0～6 周岁儿童父母二元应对在心理韧性对育儿压力影响中的主客体互倚中介效应分析

钟起，徐雨洁，严伟玲

（安徽医科大学 护理学院，安徽 合肥 230601）

据中国民政部数据显示：我国离婚率已从2015年的2.8%上升到2020 年的3.1%， 而养育子女时期是夫妻离婚的高峰期之一[1-2]。 在这个阶段，父母因养育孩子往往面临着各种各样的任务， 例如学习从夫妻身份转变为父母身份， 学习维持和处理婚姻关系，承担养育子女的责任和经济压力等，然而一旦父母双方无法完成以上任务， 即会产生与育儿有关的压力[3]。 近年来，随着我国现行生育政策的实施，以及工业化、城镇化的社会影响，传统以母亲进行家庭照护为主的育儿模式难以为继，尤其是针对0～6 周岁儿童家庭照护力不足的矛盾日益凸显， 市场化幼儿托育服务和学前教育保障不足加剧了0～6 周岁儿童父母与育儿有关的压力[4-5]。 而积极的心理韧性品质能够帮助父母改善因育儿压力源暴露带来的不良心理状态，提高应对压力的能力，有助于压力的缓解[6]。 此外，一旦升职为父母，夫妻双方均需要学习育儿技能，适应新的生活方式，在抚养孩子的过程中重新协商彼此的角色、功能和责任[7]。 根据“溢出”假说，个人的情绪和行为会对他人产生影响[8]，这意味着父母养育孩子的行为不仅会给自己带来压力，还会给配偶带来压力，一方面外部压力源（如育儿需求、工作-家庭冲突、与原籍家庭的潜在分歧等）直接或间接地影响到夫妻双方， 以及夫妻如何共同应对压力源，以避免夫妻之间的关系紧张和争吵；另一方面，还包括夫妻一方提供给另一方的支持，强调夫妻间的相互作用、相互应对以缓解压力，这些共同的努力和措施即二元应对[9]。 目前，大多数针对0～6 周岁儿童父母育儿压力的研究是基于个体水平的单向影响，尚未见到基于父母成对关系角度下的心理韧性、二元应对对育儿压力的交互影响研究。 本研究采用主客体互倚中介模型 （The Actor-Partner Interdependence Mediation Model, APIMeM）研究0～6 周岁儿童父母中二元应对在心理韧性对育儿压力影响中的作用机制。该模型对成对数据进行分析，不仅考虑了主体间的相互影响， 还考虑了客体效应对主体的影响，更解释了在育儿过程中，心理韧性、二元应对和育儿压力间的复杂关系[10]。

1 对象与方法

1.1 研究对象 采用方便抽样的方法， 于2020 年12 月—2021 年3 月，选择安徽、浙江、江苏、上海等省份不同社区的604 对0～6 周岁儿童父母作为研究对象。 纳入标准为：（1）0～6 周岁儿童的父母；（2）夫妻间为合法夫妻；（3）知情且同意参加本研究。 排除标准：（1） 父母一方有严重的身体或精神健康问题；（2）无法阅读和理解问卷内容。

根据横断面调查的样本量计算公式n=μ2α/2σ2/δ2，本研究取α=0.05，μ0.05/2=1.96，取容许误差δ=2.0[11]，既往研究显示[12]，母亲的育儿压力得分为（69.10±23.98）分，父亲的育儿压力得分为（69.04±23.84）分，计算母亲样本量为552 名，父亲的样本量为546 名，考虑到本研究数据为成对数据， 因此认为需要552 名成对样本，考虑10%的失访率，估算至少需要成对样本量607 名，本研究最终发放问卷632 份，纳入样本量为604 名。 本研究经安徽医科大学伦理委员会审查通过（2021H024）。

1.2 研究工具

1.2.1 一般资料问卷 自行编制， 包括0～6 周岁孩子父母的年龄、家庭中0～6 周岁孩子的数量、家庭居住地、父母的工作情况、父母的受教育程度、父母感知的配偶参与育儿情况。

1.2.2 心理韧性量表 （Connor-Davidson Resilience Scale, CD-RISC） 采用于肖楠[13]于2007 年汉化的量表，包括坚韧（13 个条目）、力量（8 个条目）、乐观（4 个条目），共3 个维度25 个条目，均采用Likert 4级评分法，按从不～几乎总是分别赋值0～4 分。 最高分100 分，得分越高，表明受试者的心理韧性品质越高。 该量表汉化过程中在560 名广东省和北京市居民中进行调查，Cronbach α 系数为0.91[13]，本研究中该量表在父亲和母亲中Cronbach α 系数分别为0.923、0.915。

1.2.3 二元支持应对量表（Dyadie Coping Inventory,DCI） 采用徐峰[14]于2016 年汉化的二元支持应对量表，包括沟通应对（8 个条目）、支持应对（10 个条目）、消极应对（8 个条目）、代办应对（4 个条目）和共同应对（5 个条目）5 个维度，以及2 个评估夫妻对二元应对行为效果满意度的条目（不计分），共计37 个条目。 均采用Likert 5 级评分，从很少～经常分别赋值1～5 分。 总分35～175 分，得分越高，受试者的二元应对水平越高。 该量表汉化过程中在北京、上海、广州等474 对夫妇中调查的Cronbach α 系数为0.51～0.80[14]，本研究中该量表在父亲和母亲中的Cronbach α 系数分别为0.946、0.947。

1.2.4 简式养育压力量表 （Parenting Stress Index-Short Form, PSI-SF） 采用任文香[15]于1995 年汉化的简式养育压力量表，包括养育压力（12 个条目）、亲子互动障碍（12 个条目）和困难儿童（12 个条目），共3 个维度36 个条目。 均采用Likert 5 级评分，从非常不同意～非常同意分别赋值1～5 分。 总分36～180分，得分越高表明受试对象养育子女的压力越大。该量表在在广州市572 名学前幼儿父母中进行调查，Cronbach α 系数为0.906[15]，本研究中该量表在父亲和母亲中Cronbach α 系数分别为0.923、0.916。

1.3 资料收集方法 由经过培训的6 名调查者根据纳入和排除标准， 通过微信社交媒体（社区微信群）和滚雪球的方法招募参与者。当调查者接触到父母中的一方时，会询问他们是否同意参加本研究，若一方同意，他们的配偶也被邀请，当2 名成员都同意参加这项研究，就会收到1 份共同的知情同意书和问卷，并被要求在3 d 内完成问卷填写。 本研究共招募了632 对父母，排除问卷填写过程中退出者、规律填写问卷者，最终纳入604 对父母的问卷，问卷有效回收率为95.6%。

1.4 统计学方法 采用SPSS 23.0 进行描述性分析， 符合正态分布的计量资料采用均数±标准差描述，计数资料采用频数、构成比描述；0～6 周岁儿童父母心理韧性、 二元应对和育儿压力间的比较采用配对t 检验分析，各变量的相关性采用Pearson 相关性分析检验。 采用Mplus 8.3 构建APIMeM 模型对0～6 周岁儿童父母二元应对在心理韧性对育儿压力影响中的中介作用进行分析， 效应值采用极大似然法估计，置信区间采用偏差校正的Bootstrap 程序随机抽取5 000 个样本进行检验，若置信区间不含0，则说明中介效应显著。 以P＜0.05 为差异有统计学意义。

2 结果

2.1 一般资料 604 对0～6 周岁儿童父母中，父亲和母亲的年龄分别为（30.94±5.76）岁和（32.51±6.26）岁；家庭中0～6 周岁儿童多为1 个，442 名（73.2%）；家庭居住地城市280 名（46.3%）、乡镇120 名（19.9%）、农村204 名（33.8%）；386 名（63.9%）父亲有长期稳定的工作，268 名（44.4%）母亲有长期稳定的工作、162 名（26.8%）无业、174 名（28.8%）从事其他类工作；父亲受教育程度：171 名（28.3%）为初中及以下文化、153 名（25.3%）为中专/高中文化、280 名（46.4%）为本科/大专及以上；母亲受教育程度：207 名（34.3%）为初中及以下文化、138 名（22.8%） 为中专/高中文化、259 名（42.9%）为本科/大专及以上文化；403 名（66.7%） 母亲认为丈夫较少参与育儿照护，154 名（25.5%）父亲认为妻子较少参与育儿照护。

2.2 本组0～6 周岁儿童父母心理韧性、二元应对和育儿压力得分比较 本组0～6 周岁儿童父亲的心理韧性得分（89.86±13.99）分，母亲的心理韧性得分（84.27±13.76 分），2 组间比较， 差异有统计学意义（t=7.876，P＜0.01）；父亲的二元应对得分（131.26±21.65）分，母亲的二元应对得分（127.54±22.70）分，2 组间比较，差异有统计学意义（t=3.889，P＜0.01）；父亲的育儿压力得分（89.70±17.87）分，母亲的育儿压力得分（92.48±17.59）分，2 组间比较，差异有统计学意义（t=3.714，P＜0.01）。

2.3 本组0～6 周岁儿童父母心理韧性、二元应对和育儿压力得分相关性分析 Pearson 相关性分析结果显示： 本组0～6 周岁儿童父亲的育儿压力与父亲的心理韧性、父亲的二元应对、母亲的心理韧性、母亲的二元应对得分均呈负相关（r=-0.365，-0.299，-0.119，-0.146，均P＜0.05），母亲的育儿压力与母亲的心理韧性、母亲的二元应对、父亲的心理韧性和父亲的二元应对得分均呈负相关（r=-0.364，-0.347，-0.201，-0.209；均P＜0.05），见表1。

表1 本组0～6 周岁儿童父母心理韧性、二元应对和育儿压力的相关性分析

2.4 二元应对在本组0～6 周岁儿童父母心理韧性对育儿压力影响中的主客体互倚中介作用

2.4.1 共同方法偏差分析 采用Harman 单因素检验对本研究中全部测量项目进行有无旋转的探索性因素分析，结果显示，共提取出43 个特征值＞1 的公因子， 第1 个公因子对总变量的解释率为15.48%，小于40%的临界值， 表明本研究数据无共同方法偏差[16]。

2.4.2 二元应对在本组0～6 周岁儿童父母心理韧性对育儿压力影响中的主客体互倚中介作用 本组0～6 周岁儿童父亲和母亲的心理韧性、二元应对、育儿压力得分进行比较，差异均有统计学意义，且性别不同，可以将性别作为区分变量，视为可区分成对数据。 采用可区分的成对关系检验APIMeM 的饱和模型，模型拟合结果显示：χ2(1)=0，P＜0.001。 见图1。

图1 0～6 周岁儿童父母心理韧性、二元应对、育儿压力关系的APIMeM 饱和模型

进一步限制父母的主体效应和父母的客体效应相等进行检验，模型拟合结果显示：χ2(2)=4.295，P=0.6368，P 值＞0.20，说明在本APIMeM 中支持父亲和母亲的主体效应和客体效应相等[10]，见图2。（1）主体效应显著， 父亲和母亲的心理韧性均能正向预测自身的二元应对，负向预测自身的育儿压力；父亲和母亲的二元应对均能负向预测自身的育儿压力。（2）客体效应中， 仅配偶的心理韧性可以正向预测自身的二元应对。

图2 限制主体效应和客体效应相等的APIMeM 模型图

根据饱和模型和限制父母的主体效应和父母的客体效应相等模型的结果， 父亲和母亲的主体效应的标准化绝对值均＞0.1，因此通过估计包含幽灵变量的APIMeM 模型对k 值进行估计，并采用bootstrap 重复抽样5 000 次进行置信区间的估计，结果显示：模型k=0.2，95%CI（0.105，0.297），置信区间不包含-1、0、0.5 和1 的值，认为父亲和母亲的二元应对在心理韧性对育儿压力的影响中均倾向于主体模式。

基于限制父母的主体效应和父母的客体效应相等的APIMeM， 采用Bootstrap 重复抽样5 000 次进行中介效应检验，见表2。 结果显示：（1）主体效应中，仅“母亲心理韧性→母亲二元应对→母亲育儿压力”（效应值：-0.085，95%CI：-0.125～-0.048，P＜0.05）和“父亲心理韧性→父亲二元应对→父亲育儿压力”（效应值：-0.084，95%CI：-0.123～-0.047，P＜0.05）2 条路径显著，且父亲和母亲的二元应对分别在自身心理韧性对育儿压力的影响中起到部分中介作用（分别占总效应值的24.42%、24.43%）；（2）客体效应中， 仅“父亲心理韧性→母亲二元应对→母亲育儿压力”（效应值：-0.017，95%CI：-0.032～-0.008，P＜0.05）和“母亲心理韧性→父亲二元应对→父亲育儿压力”（效应值：-0.017，95%CI：-0.030～-0.007，P＜0.05）2条路径显著，且母亲的二元应对在父亲心理韧性对母亲育儿压力的影响中起完全中介作用， 父亲的二元应对在母亲的心理韧性对父亲的育儿压力的影响中起完全中介作用，其余路径的间接效应均不显著。

3 讨论

3.1 本组0～6 周岁儿童父亲和母亲的心理韧性、二元应对和育儿压力得分存在差异 本研究结果显示，0～6 周岁儿童父亲的心理韧性和母亲的心理韧性得分、父亲的二元应对和母亲的二元应对得分、父亲的育儿压力和母亲的育儿压力得分差异均有统计学意义（P＜0.05）。 尽管父母是家庭亲密关系中最重要的共同体， 但父亲和母亲的心理韧性因受到性别因素的影响而表现出个体差异， 中国传统文化背景下，往往认为男性更加坚韧，女性更加弱小，因此赋予男性权力的角色，表现出更强的心理韧性[17]。 此外父亲在育儿过程中更多地参与“外部”保护，在更大程度上为孩子的社会竞争做准备，其育儿压力多来自于亲子接触和互动；而母亲往往更多地参与“内部”保护，强调为孩子提供舒适和衣服，保护和照顾孩子，其育儿压力主要来自于对孩子的关爱和保护过程[18-19]。 父亲和母亲感知的压力源不同，因此所采取的应对措施也有所差异，不仅如此，男性因其更多独立、更少情绪化的特征，在应对压力源时采取的沟通应对策略更少，更倾向于独自承受压力和解决问题[20]。 因此，应将父亲和母亲视为不同的群体进行讨论，考虑二者在心理韧性、二元应对和育儿压力上的差异。

3.2 本组0～6 周岁儿童父亲和母亲的心理韧性、二元应对和育儿压力得分存在相关 0～6 周岁儿童父亲的心理韧性、二元应对及育儿压力与母亲的心理韧性、二元应对及育儿压力得分均呈相关性（P＜0.05）。 心理韧性作为一种正性特质，在父母应对与育儿有关的压力事件、 调适心理状态的过程中起到重要作用，父母中心理韧性品质高的一方，会积极响应另一方的需求， 在应对压力事件时能够积极调动自身的内、外部资源，采取积极的应对策略，将个人韧性上升到家庭韧性，与另一方共同应对育儿任务，因此心理韧性被认为具有二元效应[17]。 此外，根据家庭系统理论，家庭是一个完整的单位，家庭成员之间相互施加持续的、相互的影响[21]，夫妻作为家庭关系中最亲密的共同体，在育儿这一过程中，被认为共享生活中的压力源（育儿任务），和应对资源（二元应对），其应对过程和效果（育儿压力）相互影响，所以二元应对和育儿压力被认为也具有二元效应。因此，在探讨0～6 周岁儿童父母心理韧性对育儿压力影响作用的研究中，不仅需要考虑主体间的相互影响，还考虑客体效应对主体的影响。

3.3 本组0～6 周岁儿童父亲和母亲的二元应对在心理韧性对育儿压力影响中的主客体互倚中介效应分析 根据APIMeM 模型结果， 主体效应中本组父亲和母亲的二元应对分别在自身心理韧性对育儿压力的影响中起到部分中介作用， 分别占总效应的24.42%、24.43%。 根据我国目前的社会现象，养育孩子会给父母带来更多的经济负担和住房负担[22]，并且0～6 周岁儿童的照护压力主要集中于家庭， 再加上目前日益严重的家庭内部育儿支持弱化现象[23]，上述育儿压力源均会给父母带来深远的影响， 导致父母压力的发生。 若父母拥有较高水平的心理韧性品质，就能够有效调动自身的自尊、热情、乐观、问题解决能力等，积极且乐观地面对育儿压力源[9]，调节个人的不良情绪，以减少自身育儿压力的发生。 此外，二元应对在心理韧性对育儿压力的影响中起到部分中介作用， 使用弹性资源被视为一种应对能力，提高二元应对能力，有助于父母更有效地调动自身心理韧性资源，主动寻求应对压力源的策略和方法，解决育儿过程中遇到的问题，避免自身压力的发生[24]。 因此，为降低0～6 周岁儿童父母的育儿压力，不仅需要提高其自身的心理韧性品质，还需要提高二元应对的能力。

在客体效应中， 父母一方的心理韧性品质却不能直接影响另一方的育儿压力水平，究其原因，可能与心理韧性独特的神经机制有关， 心理韧性的神经机制包括奖赏、恐惧、情绪调节和社会回路[25]，根据其神经机制研究， 心理韧性多直接影响个体自身的行为和心理，而对于他人的行为和心理的影响，往往需要一个媒介， 而二元应对作为夫妻双方共同面对压力源的反应与策略，包含支持应对、沟通应对、代办应对、共同应对和消极应对，各种应对措施均需要在夫妻互动中产生[26]。 简而言之，育儿任务是父母共同的压力源，一旦育儿任务得不到解决，父母中的一方在感知压力源时，往往会调动心理韧性资源，通过保持良好情绪、与配偶主动沟通、帮助配偶代办育儿任务、支持配偶等积极的应对方式应对压力源，而他的配偶一旦感受到来自对方的努力和正向应对时，也会积极参与到这一过程中， 与配偶在压力应对措施上进行互动，从而提高自己的应对能力，降低因育儿问题所产生的压力。因此，0～6 周岁儿童父母还需要通过提高自身的应对能力， 以发挥配偶高心理韧性品质对改善自身育儿压力的影响。