0～6 周歲兒童父母二元應(yīng)對(duì)在心理韌性對(duì)育兒壓力影響中的主客體互倚中介效應(yīng)分析

鐘起，徐雨潔，嚴(yán)偉玲

（安徽醫(yī)科大學(xué) 護(hù)理學(xué)院，安徽 合肥 230601）

據(jù)中國(guó)民政部數(shù)據(jù)顯示：我國(guó)離婚率已從2015年的2.8%上升到2020 年的3.1%， 而養(yǎng)育子女時(shí)期是夫妻離婚的高峰期之一[1-2]。 在這個(gè)階段，父母因養(yǎng)育孩子往往面臨著各種各樣的任務(wù)， 例如學(xué)習(xí)從夫妻身份轉(zhuǎn)變?yōu)楦改干矸荩?學(xué)習(xí)維持和處理婚姻關(guān)系，承擔(dān)養(yǎng)育子女的責(zé)任和經(jīng)濟(jì)壓力等，然而一旦父母雙方無(wú)法完成以上任務(wù)， 即會(huì)產(chǎn)生與育兒有關(guān)的壓力[3]。 近年來(lái)，隨著我國(guó)現(xiàn)行生育政策的實(shí)施，以及工業(yè)化、城鎮(zhèn)化的社會(huì)影響，傳統(tǒng)以母親進(jìn)行家庭照護(hù)為主的育兒模式難以為繼，尤其是針對(duì)0～6 周歲兒童家庭照護(hù)力不足的矛盾日益凸顯， 市場(chǎng)化幼兒托育服務(wù)和學(xué)前教育保障不足加劇了0～6 周歲兒童父母與育兒有關(guān)的壓力[4-5]。 而積極的心理韌性品質(zhì)能夠幫助父母改善因育兒壓力源暴露帶來(lái)的不良心理狀態(tài)，提高應(yīng)對(duì)壓力的能力，有助于壓力的緩解[6]。 此外，一旦升職為父母，夫妻雙方均需要學(xué)習(xí)育兒技能，適應(yīng)新的生活方式，在撫養(yǎng)孩子的過(guò)程中重新協(xié)商彼此的角色、功能和責(zé)任[7]。 根據(jù)“溢出”假說(shuō)，個(gè)人的情緒和行為會(huì)對(duì)他人產(chǎn)生影響[8]，這意味著父母養(yǎng)育孩子的行為不僅會(huì)給自己帶來(lái)壓力，還會(huì)給配偶帶來(lái)壓力，一方面外部壓力源（如育兒需求、工作-家庭沖突、與原籍家庭的潛在分歧等）直接或間接地影響到夫妻雙方， 以及夫妻如何共同應(yīng)對(duì)壓力源，以避免夫妻之間的關(guān)系緊張和爭(zhēng)吵；另一方面，還包括夫妻一方提供給另一方的支持，強(qiáng)調(diào)夫妻間的相互作用、相互應(yīng)對(duì)以緩解壓力，這些共同的努力和措施即二元應(yīng)對(duì)[9]。 目前，大多數(shù)針對(duì)0～6 周歲兒童父母育兒壓力的研究是基于個(gè)體水平的單向影響，尚未見(jiàn)到基于父母成對(duì)關(guān)系角度下的心理韌性、二元應(yīng)對(duì)對(duì)育兒壓力的交互影響研究。 本研究采用主客體互倚中介模型 （The Actor-Partner Interdependence Mediation Model, APIMeM）研究0～6 周歲兒童父母中二元應(yīng)對(duì)在心理韌性對(duì)育兒壓力影響中的作用機(jī)制。該模型對(duì)成對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，不僅考慮了主體間的相互影響， 還考慮了客體效應(yīng)對(duì)主體的影響，更解釋了在育兒過(guò)程中，心理韌性、二元應(yīng)對(duì)和育兒壓力間的復(fù)雜關(guān)系[10]。

1 對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象 采用方便抽樣的方法， 于2020 年12 月—2021 年3 月，選擇安徽、浙江、江蘇、上海等省份不同社區(qū)的604 對(duì)0～6 周歲兒童父母作為研究對(duì)象。 納入標(biāo)準(zhǔn)為：（1）0～6 周歲兒童的父母；（2）夫妻間為合法夫妻；（3）知情且同意參加本研究。 排除標(biāo)準(zhǔn)：（1） 父母一方有嚴(yán)重的身體或精神健康問(wèn)題；（2）無(wú)法閱讀和理解問(wèn)卷內(nèi)容。

根據(jù)橫斷面調(diào)查的樣本量計(jì)算公式n=μ2α/2σ2/δ2，本研究取α=0.05，μ0.05/2=1.96，取容許誤差δ=2.0[11]，既往研究顯示[12]，母親的育兒壓力得分為（69.10±23.98）分，父親的育兒壓力得分為（69.04±23.84）分，計(jì)算母親樣本量為552 名，父親的樣本量為546 名，考慮到本研究數(shù)據(jù)為成對(duì)數(shù)據(jù)， 因此認(rèn)為需要552 名成對(duì)樣本，考慮10%的失訪率，估算至少需要成對(duì)樣本量607 名，本研究最終發(fā)放問(wèn)卷632 份，納入樣本量為604 名。 本研究經(jīng)安徽醫(yī)科大學(xué)倫理委員會(huì)審查通過(guò)（2021H024）。

1.2 研究工具

1.2.1 一般資料問(wèn)卷 自行編制， 包括0～6 周歲孩子父母的年齡、家庭中0～6 周歲孩子的數(shù)量、家庭居住地、父母的工作情況、父母的受教育程度、父母感知的配偶參與育兒情況。

1.2.2 心理韌性量表 （Connor-Davidson Resilience Scale, CD-RISC） 采用于肖楠[13]于2007 年漢化的量表，包括堅(jiān)韌（13 個(gè)條目）、力量（8 個(gè)條目）、樂(lè)觀（4 個(gè)條目），共3 個(gè)維度25 個(gè)條目，均采用Likert 4級(jí)評(píng)分法，按從不～幾乎總是分別賦值0～4 分。 最高分100 分，得分越高，表明受試者的心理韌性品質(zhì)越高。 該量表漢化過(guò)程中在560 名廣東省和北京市居民中進(jìn)行調(diào)查，Cronbach α 系數(shù)為0.91[13]，本研究中該量表在父親和母親中Cronbach α 系數(shù)分別為0.923、0.915。

1.2.3 二元支持應(yīng)對(duì)量表（Dyadie Coping Inventory,DCI） 采用徐峰[14]于2016 年漢化的二元支持應(yīng)對(duì)量表，包括溝通應(yīng)對(duì)（8 個(gè)條目）、支持應(yīng)對(duì)（10 個(gè)條目）、消極應(yīng)對(duì)（8 個(gè)條目）、代辦應(yīng)對(duì)（4 個(gè)條目）和共同應(yīng)對(duì)（5 個(gè)條目）5 個(gè)維度，以及2 個(gè)評(píng)估夫妻對(duì)二元應(yīng)對(duì)行為效果滿(mǎn)意度的條目（不計(jì)分），共計(jì)37 個(gè)條目。 均采用Likert 5 級(jí)評(píng)分，從很少～經(jīng)常分別賦值1～5 分。 總分35～175 分，得分越高，受試者的二元應(yīng)對(duì)水平越高。 該量表漢化過(guò)程中在北京、上海、廣州等474 對(duì)夫婦中調(diào)查的Cronbach α 系數(shù)為0.51～0.80[14]，本研究中該量表在父親和母親中的Cronbach α 系數(shù)分別為0.946、0.947。

1.2.4 簡(jiǎn)式養(yǎng)育壓力量表 （Parenting Stress Index-Short Form, PSI-SF） 采用任文香[15]于1995 年漢化的簡(jiǎn)式養(yǎng)育壓力量表，包括養(yǎng)育壓力（12 個(gè)條目）、親子互動(dòng)障礙（12 個(gè)條目）和困難兒童（12 個(gè)條目），共3 個(gè)維度36 個(gè)條目。 均采用Likert 5 級(jí)評(píng)分，從非常不同意～非常同意分別賦值1～5 分。 總分36～180分，得分越高表明受試對(duì)象養(yǎng)育子女的壓力越大。該量表在在廣州市572 名學(xué)前幼兒父母中進(jìn)行調(diào)查，Cronbach α 系數(shù)為0.906[15]，本研究中該量表在父親和母親中Cronbach α 系數(shù)分別為0.923、0.916。

1.3 資料收集方法 由經(jīng)過(guò)培訓(xùn)的6 名調(diào)查者根據(jù)納入和排除標(biāo)準(zhǔn)， 通過(guò)微信社交媒體（社區(qū)微信群）和滾雪球的方法招募參與者。當(dāng)調(diào)查者接觸到父母中的一方時(shí)，會(huì)詢(xún)問(wèn)他們是否同意參加本研究，若一方同意，他們的配偶也被邀請(qǐng)，當(dāng)2 名成員都同意參加這項(xiàng)研究，就會(huì)收到1 份共同的知情同意書(shū)和問(wèn)卷，并被要求在3 d 內(nèi)完成問(wèn)卷填寫(xiě)。 本研究共招募了632 對(duì)父母，排除問(wèn)卷填寫(xiě)過(guò)程中退出者、規(guī)律填寫(xiě)問(wèn)卷者，最終納入604 對(duì)父母的問(wèn)卷，問(wèn)卷有效回收率為95.6%。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用SPSS 23.0 進(jìn)行描述性分析， 符合正態(tài)分布的計(jì)量資料采用均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差描述，計(jì)數(shù)資料采用頻數(shù)、構(gòu)成比描述；0～6 周歲兒童父母心理韌性、 二元應(yīng)對(duì)和育兒壓力間的比較采用配對(duì)t 檢驗(yàn)分析，各變量的相關(guān)性采用Pearson 相關(guān)性分析檢驗(yàn)。 采用Mplus 8.3 構(gòu)建APIMeM 模型對(duì)0～6 周歲兒童父母二元應(yīng)對(duì)在心理韌性對(duì)育兒壓力影響中的中介作用進(jìn)行分析， 效應(yīng)值采用極大似然法估計(jì)，置信區(qū)間采用偏差校正的Bootstrap 程序隨機(jī)抽取5 000 個(gè)樣本進(jìn)行檢驗(yàn)，若置信區(qū)間不含0，則說(shuō)明中介效應(yīng)顯著。 以P＜0.05 為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 一般資料 604 對(duì)0～6 周歲兒童父母中，父親和母親的年齡分別為（30.94±5.76）歲和（32.51±6.26）歲；家庭中0～6 周歲兒童多為1 個(gè)，442 名（73.2%）；家庭居住地城市280 名（46.3%）、鄉(xiāng)鎮(zhèn)120 名（19.9%）、農(nóng)村204 名（33.8%）；386 名（63.9%）父親有長(zhǎng)期穩(wěn)定的工作，268 名（44.4%）母親有長(zhǎng)期穩(wěn)定的工作、162 名（26.8%）無(wú)業(yè)、174 名（28.8%）從事其他類(lèi)工作；父親受教育程度：171 名（28.3%）為初中及以下文化、153 名（25.3%）為中專(zhuān)/高中文化、280 名（46.4%）為本科/大專(zhuān)及以上；母親受教育程度：207 名（34.3%）為初中及以下文化、138 名（22.8%） 為中專(zhuān)/高中文化、259 名（42.9%）為本科/大專(zhuān)及以上文化；403 名（66.7%） 母親認(rèn)為丈夫較少參與育兒照護(hù)，154 名（25.5%）父親認(rèn)為妻子較少參與育兒照護(hù)。

2.2 本組0～6 周歲兒童父母心理韌性、二元應(yīng)對(duì)和育兒壓力得分比較 本組0～6 周歲兒童父親的心理韌性得分（89.86±13.99）分，母親的心理韌性得分（84.27±13.76 分），2 組間比較， 差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（t=7.876，P＜0.01）；父親的二元應(yīng)對(duì)得分（131.26±21.65）分，母親的二元應(yīng)對(duì)得分（127.54±22.70）分，2 組間比較，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（t=3.889，P＜0.01）；父親的育兒壓力得分（89.70±17.87）分，母親的育兒壓力得分（92.48±17.59）分，2 組間比較，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（t=3.714，P＜0.01）。

2.3 本組0～6 周歲兒童父母心理韌性、二元應(yīng)對(duì)和育兒壓力得分相關(guān)性分析 Pearson 相關(guān)性分析結(jié)果顯示： 本組0～6 周歲兒童父親的育兒壓力與父親的心理韌性、父親的二元應(yīng)對(duì)、母親的心理韌性、母親的二元應(yīng)對(duì)得分均呈負(fù)相關(guān)（r=-0.365，-0.299，-0.119，-0.146，均P＜0.05），母親的育兒壓力與母親的心理韌性、母親的二元應(yīng)對(duì)、父親的心理韌性和父親的二元應(yīng)對(duì)得分均呈負(fù)相關(guān)（r=-0.364，-0.347，-0.201，-0.209；均P＜0.05），見(jiàn)表1。

表1 本組0～6 周歲兒童父母心理韌性、二元應(yīng)對(duì)和育兒壓力的相關(guān)性分析

2.4 二元應(yīng)對(duì)在本組0～6 周歲兒童父母心理韌性對(duì)育兒壓力影響中的主客體互倚中介作用

2.4.1 共同方法偏差分析 采用Harman 單因素檢驗(yàn)對(duì)本研究中全部測(cè)量項(xiàng)目進(jìn)行有無(wú)旋轉(zhuǎn)的探索性因素分析，結(jié)果顯示，共提取出43 個(gè)特征值＞1 的公因子， 第1 個(gè)公因子對(duì)總變量的解釋率為15.48%，小于40%的臨界值， 表明本研究數(shù)據(jù)無(wú)共同方法偏差[16]。

2.4.2 二元應(yīng)對(duì)在本組0～6 周歲兒童父母心理韌性對(duì)育兒壓力影響中的主客體互倚中介作用 本組0～6 周歲兒童父親和母親的心理韌性、二元應(yīng)對(duì)、育兒壓力得分進(jìn)行比較，差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，且性別不同，可以將性別作為區(qū)分變量，視為可區(qū)分成對(duì)數(shù)據(jù)。 采用可區(qū)分的成對(duì)關(guān)系檢驗(yàn)APIMeM 的飽和模型，模型擬合結(jié)果顯示：χ2(1)=0，P＜0.001。 見(jiàn)圖1。

圖1 0～6 周歲兒童父母心理韌性、二元應(yīng)對(duì)、育兒壓力關(guān)系的APIMeM 飽和模型

進(jìn)一步限制父母的主體效應(yīng)和父母的客體效應(yīng)相等進(jìn)行檢驗(yàn)，模型擬合結(jié)果顯示：χ2(2)=4.295，P=0.6368，P 值＞0.20，說(shuō)明在本APIMeM 中支持父親和母親的主體效應(yīng)和客體效應(yīng)相等[10]，見(jiàn)圖2。（1）主體效應(yīng)顯著， 父親和母親的心理韌性均能正向預(yù)測(cè)自身的二元應(yīng)對(duì)，負(fù)向預(yù)測(cè)自身的育兒壓力；父親和母親的二元應(yīng)對(duì)均能負(fù)向預(yù)測(cè)自身的育兒壓力。（2）客體效應(yīng)中， 僅配偶的心理韌性可以正向預(yù)測(cè)自身的二元應(yīng)對(duì)。

圖2 限制主體效應(yīng)和客體效應(yīng)相等的APIMeM 模型圖

根據(jù)飽和模型和限制父母的主體效應(yīng)和父母的客體效應(yīng)相等模型的結(jié)果， 父親和母親的主體效應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)化絕對(duì)值均＞0.1，因此通過(guò)估計(jì)包含幽靈變量的APIMeM 模型對(duì)k 值進(jìn)行估計(jì)，并采用bootstrap 重復(fù)抽樣5 000 次進(jìn)行置信區(qū)間的估計(jì)，結(jié)果顯示：模型k=0.2，95%CI（0.105，0.297），置信區(qū)間不包含-1、0、0.5 和1 的值，認(rèn)為父親和母親的二元應(yīng)對(duì)在心理韌性對(duì)育兒壓力的影響中均傾向于主體模式。

基于限制父母的主體效應(yīng)和父母的客體效應(yīng)相等的APIMeM， 采用Bootstrap 重復(fù)抽樣5 000 次進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，見(jiàn)表2。 結(jié)果顯示：（1）主體效應(yīng)中，僅“母親心理韌性→母親二元應(yīng)對(duì)→母親育兒壓力”（效應(yīng)值：-0.085，95%CI：-0.125～-0.048，P＜0.05）和“父親心理韌性→父親二元應(yīng)對(duì)→父親育兒壓力”（效應(yīng)值：-0.084，95%CI：-0.123～-0.047，P＜0.05）2 條路徑顯著，且父親和母親的二元應(yīng)對(duì)分別在自身心理韌性對(duì)育兒壓力的影響中起到部分中介作用（分別占總效應(yīng)值的24.42%、24.43%）；（2）客體效應(yīng)中， 僅“父親心理韌性→母親二元應(yīng)對(duì)→母親育兒壓力”（效應(yīng)值：-0.017，95%CI：-0.032～-0.008，P＜0.05）和“母親心理韌性→父親二元應(yīng)對(duì)→父親育兒壓力”（效應(yīng)值：-0.017，95%CI：-0.030～-0.007，P＜0.05）2條路徑顯著，且母親的二元應(yīng)對(duì)在父親心理韌性對(duì)母親育兒壓力的影響中起完全中介作用， 父親的二元應(yīng)對(duì)在母親的心理韌性對(duì)父親的育兒壓力的影響中起完全中介作用，其余路徑的間接效應(yīng)均不顯著。

3 討論

3.1 本組0～6 周歲兒童父親和母親的心理韌性、二元應(yīng)對(duì)和育兒壓力得分存在差異 本研究結(jié)果顯示，0～6 周歲兒童父親的心理韌性和母親的心理韌性得分、父親的二元應(yīng)對(duì)和母親的二元應(yīng)對(duì)得分、父親的育兒壓力和母親的育兒壓力得分差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05）。 盡管父母是家庭親密關(guān)系中最重要的共同體， 但父親和母親的心理韌性因受到性別因素的影響而表現(xiàn)出個(gè)體差異， 中國(guó)傳統(tǒng)文化背景下，往往認(rèn)為男性更加堅(jiān)韌，女性更加弱小，因此賦予男性權(quán)力的角色，表現(xiàn)出更強(qiáng)的心理韌性[17]。 此外父親在育兒過(guò)程中更多地參與“外部”保護(hù)，在更大程度上為孩子的社會(huì)競(jìng)爭(zhēng)做準(zhǔn)備，其育兒壓力多來(lái)自于親子接觸和互動(dòng)；而母親往往更多地參與“內(nèi)部”保護(hù)，強(qiáng)調(diào)為孩子提供舒適和衣服，保護(hù)和照顧孩子，其育兒壓力主要來(lái)自于對(duì)孩子的關(guān)愛(ài)和保護(hù)過(guò)程[18-19]。 父親和母親感知的壓力源不同，因此所采取的應(yīng)對(duì)措施也有所差異，不僅如此，男性因其更多獨(dú)立、更少情緒化的特征，在應(yīng)對(duì)壓力源時(shí)采取的溝通應(yīng)對(duì)策略更少，更傾向于獨(dú)自承受壓力和解決問(wèn)題[20]。 因此，應(yīng)將父親和母親視為不同的群體進(jìn)行討論，考慮二者在心理韌性、二元應(yīng)對(duì)和育兒壓力上的差異。

3.2 本組0～6 周歲兒童父親和母親的心理韌性、二元應(yīng)對(duì)和育兒壓力得分存在相關(guān) 0～6 周歲兒童父親的心理韌性、二元應(yīng)對(duì)及育兒壓力與母親的心理韌性、二元應(yīng)對(duì)及育兒壓力得分均呈相關(guān)性（P＜0.05）。 心理韌性作為一種正性特質(zhì)，在父母應(yīng)對(duì)與育兒有關(guān)的壓力事件、 調(diào)適心理狀態(tài)的過(guò)程中起到重要作用，父母中心理韌性品質(zhì)高的一方，會(huì)積極響應(yīng)另一方的需求， 在應(yīng)對(duì)壓力事件時(shí)能夠積極調(diào)動(dòng)自身的內(nèi)、外部資源，采取積極的應(yīng)對(duì)策略，將個(gè)人韌性上升到家庭韌性，與另一方共同應(yīng)對(duì)育兒任務(wù)，因此心理韌性被認(rèn)為具有二元效應(yīng)[17]。 此外，根據(jù)家庭系統(tǒng)理論，家庭是一個(gè)完整的單位，家庭成員之間相互施加持續(xù)的、相互的影響[21]，夫妻作為家庭關(guān)系中最親密的共同體，在育兒這一過(guò)程中，被認(rèn)為共享生活中的壓力源（育兒任務(wù)），和應(yīng)對(duì)資源（二元應(yīng)對(duì)），其應(yīng)對(duì)過(guò)程和效果（育兒壓力）相互影響，所以二元應(yīng)對(duì)和育兒壓力被認(rèn)為也具有二元效應(yīng)。因此，在探討0～6 周歲兒童父母心理韌性對(duì)育兒壓力影響作用的研究中，不僅需要考慮主體間的相互影響，還考慮客體效應(yīng)對(duì)主體的影響。

3.3 本組0～6 周歲兒童父親和母親的二元應(yīng)對(duì)在心理韌性對(duì)育兒壓力影響中的主客體互倚中介效應(yīng)分析 根據(jù)APIMeM 模型結(jié)果， 主體效應(yīng)中本組父親和母親的二元應(yīng)對(duì)分別在自身心理韌性對(duì)育兒壓力的影響中起到部分中介作用， 分別占總效應(yīng)的24.42%、24.43%。 根據(jù)我國(guó)目前的社會(huì)現(xiàn)象，養(yǎng)育孩子會(huì)給父母帶來(lái)更多的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)和住房負(fù)擔(dān)[22]，并且0～6 周歲兒童的照護(hù)壓力主要集中于家庭， 再加上目前日益嚴(yán)重的家庭內(nèi)部育兒支持弱化現(xiàn)象[23]，上述育兒壓力源均會(huì)給父母帶來(lái)深遠(yuǎn)的影響， 導(dǎo)致父母壓力的發(fā)生。 若父母擁有較高水平的心理韌性品質(zhì)，就能夠有效調(diào)動(dòng)自身的自尊、熱情、樂(lè)觀、問(wèn)題解決能力等，積極且樂(lè)觀地面對(duì)育兒壓力源[9]，調(diào)節(jié)個(gè)人的不良情緒，以減少自身育兒壓力的發(fā)生。 此外，二元應(yīng)對(duì)在心理韌性對(duì)育兒壓力的影響中起到部分中介作用， 使用彈性資源被視為一種應(yīng)對(duì)能力，提高二元應(yīng)對(duì)能力，有助于父母更有效地調(diào)動(dòng)自身心理韌性資源，主動(dòng)尋求應(yīng)對(duì)壓力源的策略和方法，解決育兒過(guò)程中遇到的問(wèn)題，避免自身壓力的發(fā)生[24]。 因此，為降低0～6 周歲兒童父母的育兒壓力，不僅需要提高其自身的心理韌性品質(zhì)，還需要提高二元應(yīng)對(duì)的能力。

在客體效應(yīng)中， 父母一方的心理韌性品質(zhì)卻不能直接影響另一方的育兒壓力水平，究其原因，可能與心理韌性獨(dú)特的神經(jīng)機(jī)制有關(guān)， 心理韌性的神經(jīng)機(jī)制包括獎(jiǎng)賞、恐懼、情緒調(diào)節(jié)和社會(huì)回路[25]，根據(jù)其神經(jīng)機(jī)制研究， 心理韌性多直接影響個(gè)體自身的行為和心理，而對(duì)于他人的行為和心理的影響，往往需要一個(gè)媒介， 而二元應(yīng)對(duì)作為夫妻雙方共同面對(duì)壓力源的反應(yīng)與策略，包含支持應(yīng)對(duì)、溝通應(yīng)對(duì)、代辦應(yīng)對(duì)、共同應(yīng)對(duì)和消極應(yīng)對(duì)，各種應(yīng)對(duì)措施均需要在夫妻互動(dòng)中產(chǎn)生[26]。 簡(jiǎn)而言之，育兒任務(wù)是父母共同的壓力源，一旦育兒任務(wù)得不到解決，父母中的一方在感知壓力源時(shí)，往往會(huì)調(diào)動(dòng)心理韌性資源，通過(guò)保持良好情緒、與配偶主動(dòng)溝通、幫助配偶代辦育兒任務(wù)、支持配偶等積極的應(yīng)對(duì)方式應(yīng)對(duì)壓力源，而他的配偶一旦感受到來(lái)自對(duì)方的努力和正向應(yīng)對(duì)時(shí)，也會(huì)積極參與到這一過(guò)程中， 與配偶在壓力應(yīng)對(duì)措施上進(jìn)行互動(dòng)，從而提高自己的應(yīng)對(duì)能力，降低因育兒?jiǎn)栴}所產(chǎn)生的壓力。因此，0～6 周歲兒童父母還需要通過(guò)提高自身的應(yīng)對(duì)能力， 以發(fā)揮配偶高心理韌性品質(zhì)對(duì)改善自身育兒壓力的影響。