摘要：本研究基于系統(tǒng)視角，探析家庭功能、親職效能感、子女?dāng)?shù)量、父母受教育水平對(duì)學(xué)前兒童父母親職壓力的聯(lián)合影響及作用機(jī)制，采用家庭功能量表、親職壓力量表和親職效能感量表對(duì)3 135位學(xué)前兒童父母進(jìn)行了問卷調(diào)查。相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)，家庭功能的失調(diào)程度與親職壓力呈顯著正相關(guān)，與親職效能感呈顯著負(fù)相關(guān)，親職效能感與親職壓力中的困難兒童呈顯著負(fù)相關(guān)。有調(diào)節(jié)的中介結(jié)構(gòu)方程模型分析發(fā)現(xiàn)，家庭功能的失調(diào)程度顯著正向預(yù)測(cè)親職壓力、負(fù)向預(yù)測(cè)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(yīng)，父母受教育水平顯著調(diào)節(jié)家庭功能通過親職效能感影響親職壓力的后半路徑。基于以上研究結(jié)果，本研究建議采用積極的家庭建設(shè)政策、成長型的教養(yǎng)心態(tài)、有效的家庭教育指導(dǎo)幫助學(xué)前兒童父母緩解親職壓力。

關(guān)鍵詞：家庭系統(tǒng) 家庭功能 親職效能感 親職壓力 家庭教育指導(dǎo)

作者簡(jiǎn)介：賈 云/江蘇第二師范學(xué)院講師、博士（南京 211200）

一、問題提出

親職壓力是父母在承擔(dān)撫養(yǎng)、照顧、陪伴和教育子女的責(zé)任時(shí)，因個(gè)人特質(zhì)、子女特質(zhì)、家庭情境等因素的影響，產(chǎn)生的諸如憂慮、不安、擔(dān)心等消極體驗(yàn)。[1]較高的親職壓力不僅直接損害父母的身心健康、夫妻關(guān)系，還消極化父母對(duì)孩子的態(tài)度、教養(yǎng)行為，破壞親子關(guān)系[2][3][4][5][6]，給兒童的語言、社會(huì)性、情感等方面的發(fā)展造成即時(shí)的或長期的阻礙[7][8][9]，而且會(huì)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(zhì)量、促進(jìn)家庭教育發(fā)展的需要，又有助于提升生育率。已有研究或從個(gè)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(huì)支持視角[17][18]探討親職壓力的影響因素并提出相應(yīng)的壓力緩解建議，但尚未有研究基于系統(tǒng)視角，綜合考察家庭因素、個(gè)人因素、子女因素對(duì)親職壓力的影響及作用機(jī)制?；诖?，本研究旨在探析家庭因素、個(gè)人因素、子女因素對(duì)學(xué)前兒童父母親職壓力的聯(lián)合影響及作用機(jī)制，據(jù)此提出緩解學(xué)前兒童父母親職壓力的措施建議，積累從家庭內(nèi)部提高家庭幸福感、家庭教育質(zhì)量和生育率的經(jīng)驗(yàn)。

二、文獻(xiàn)綜述和研究假設(shè)

布朗芬布倫納（Urie Bronfenbrenner）提出的生態(tài)系統(tǒng)理論認(rèn)為，個(gè)體的發(fā)展是個(gè)體與環(huán)境系統(tǒng)的復(fù)合函數(shù)，個(gè)體嵌套在由一系列相互影響的系統(tǒng)組成的生態(tài)系統(tǒng)中，個(gè)體在發(fā)展過程中與生態(tài)系統(tǒng)發(fā)生著千絲萬縷的聯(lián)系與互動(dòng)，這些系統(tǒng)以各種方式和途徑影響著個(gè)體的認(rèn)知、感受和行為。其中，最里層的微觀系統(tǒng)對(duì)個(gè)體的影響最深遠(yuǎn)，往往在潛移默化中形塑個(gè)體的行為方式、價(jià)值觀念和人際關(guān)系模式。[19]對(duì)絕大多數(shù)人來說，家庭是影響其行為、價(jià)值觀和人際關(guān)系模式的最重要的微觀系統(tǒng)。家庭主要通過自身功能實(shí)現(xiàn)水平影響家庭成員。家庭功能是一個(gè)包含多種因素的綜合變量，被認(rèn)為是家庭規(guī)則、家庭溝通、家庭氛圍以及家庭應(yīng)對(duì)外部事件有效性的體現(xiàn)。[20]家庭的基本功能就是為家庭成員的健康發(fā)展提供一定物質(zhì)和心理環(huán)境條件，家庭功能的實(shí)現(xiàn)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(diào)，家庭成員易出現(xiàn)各種心理和行為問題。[21][22]養(yǎng)育子女是家事，父母的養(yǎng)育行為和養(yǎng)育體驗(yàn)離不開家庭提供的條件，即與家庭功能的實(shí)現(xiàn)水平緊密相關(guān)。如對(duì)嬰幼兒家庭親職壓力的研究發(fā)現(xiàn)，家庭月收入為5 000元及以下家庭的養(yǎng)育壓力明顯高于收入為20 001元及以上的家庭[23]，對(duì)孤獨(dú)癥兒童父母親職壓力的研究發(fā)現(xiàn)，家庭親密度越高，親職壓力越低[24]。據(jù)此，本研究提出研究假設(shè)1。

研究假設(shè)1：家庭功能影響學(xué)前兒童父母的親職壓力，家庭功能失調(diào)越嚴(yán)重，親職壓力越大。

父母對(duì)自身的教養(yǎng)能力或成功影響子女發(fā)展能力的自信程度，被稱為親職效能感。[25]研究發(fā)現(xiàn)，親職效能感與親職壓力呈負(fù)相關(guān)[26][27][28]，高親職效能感的父母往往能更積極地應(yīng)對(duì)教養(yǎng)過程中的挑戰(zhàn)[29]，緩解親職壓力[30][31][32]。在家庭系統(tǒng)中，家庭功能同樣會(huì)影響父母養(yǎng)育孩子的信心和勝任感，生00be63f1989ebffd8046fa3ef90f3531359ad46540dd23fb6c7e47aa384f9930活穩(wěn)定、成員關(guān)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(fā)現(xiàn)，流動(dòng)家庭父母的親職效能感整體水平不如非流動(dòng)家庭父母。[33]基于此，本研究提出研究假設(shè)2和研究假設(shè)3。

研究假設(shè)2：家庭功能影響學(xué)前兒童父母的親職效能感，家庭功能失調(diào)越嚴(yán)重，親職效能感越低。

研究假設(shè)3：親職效能感在家庭功能與親職壓力間起中介效應(yīng)。

對(duì)家庭功能、親職壓力和親職效能感的研究還發(fā)現(xiàn)，撫養(yǎng)子女的數(shù)量、父母的受教育程度顯著影響學(xué)前兒童家庭功能[34]、學(xué)前兒童父母親職壓力的潛在分類[35]和撫養(yǎng)子女的數(shù)量正向預(yù)測(cè)親職壓力[36]、負(fù)向預(yù)測(cè)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(guān)系尚存爭(zhēng)議，一些研究發(fā)現(xiàn)，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(fā)現(xiàn)，父母受教育水平越高，親職壓力越大[41][42]?；趯?duì)以上研究的梳理和分析，本研究提出研究假設(shè)4、研究假設(shè)5、研究假設(shè)6。

研究假設(shè)4：子女?dāng)?shù)量調(diào)節(jié)親職效能感在家庭功能與親職壓力間的中介效應(yīng)。

研究假設(shè)5：父親受教育水平調(diào)節(jié)親職效能感在家庭功能與親職壓力間的中介效應(yīng)。

研究假設(shè)6：母親受教育水平調(diào)節(jié)親職效能感在家庭功能與親職壓力間的中介效應(yīng)。

三、研究方法

（一）研究對(duì)象

本研究以40周歲及以下的學(xué)前兒童父母為研究對(duì)象。通過方便抽樣法在J省選取26所幼兒園，邀請(qǐng)?jiān)趫@幼兒的父母在知情自愿的基礎(chǔ)上匿名參與電子問卷調(diào)查，共收到3 135份有效問卷。調(diào)查對(duì)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(xué)歷的受教育年限：義務(wù)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(shù)據(jù)時(shí)將調(diào)查對(duì)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(gè)等級(jí)，分別賦值為9、12、15、16和19。調(diào)查對(duì)象的受教育水平結(jié)構(gòu)如表1所示。

（二）研究工具

1.家庭功能量表

依據(jù)McMaster家庭功能模式編制的家庭功能量表（Family Assessment Device，F(xiàn)AD），包括問題解決、溝通、角色、情感反應(yīng)、情感介入、行為控制6個(gè)因子和1個(gè)一般功能。[43]本研究選取FAD的溝通、角色、情感反應(yīng)、情感介入和行為控制5個(gè)因子，共42個(gè)題項(xiàng)，評(píng)估學(xué)前兒童家庭的家庭功能，5個(gè)因子得分之和為學(xué)前兒童家庭功能總分。溝通因子（9 項(xiàng)）評(píng)估家庭成員的信息交流情況，如言語信息的內(nèi)容是否清楚，信息傳遞是否直接；角色因子（11 項(xiàng)）評(píng)估家庭是否建立了完成一系列家庭功能的行為模式，任務(wù)分工是否明確和公平，家庭成員是否認(rèn)真地完成了任務(wù)；情感反應(yīng)因子（6 項(xiàng)）評(píng)估家庭成員對(duì)刺激的情感反應(yīng)程度；情感介入因子（7 項(xiàng)）評(píng)估家庭成員相互之間的關(guān)心和重視程度；行為控制因子（9 項(xiàng)）評(píng)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(jí)評(píng)分法，得分越高說明家庭功能失調(diào)越嚴(yán)重。本研究中，5個(gè)因子的Cronbach's α系數(shù)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(jiǎn)表（Parenting Stress Index-Short Form，PSI-SF）評(píng)估學(xué)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(gè)因子，共36個(gè)題項(xiàng)。親職愁苦因子（6項(xiàng)）評(píng)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(dǎo)致的壓力越大；親子沖突因子（6項(xiàng)）評(píng)估親子間的互動(dòng)情況，得分越高表示親子互動(dòng)質(zhì)量越差，父母在親子關(guān)系上感受到的壓力越大；困難兒童因子（6項(xiàng)）評(píng)估父母對(duì)自己孩子個(gè)性的看法，得分越高表示孩子個(gè)性讓父母感受到的養(yǎng)育壓力越大。親職壓力量表采用李克特5級(jí)評(píng)分法，3個(gè)因子得分之和為親職壓力總分，分?jǐn)?shù)越高代表親職壓力越大。本研究中，3個(gè)因子的Cronbach's α系數(shù)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(gè)包含滿足感和效能感2個(gè)因子的量表使用[45]，中文版PSOC的2因子結(jié)構(gòu)也得到過驗(yàn)證[46][47]。但也有研究論證，PSOC分效能感、滿足感和養(yǎng)育興趣3個(gè)因子時(shí)擬合度更好。[48][49]本研究在測(cè)試時(shí)也發(fā)現(xiàn)，3因子結(jié)構(gòu)的擬合度優(yōu)于2因子結(jié)構(gòu)。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(píng)估學(xué)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(gè)題項(xiàng)：“鑒于我當(dāng)父母已經(jīng)這么長時(shí)間，我覺得我已經(jīng)很熟悉自己的這個(gè)角色了”“我認(rèn)為自己擁有當(dāng)好父母所需要的所有技能”“我養(yǎng)育孩子的知識(shí)技能達(dá)到了我對(duì)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(jí)評(píng)分法，4個(gè)題項(xiàng)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(shù)是0.72。

（三）統(tǒng)計(jì)分析

本研究的調(diào)查數(shù)據(jù)均來自調(diào)查對(duì)象的自我報(bào)告，為減少共同方法偏差，在調(diào)查階段通過自愿匿名參與的方式進(jìn)行程序控制。在統(tǒng)計(jì)分析階段，采用Harman單因素因子分析方法檢驗(yàn)共同方法偏差，將家庭功能量表的42個(gè)題項(xiàng)、親職壓力量表的36個(gè)題項(xiàng)和親職效能感量表的4個(gè)題項(xiàng)共同進(jìn)行未旋轉(zhuǎn)的主成分因素分析，發(fā)現(xiàn)特征值大于1的因子共有11個(gè)，第一因子的方差貢獻(xiàn)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(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，單一因子模型的擬合指數(shù)不理想。兩種檢驗(yàn)方法的結(jié)果均表明，本研究的共同方法偏差不嚴(yán)重，能夠進(jìn)行進(jìn)一步的數(shù)據(jù)分析。

本研究按照方杰和溫忠麟的建議，使用潛調(diào)節(jié)結(jié)構(gòu)方程（Latent Moderate Structural Equations， LMS）方法得到偏差校正的Bootstrap置信區(qū)間來進(jìn)行基于結(jié)構(gòu)方程模型的有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分析。[50]利用SPSS 25.0進(jìn)行數(shù)據(jù)管理和描述統(tǒng)計(jì)、相關(guān)分析，利用Mplus8.3進(jìn)行有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分析。

四、研究結(jié)果

（一）研究變量的描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

研究變量的平均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)矩陣如表2所示。由表2可知，子女?dāng)?shù)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(guān)；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(fù)相關(guān)，父親和母親的受教育水平與親職效能感之間的相關(guān)均不顯著；家庭功能失調(diào)程度（包括5個(gè)因子）與親職壓力（r=0.49，p＜0.01）呈顯著正相關(guān)，與親職效能感（r= -0.28，p＜0.01）呈顯著負(fù)相關(guān)；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(fù)相關(guān)。

（二）測(cè)量模型檢驗(yàn)

本研究中有3個(gè)潛變量：家庭功能潛變量（5個(gè)因子作為觀察變量）、親職壓力潛變量（3個(gè)因子作為觀察變量）和親職效能感潛變量（4個(gè)題項(xiàng)作為觀察變量）。運(yùn)用驗(yàn)證性因子分析檢驗(yàn)3個(gè)潛變量組成的測(cè)量模型的擬合情況，得出模型的擬合指標(biāo)、組合信度與收斂效度，如表3和表4所示。由兩表內(nèi)容可知，測(cè)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(biāo)都大于建議值。潛變量之間的相關(guān)情況如下：家庭功能與親職壓力呈顯著正相關(guān)（r=0.56，p＜0.001）、與親職效能感呈顯著負(fù)相關(guān)（r= -0.32，p＜0.001），親職效能感與親職壓力之間的相關(guān)不顯著（r= -0.02，p=0.307）。

（三）利用LMS方法的有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分析

利用LMS方法進(jìn)行有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分析包括三個(gè)步驟：步驟一，判斷不包含調(diào)節(jié)變量的基準(zhǔn)模型是否可接受，接受則進(jìn)入步驟二；步驟二，判斷有調(diào)節(jié)的中介模型是否可接受，接受則進(jìn)入步驟三；步驟三，利用系數(shù)乘積法進(jìn)行有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分析，如果Bootstrap置信區(qū)間不包括0，就表示有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)顯著。[51]本研究按此流程進(jìn)行分析的結(jié)果如下。

1.基準(zhǔn)模型擬合檢驗(yàn)

只包含家庭功能和親職壓力兩個(gè)潛變量的簡(jiǎn)單結(jié)構(gòu)模型擬合良好，家庭功能影響親職壓力的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)是0.56（p＜0.001），95%的偏差校正bootstrap置信區(qū)間（以下簡(jiǎn)稱置信區(qū)間）是［0.519，0.597］。將親職效能感作為中介變量加入模型，簡(jiǎn)單中介效應(yīng)模型即基準(zhǔn)模型的擬合指數(shù)為：χ2=943.544，df=51，CFI=0.95，TLI=0.93，RMSEA=0.075，SRMR=0.05。擬合指數(shù)良好，代表基準(zhǔn)模型可接受，基準(zhǔn)模型的標(biāo)準(zhǔn)化估計(jì)值模型如圖1所示。

基準(zhǔn)模型中，家庭功能直接影響親職壓力的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)是0.614（p＜0.001），表示家庭功能顯著影響學(xué)前兒童父母的親職壓力，家庭功能失調(diào)程度越嚴(yán)重，親職壓力越大，假設(shè)1得到驗(yàn)證。家庭功能影響親職效能感的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)是-0.315（p＜0.001），表示家庭功能也顯著影響學(xué)前兒童父母的親職效能感，家庭功能失調(diào)程度越嚴(yán)重，親職效能感越低，假設(shè)2得到驗(yàn)證。親職效能感影響親職壓力的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)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(biāo)準(zhǔn)化中介效應(yīng)值是-0.054（p＜0.001），95%置信區(qū)間是［-0.076，-0.033］，不包括0，說明中介效應(yīng)顯著，中介效應(yīng)與直接效應(yīng)比例的絕對(duì)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(yīng)，假設(shè)3得到驗(yàn)證。控制中介變量后，家庭功能對(duì)親職壓力的直接效應(yīng)（0.614）大于原來的總效應(yīng)（0.56），說明親職效能感遮掩了家庭功能對(duì)親職壓力的影響，親職效能感實(shí)際發(fā)揮的是一種遮掩效應(yīng)。[52]

2.有調(diào)節(jié)的中介模型擬合檢驗(yàn)

基準(zhǔn)模型經(jīng)檢驗(yàn)可以接受，接下來依次檢驗(yàn)加入調(diào)節(jié)變量子女?dāng)?shù)量、父親受教育水平和母親受教育水平，有調(diào)節(jié)的中介模型是否能夠接受。本研究利用AIC值進(jìn)行判斷：相對(duì)基準(zhǔn)模型的AIC值，如果包含潛調(diào)節(jié)項(xiàng)的有調(diào)節(jié)的中介模型的AIC值變小或不變，表示有調(diào)節(jié)的模型至少?zèng)]有變壞或者有改善，可以接受。[53]本研究中，基準(zhǔn)模型和有調(diào)節(jié)的中介模型的AIC值之間的比較如表5所示。

3.有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分析

利用乘積系數(shù)法對(duì)可接受的4個(gè)有調(diào)節(jié)的中介模型進(jìn)行有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分析。父親受教育水平和母親受教育水平調(diào)節(jié)親職效能感中介效應(yīng)前半路徑的模型雖然可以接受，但中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果并不顯著，因此不再進(jìn)行后續(xù)分析。父親受教育水平和母親受教育水平調(diào)節(jié)親職效能感中介效應(yīng)后半路徑的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯著，具體的調(diào)節(jié)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(guān)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(diào)節(jié)。在以父親受教育水平作為調(diào)節(jié)變量的模型中，親職效能感的非標(biāo)準(zhǔn)化中介效應(yīng)值為-0.553（p＜0.001），95%置信區(qū)間為［-0.848，-0.375］，不包括0，說明中介效應(yīng)顯著。潛交互項(xiàng)的非標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)是-0.067（p＜0.001），95%置信區(qū)間為［-0.101，-0.046］，不包括0，說明調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。有條件的中介效應(yīng)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(yīng)值隨父親受教育水平的變化而變化。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析結(jié)果顯示，當(dāng)父親受教育水平取均值減一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的值10.99時(shí)，中介效應(yīng)值為-0.19；當(dāng)取均值13.77時(shí)，中介效應(yīng)值為-0.1；當(dāng)取均值加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的值16.55時(shí)，中介效應(yīng)值為-0.007。這些結(jié)果表明，親職效能感的中介效應(yīng)值隨父親受教育水平的變化發(fā)生變化，即父親受教育水平顯著調(diào)節(jié)親職效能感的中介效應(yīng)，假設(shè)5得到驗(yàn)證。

在以母親受教育水平作為調(diào)節(jié)變量的模型中，親職效能感的非標(biāo)準(zhǔn)化中介效應(yīng)值為-0.552（p＜0.001），95%置信區(qū)間為［-0.845，-0.383］，不包括0，說明中介效應(yīng)顯著。潛交互項(xiàng)的非標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)是-0.068（p＜0.001），95%置信區(qū)間為［-0.094，-0.046］，不包括0，說明調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。有條件的中介效應(yīng)為a1（b1+b3＊母親受教育水平）= -0.552+（0.034＊母親受教育水平）。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析結(jié)果顯示，當(dāng)母親受教育水平取均值減一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的值10.76時(shí)，中介效應(yīng)值為-0.19；當(dāng)取均值13.58時(shí)，中介效應(yīng)值為-0.09；當(dāng)取均值加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的值16.4時(shí)，中介效應(yīng)值為0.06。以上結(jié)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(yīng)值和方向都在發(fā)生變化，即母親受教育水平能夠顯著調(diào)節(jié)親職效能感的中介效應(yīng)，假設(shè)6得到驗(yàn)證。

為了更清晰地說明父親和母親受教育水平的調(diào)節(jié)效應(yīng)，分別取父親和母親受教育水平的均值和均值加減1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差、親職效能感的均值加減1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差時(shí)，將親職壓力對(duì)應(yīng)的值繪制成簡(jiǎn)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(shí)對(duì)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(shí)對(duì)親職壓力的正向影響較小。

五、研究結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

本研究基于系統(tǒng)視角，探析家庭功能、親職效能感、子女?dāng)?shù)量、受教育水平對(duì)學(xué)前兒童父母親職壓力的聯(lián)合影響及影響機(jī)制。研究得出如下結(jié)論：家庭功能越差，學(xué)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(duì)親職壓力的影響中發(fā)揮中介效應(yīng)；父母的受教育水平能夠顯著調(diào)節(jié)親職效能感對(duì)家庭功能和親職壓力的中介效應(yīng)，子女?dāng)?shù)量對(duì)此的調(diào)節(jié)作用不顯著。

（二）啟示建議

1.加強(qiáng)家庭建設(shè)，發(fā)揮幸福家庭在緩解親職壓力、促進(jìn)人口高質(zhì)量發(fā)展中的關(guān)鍵性作用

本研究發(fā)現(xiàn)，家庭功能的失調(diào)程度越嚴(yán)重，學(xué)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(tǒng)運(yùn)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(zé)任，家庭成員間溝通通暢，能夠相互理解和支持。在這樣的環(huán)境和條件下，養(yǎng)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(yǎng)過程中的消極體驗(yàn)，提升養(yǎng)育孩子的信心和勝任感。在這樣的家庭環(huán)境中，父母能夠更多地感受養(yǎng)兒育女帶來的價(jià)值感和生命意義感，也更愿意以積極的態(tài)度和方式履行親職，為孩子提供良好的成長環(huán)境。這樣的養(yǎng)育經(jīng)驗(yàn)才可能提高父母生育更多孩子的意愿和可能性。簡(jiǎn)而言之，一個(gè)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(huán)境。

一個(gè)世紀(jì)以來，中國家庭在經(jīng)受了指向家庭制度的批判、指向家庭情感的政治運(yùn)動(dòng)、指向家庭責(zé)任的經(jīng)濟(jì)理性入侵三次沖擊和經(jīng)濟(jì)社會(huì)巨變的背景下，處于壓力增加和能力下降的失衡狀態(tài)[54]，家庭功能日漸弱化。一項(xiàng)對(duì)家庭壓力的社會(huì)調(diào)查發(fā)現(xiàn)，子女教養(yǎng)負(fù)擔(dān)位列家庭壓力源的首位。[55]基于以上研究結(jié)果，本研究建議政府通過積極的家庭建設(shè)政策，幫助家庭高效地發(fā)揮功能以減輕學(xué)前兒童父母的親職壓力。比我們?cè)缫徊矫媾R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(jìn)行積極的家庭建設(shè)。[56]家庭系統(tǒng)嵌套在社會(huì)系統(tǒng)中，并受社會(huì)系統(tǒng)及其要素影響，積極的家庭建設(shè)就是為家庭創(chuàng)建良好的生態(tài)系統(tǒng)環(huán)境，如實(shí)施家庭友好政策、提高家庭福利、幫助家庭分擔(dān)育兒責(zé)任；建設(shè)家庭友好型社區(qū)，為家庭運(yùn)行需求的滿足提供便利的環(huán)境條件；創(chuàng)建家庭友好型工作場(chǎng)所，幫助父母更好地平衡家庭與工作的關(guān)系。

積極的家庭建設(shè)在我國有著更豐富的內(nèi)涵和價(jià)值，新時(shí)代，我們?cè)趥鞒兄T如尊老愛幼、和睦團(tuán)結(jié)、勤儉持家、重家教家風(fēng)等優(yōu)秀傳統(tǒng)家文化的基礎(chǔ)上，更需要積極地豐富家文化的時(shí)代內(nèi)涵，通過積極宣傳充滿時(shí)代感的新型家文化，如人人平等、共建共享等，引領(lǐng)家庭建設(shè)，讓優(yōu)秀的家文化持續(xù)潤養(yǎng)新時(shí)代中國人。

2.端正父母教養(yǎng)心態(tài)，和孩子共同成長

本研究中，相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)學(xué)前兒童父母的親職效能感與親職壓力存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，但沒有達(dá)到顯著水平（與困難兒童因子的負(fù)相關(guān)顯著）。兩者之間負(fù)相關(guān)不顯著的原因可能是，不同于以往研究對(duì)親職效能感的評(píng)估[57][58][59]，本研究對(duì)學(xué)前兒童父母親職效能感的評(píng)估不包括育兒滿足感，而育兒滿足感恰是對(duì)抗親職壓力的重要積極因素。利用結(jié)構(gòu)方程模型綜合分析家庭功能、親職效能感對(duì)親職壓力的聯(lián)合影響時(shí)發(fā)現(xiàn)，學(xué)前兒童父母的親職效能感正向預(yù)測(cè)親職壓力，親職效能感遮掩了家庭功能對(duì)親職壓力的影響。這一研究發(fā)現(xiàn)表明，學(xué)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(rèn)為是一種支持個(gè)體發(fā)展的積極的內(nèi)在力量。然而，學(xué)前兒童父母的親職效能感并非總是能緩解親職壓力。出現(xiàn)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(shí)是不同于父母的發(fā)展主體。他們有自己的認(rèn)知體驗(yàn)、興趣需求和成長任務(wù)，在成長中具有主體性、主動(dòng)性和個(gè)體差異性。養(yǎng)育子女是父母與孩子之間相互理解、相互調(diào)適、共同成長的過程。如果學(xué)前兒童父母認(rèn)為自己已經(jīng)掌握了足夠的教養(yǎng)知識(shí)和技能，說明他們持有的是一種消極的固定型教養(yǎng)心態(tài)。

實(shí)際上，“小孩子不但是難養(yǎng)的，而且也難教得很”。[60]兒童是某一特定年齡群體，其發(fā)展既遵循該年齡階段的規(guī)律并呈現(xiàn)相應(yīng)的特征，又是有著獨(dú)特氣質(zhì)、生長速度、興趣特長的個(gè)體，同時(shí)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(zhǔn)備好應(yīng)對(duì)所有需求的技術(shù)包、解決所有問題的知識(shí)錦囊，因此，為他們提供發(fā)展適宜性的教育需要秉持一種積極的成長型教養(yǎng)心態(tài)?；诠潭ㄐ徒甜B(yǎng)心態(tài)的親職效能感越強(qiáng)，父母越可能囿于對(duì)親職角色、家庭教育的刻板理解，強(qiáng)制孩子服從自己的期望和規(guī)劃，忽視孩子個(gè)性化的、當(dāng)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(yǎng)方式自然容易引發(fā)親子沖突，加重親職壓力。現(xiàn)實(shí)中，許多家庭教育的失敗正是緣于此。因此，本研究建議學(xué)前兒童父母秉持一種開放的成長型心態(tài)教養(yǎng)孩子，把“我會(huì)做父母”的思想態(tài)度轉(zhuǎn)變?yōu)椤皩W(xué)習(xí)做父母”的思想態(tài)度，尊重孩子發(fā)展的主體性，因材施教、因勢(shì)利導(dǎo)，這樣更助于和孩子和諧相處，減輕親職壓力。

3.持續(xù)推進(jìn)家庭教育指導(dǎo)服務(wù)，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?dāng)?shù)量、父母受教育水平對(duì)親職壓力的聯(lián)合作用時(shí)發(fā)現(xiàn)，父母受教育水平顯著調(diào)節(jié)親職效能感對(duì)家庭功能與親職壓力的中介效應(yīng)，子女?dāng)?shù)量對(duì)此的調(diào)節(jié)作用不顯著。這個(gè)研究發(fā)現(xiàn)說明，學(xué)前兒童父母無論養(yǎng)育一個(gè)還是兩個(gè)及以上的孩子，在家庭功能、親職效能感一樣時(shí)，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(xué)前兒童父母感受到的親職壓力會(huì)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(duì)此的調(diào)節(jié)作用相對(duì)更明顯。受教育水平的積極調(diào)節(jié)作用可能緣于受教育水平的提高，學(xué)前兒童父母的育兒知識(shí)和對(duì)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(píng)價(jià)自己的育兒能力，秉持成長型的心態(tài)教養(yǎng)孩子，理解接納孩子的個(gè)性特點(diǎn)和成長節(jié)奏，從而減輕了他們的親職壓力?；谶@一調(diào)查結(jié)果，本研究建議學(xué)校、兒童保健等相關(guān)部門提供以兒童發(fā)展知識(shí)為中心的家庭教育指導(dǎo)服務(wù)，有效幫助學(xué)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(yīng)和熟悉孩子整體情況的家庭教育指導(dǎo)者相互學(xué)習(xí)、攜手合作，這樣能為孩子提供適宜的家庭教育，也會(huì)體驗(yàn)到更多為人父母的積極感受。

【參考文獻(xiàn)】

[1] ABIDIN R. Parenting stress index-professional manual [M].3rd Ed.Lutz，F(xiàn)L：Psychological Assessment Resource， 1995：53-55.

[2] HILDINGSSON I， HAINES H， JOHANSSON M，et al.Childbirth fear in Swedish fathers is associated with parental stress as well as poor physical and mental health[J].Midwifery，2014（2）：248-254.

[3] HUANG C， COSTEINES J， KAUFAN J，et al.Parenting stress， social support，and depression for ethnic minority adolescent mothers：Impact on child development[J].Journal of Child and Family Studies，2014（1）：255-262.

[4] JACKSON A P， HUANG C C.Parenting stress and behavior among single mothers of preschoolers：The mediating role of self-efficacy[J].Journal of Social Service Research，2000（4）：29-42.

[5] 關(guān)文軍.殘疾兒童家長親職壓力的特點(diǎn)及其與生活質(zhì)量的關(guān)系：社會(huì)支持的中介作用[J].心理發(fā)展與教育， 2015（7_{wlBjpDvWm+qNIhmlHZNvp2zk9DRwMEGjx6HS+AuZw0Q=}）：15.

[6] 錢小芳，蘇曉娟，等.極低出生體質(zhì)量早產(chǎn)兒母親心理狀態(tài)與親職壓力的相關(guān)性分析[J].護(hù)理管理雜志， 2018（2）：85-88.

[7] NOEL M，PETERSON C，JESSO B.The relationship of parenting stress and child temperament to language development among economically disadvantaged preschoolers[J].Journal of Child Language， 2008（4）：823-843.

[8] CARAPITO E，RIBEIRO M T，PEREIRA A I， et al.Parenting stress and preschoolers' socio-emotional adjustment：the mediating role of parenting styles in parent-child dyads[J].Journal of Family Studies， 2018（1）： 1-17.

[9] 陳羽雙，周樂山.學(xué)齡前兒童家長親職壓力的現(xiàn)狀及其影響因素[J].解放軍護(hù)理雜志，2018（2）：34-38.

[10] MARGOLIS R， MYRSKYLAY M.Parental well-being surrounding first birth as a determinant of further parity progression[J].Demography，2015（4）：1147-1166.

[11] LUPPI F.When is the second one coming？The effect of couple's subjective well-being following the onset of parenthood[J].European Journal of Population， 2016（3）：1-24.

[12] LUPPI F，MENCARINI L.Parents' subjective well-being after their first child and declining fertility expectations[J].Demographic Research，2018（9）：285-314.

[13] 高玉春.推拉模型視角下的生育意愿影響因素研究[J].中國青年研究，2022（3）：15-21.

[14] FINAI D R，TRIWITZ Y S，GOLUBCHIK P.Predictors of stress-related growth in parents of children with ADHD[J].Research in Developmental Disabilities， 2011（2）：510-519.

[15] MCSTAY R L，DISSANAYAKE C，SCHEEREN A，et al.Parenting stress and autism：The role of age，autism severity，quality of life and problem behaviour of children and adolescents with autism[J].Autism the International Journal of Research＆Practice，2014（5）：502-510.

[16] 黃賽君，俞紅，劉珂，等.不同類型抽動(dòng)障礙兒童父母親職壓力水平分析[J].中國兒童保健雜志，2018（2）： 202-205.

[17] WIENER J， BIONDIC D， GRIMBOS T，et al.Parenting stress of parents of adolescents with attention-deficit hyperactivity disorder[J].Journal of Abnormal Child Psychology，2016（3）：561-571.

[18] 張焱，鐘永碧.孤獨(dú)癥譜系障礙兒童父親親職壓力現(xiàn)狀及影響因素研究[J].中國特殊教育，2015（4），38-44.

[19] 卓彩琴.生態(tài)系統(tǒng)理論在社會(huì)工作領(lǐng)域的發(fā)展脈絡(luò)及展望[J].江海學(xué)刊，2013（3）：113-119.

[20] OLSON D H.Circumplex model of marital and family systems[J].Journal of Family Therapy，2000（2）：144-167.

[21] MILLER I W， RYAN C E， KEITNER G I，et al.The McMaster approach to families：Theory， assessment， treatment and research[J].Journal of Family Therapy， 2010（2）：168-189.

[22] SKINNER H， STEINHAUER P， SITARENIOS G.Family assessment measure （FAM） and process model of family functioning[J].Journal of Family Therapy，2010（2）： 190-210.

[23] 張文潔，施祺葳，龍如意，等.“三孩”政策背景下嬰幼兒家庭養(yǎng)育壓力的影響因素探究[J].成都師范學(xué)院學(xué)報(bào)，2024（2）：84-94.

[24] 陳奕榮，甘昭良，吳忠良，等.家庭親密度與孤獨(dú)癥兒童主觀幸福感的關(guān)系：親職壓力的中介作用[J].現(xiàn)代特殊教育，2022（2）：15-20.

[25] HALBERSTADT A G， CASSIDY J， STIFTER C A，et al.Self-expressiveness within the family context： Psychometric support for a new measure[J].PRUtKvgVw9gCRjx8g5/z/1A==sychological Assessment，1995（1）：93-103.

[26] RAIKES H A， THOMPSON R A.Efficacy and social support as predictors of parenting stress among families in poverty[J].Infant Mental Health Journal，2005（3）： 177-190.

[27][36] 洪秀敏，劉倩倩.父母養(yǎng)育壓力的類型及其影響因素——基于一孩父母和兩孩父母的潛在剖面分析[J].中國臨床心理學(xué)雜志，2020（4）：766-772.

[28][35] 賈云.學(xué)前兒童父母親職壓力的潛在分類與影響因素研究——基于16058份調(diào)研數(shù)據(jù)的潛在剖面分析[J].中華家教，2023（6）：53-64.

[29] 葉妍，符明弘，陳瑤.國內(nèi)關(guān)于父母教養(yǎng)效能感研究的文獻(xiàn)綜述[J].青年與社會(huì)，2014（1）：296-297.

[30][57] 張文婷.父母效能感在一般自我效能感與父母養(yǎng)育壓力之間的中介作用[J].桂林師范高等專科學(xué)校學(xué)報(bào)，2016（2）：73-77.

[31][58] 劉文元.自閉癥兒童父母親職壓力與家庭生活質(zhì)量關(guān)系的研究：親職效能和社會(huì)支持的中介作用[D].華東師范大學(xué)，2019：65，36.

[32][59] 詹佩珊，任杰，李星凱，等.親子關(guān)系對(duì)父母心理健康的影響：養(yǎng)育壓力和養(yǎng)育效能的鏈?zhǔn)街薪樽饔肹J].中國臨床心理學(xué)雜志，2021（1）：123-127.

[33] 劉婷，王詩堯，張明紅.父母養(yǎng)育效能感與家庭教養(yǎng)活動(dòng)參與對(duì)嬰幼兒認(rèn)知發(fā)展的影響——基于流動(dòng)與非流動(dòng)家庭的對(duì)比研究[J].學(xué)前教育研究，2018（7）： 26-37.

[34] 賈云.學(xué)前兒童家庭功能的潛在分類及影響因素研究——基于16058份調(diào)研數(shù)據(jù)的潛在剖面分析[J].幼兒教育（教育科學(xué)），2023（3）：35-40.

[37] 杜雨茜，左志宏.3～6歲幼兒父母教養(yǎng)效能感類別及與親子關(guān)系的聯(lián)系——基于一孩父母和二孩父母的潛在剖面分析[J].幼兒教育，2021（Z3）： 65-70.

[38] 任文香.幼兒母親親職壓力、因應(yīng)策略與親子關(guān)系滿意之間關(guān)系研究[D].臺(tái)灣師范大學(xué)，1995：1.

[39] 項(xiàng)紫霓，張興慧，黎亞軍，等. 3～5歲兒童母親撫養(yǎng)壓力類型特點(diǎn)及其影響因素[J].心理發(fā)展與教育， 2014（4）：427-434.

[40] 李彩娜，鄒泓，段冬梅.幼兒母親育兒壓力的特點(diǎn)及其與婚姻質(zhì)量的關(guān)系[J].中國心理衛(wèi)生雜志，2005（2）： 136-138.

[41] 陳若琳，李青松.臺(tái)北縣雙工作家庭父母親的親職喜悅與壓力之探討[J].生活科學(xué)學(xué)報(bào)，2001（7）：157-179.

[42] CHANG Y， FINE M A.Modeling parenting stress trajectories among low-income young mothers across the child's second and third years： Factors accounting for stability and change[J]. Journal of Family Psychology，2007（4）：584-594.

[43] 汪向東，王希林，馬弘.心理衛(wèi)生評(píng)定量表手冊(cè)（增訂版）[M].北京：中國心理衛(wèi)生雜志社，1999：149-152.

[44][45][53] 楊玉鳳.兒童發(fā)育行為心理評(píng)定量表[M].人民衛(wèi)生出版社，2016：538， 539-541.

[46] NGAI F W， CHAN W C， HOLROYD E.Translation and validation of a Chinese version of the parenting sense of competence scale in Chinese mothers[J].Nursing Research，2007（5）：348-354.

[47] LI X Y， MAO K N， MI X Y，et al.Reliability and validity of the Chinese version of parenting sense of competence scale in mothers of preschool children[J].Journal of Peking University （Health sciences），2021（3）：479-484.

[48] GILMORE L，CUSKELLY M.Factor structure of the Parenting Sense of Competence scale using a normative sample[J].Child Care Health & Development， 2010（1）：48-55.

[49] ROGERS H， MATTHEWS J.The parenting sense of competence scale： Investigation of the factor structure， reliability and validity for an Australian sample[J].Australian Psychologist，2011（1）： 88-96.

[50][51]方杰，溫忠麟.基于結(jié)構(gòu)方程模型的有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分析[J].心理科學(xué)，2018（2）：453-458.

[52] 溫忠麟，葉寶娟.中介效應(yīng)分析：方法和模型發(fā)展[J].心理科學(xué)進(jìn)展，2014（5）：731-745.

[54] 孟憲范.家庭：百年來的三次沖擊及我們的選擇[J].清華大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2008（3）：133-145.

[55] 徐安琪，張亮.轉(zhuǎn)型期家庭壓力特征和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)資源的運(yùn)用[J].社會(huì)科學(xué)研究，2008（2）：112-119.

[56] 全國婦聯(lián)婦女研究所.部分國家家庭政策介紹[J].中國婦運(yùn)，2014（1）： 41，44-46.

[60] 陳鶴琴.家庭教育[M].長江文藝出版社，2013：7.

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(zé)任編輯：李 宇）

收稿日期：2024-06-11

* 本文系江蘇省教育科學(xué)規(guī)劃重點(diǎn)項(xiàng)目“幼兒園教師關(guān)懷能力的發(fā)展機(jī)制與培養(yǎng)路徑研究”（B/2023/01/183）階段性研究成果。