受到的親職壓力并沒有顯著差異。但是，不同受教育水平的學前兒童父母感受到的親職壓力會有所不同，教育水平越高，親職壓力越低，其中母親受教育水平對此的調節作用相對更明顯。受教育水平的積極調節作用可能緣于受教育水平的提高，學前兒童父母的育兒知識和對親職角色的理解越豐富，使得他們能夠更多地從滿足孩子成長需要的角度評價自己的育兒能力，秉持成長型的心態教養孩子，理解接納孩子的個性特點和成長節奏，從而減輕了他們的親職壓力?；谶@一調查結果，本研究建議學校、兒童保健等相關部門提供以兒童發展知識為中心的家庭教育指導服務，有效幫助學前兒童父母緩解親職壓力。父母作為最熟悉自己孩子的人，應和熟悉孩子整體情況的家庭教育指導者相互學習、攜手合作，這樣能為孩子提供適宜的家庭教育，也會體驗到更多為人父母的積極感受。

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The Influence of Family Functioning， Parental Self-Efficacy on Parenting Stress of Preschoolers' Parents： Moderated Mediation Effect

JIA Yun

Abstract： In this study a moderated mediation model was constructed to examine the integrated effect and underlying mechanisms of family functioning， parental self-efficacy， education level and the number of children on parenting stress of preschoolers’ parents. A questionnaire survey was administered to 3，135 parents of preschool children， utilizing the Family Functioning Scale， Parental Stress Scale， and Parental Efficacy Scale. The analysis results indicate a significant positive correlation between the degree of family dysfunction and parenting stress， as well as a significant negative correlation between family dysfunction and parental efficacy. Parental self-efficacy is also significantly negatively correlated with difficult children in parenting stress. The moderated mediation structural equation model analysis reveals that the degree of family dysfunction significantly predicts both parenting stress and parental self-efficacy. Parental self-efficacy plays a significant mediating role between family functioning and parenting stress. Additionally， parental education level moderates the effect of family functioning on parental stress through parental self-efficacy. Based on these findings， we recommend implementing positive family building policies， fostering a growth-oriented parenting mindset， and providing effective family education guidance to help parents of preschool children alleviate parental stress.

Keywords： Family System; Family Functioning; Parental Self-Efficacy; Parenting Stress; Family Education Guidance

（責任編輯：李 宇）

收稿日期：2024-06-11

* 本文系江蘇省教育科學規劃重點項目“幼兒園教師關懷能力的發展機制與培養路徑研究”（B/2023/01/183）階段性研究成果。