1. 引言
养育倦怠是父母长时间处在家庭和父母角色相关的压力而产生的情绪失调(张金荣等，2019)，是慢性的、独特且特殊的综合症(Lindström et al., 2011; Norberg, 2010; Norberg et al., 2014)，包括三部分：与父母角色相关的情感耗竭、与子女的情感疏离、父母角色的低效能感(Roskam et al., 2017)。虽然大多数父母偶尔会遇到这些症状，但父母养育倦怠并不是普通的短暂育儿压力，而是一种慢性压倒性的压力和过程(Chevallier et al., 2021)。发生养育倦怠的父母不仅在心理上感到痛苦，在生理上也经历着巨大的痛苦，据研究发生养育倦怠的父母毛发皮质醇水平比一般父母高一倍(Brianda et al., 2020)，甚至高于严重慢性疼痛的病人(Van Uum et al., 2008)。
养育倦怠会导致父母出现逃离和自杀的念头，并引发睡眠问题和成瘾问题；增加与伴侣的冲突和伴侣间关系的疏远(Mikolajczak et al., 2018)，还会增加对孩子的忽视甚至暴力行为(Mikolajczak et al., 2018)。父母发生养育倦怠还可能会导致孩子出现心理问题，已有研究表明青春期子女的孤独感与父母养育倦怠是正相关关系(Cheng et al., 2020)，父母存在养育倦怠的孩子内化和外化问题行为(Chen et al., 2022)，学习问题、攻击行为会增多(解梦园等，2021)。更是有纵向研究发现父母养育倦怠可以预测青少年的抑郁和焦虑症状(Yang et al., 2021; 平一凡等，2022；解梦园等，2021)。
目前研究发现导致养育倦怠的因素主要包括社会人口学因素、孩子的特点、父母人格特质、养育因素和家庭功能等(Mikolajczak et al., 2017)，此外共同养育、婚姻满意度、配偶的支持等家庭功能因素对养育倦怠也有着极大的贡献(Mikolajczak & Roskam, 2018)。
共同养育关系与抚养儿童有关，是父母在抚养儿童的过程中的合作与互动，在家庭教育中父母在教养目标、教养观念、教养态度和教养方法上相互配合的程度(Feinberg, 2003)。大量研究表明，父母之间积极合作、共同承担养育任务的共育关系有利于儿童的情感和认知发展(Favez et al., 2012)，父母相互认同并实践各自的教育目标，在育儿决策中互相合作并认可对方的角色，可以防止父母养育倦怠(Mikolajczak et al., 2017)，如果父母双方养育理念不一致，在共同养育上存在分歧，缺乏合作性养育行为或存在消极的共同养育行为，例如家庭中频繁发生冲突、父母为了争得孩子的注意而相互竞争、其中一位父母逃避养育责任或破坏对方的养育工作，就会发生压力积累，积累的压力不但会降低养育质量，还会引发父母的养育倦怠症状(Roskam et al., 2017)，即使是未婚父母或者处在分居和离婚状态也是如此(McHale et al., 2012)。因此本研究提出假设1：父母共同养育负向预测养育倦怠。
家庭系统理论(Family System Theory)认为，婚姻关系对父母共同养育具有重要影响(杨晓静等，2021)，已有研究表明婚姻关系是所有已考虑的因素中最能有效预测共同养育的因素(Mangelsdorf et al., 2011)，婚姻满意度正向预测良好的养育关系，即婚姻满意度更高的夫妻会建立更好的共同养育关系，婚姻质量和满意度更高的父亲倾向于在养育中有更高的投入(杨晓静等，2021)。此外，女性的婚姻关系是养育影响压力的主要因素之一，优质的婚姻关系对亲子系统产生积极影响，可以减轻母亲的养育压力。同时父母较低的婚姻满意度预测较高的养育倦怠(Mikolajczak et al., 2018; Roskam et al., 2017; Sekułowicz et al., 2022)，反之伴侣间良好的关系、较高的婚姻满意度可以减少养育倦怠(Lindström et al., 2011)。因此本研究提出假设2：婚姻满意度可以正向预测共同养育，负向预测养育倦怠。
二元应对是指伴侣在面对压力时相互支持并共同应对日常压力源的方式(Bodenmann & Shantinath, 2004)。从系统交易的角度来看，二元应对包含压力表达和二元支持(Bodenmann, 2005)，具体来说，它既是指一人试图帮助其伴侣减轻感受到的外部压力，又是指两人应对压力共同努力的过程，包括了压力表达，伴侣对压力的感知，以及伴侣对其压力行为的反应(Donato et al., 2009)。夫妻间的二元应对可以减轻压力对夫妻造成的破坏性后果，可有效减轻压力对伴侣之间愤怒和言语攻击的影响(Randall & Bodenmann, 2009)，众多研究提出夫妻间二元应对是伴侣间关系满意度和关系稳定性的重要预测指标(Bodenmann et al., 2006; Bodenmann & Cina, 2006; Zemp et al., 2016)，本研究中我们同样认为二元应对可以预测婚姻满意度，因此提出假设3：二元应对可以正向预测婚姻满意度。
目前已有研究在家庭压力模型中考虑了二元应对，提出面对养育压力时二元应对的重要性(Bodenmann & Cina, 2006; Brown et al., 2019; Cohan et al., 2006)。养育环境中，当夫妻一方或双方共同面临压力时，伴侣通过个人以及跟对方共同努力的方式去支持彼此的过程是二元应对的核心(Bodenmann et al., 2015)，以自闭症儿童父母为研究对象发现父母二元应对与养育压力呈负相关：养育过程中采用积极二元应对的父母感受到的养育压力较低(Brown et al., 2019; García-López et al., 2016)。同时采取积极二元应对的父母拥有更好的共同养育关系(Downes et al., 2021)，两人之间共同养育冲突较少(Zemp et al., 2016)，母亲的二元应对于父亲共同养育方式存在显著伴侣效应，可预测父亲养育行为(Downes et al., 2021)。因此本研究提出假设4：二元应对可以正向预测共同养育。
风险—资源平衡理论(The Balance Between Risks and Resources)指出(Mikolajczak & Roskam, 2018)，面对养育压力时，父母发生养育倦怠的原因在于长期的需求(风险因素)与资源(保护因素)之间的失衡。一项以韩国脑瘫儿童父母为对象的研究提出了母亲的应对策略和养育压力是养育倦怠的重要预测因子(Seo et al., 2017)，采用积极的二元应对能够减少父母养育压力(Brown et al., 2019)，有一项疫情流行期间的研究提出父母养育倦怠与同一时期二元应对负相关(Carvalho & Matias, 2023)，因此本研究旨在探究二元应对于养育倦怠的作用机制，并且提出假设5：父母间二元应对可以成为父母预防养育倦怠时的资源从而可以预测养育倦怠。
家庭危机和适应的双ABC-X模型解释了家庭对压力的适应过程。根据双ABC-X模型，对压力的适应取决于四个因素：(aA) 指持续累积的压力；(bB) 指因压力累积而产生的新资源或原有资源，指家庭成员自身资源(如理解能力，知识技能等)，或家庭功能资源(婚姻关系、共同养育关系、家庭组织)；(cC) 指家庭对累积的危机、压力事件的界定或再认识和应对策略；(xX) 适应危机方面的结果(汪玲萍，顾轶凡，2017)。过去已有研究使图用双ABC-X模型解释养育压力及对其适应状况和家庭功能的资源作用和二元应对为策略的应对策略(Brown et al., 2019; Han et al., 2018)，因为养育倦怠是长期应对养育压力时资源与风险失衡结果，所以本研究认为双ABC-X模型同样适用于解释养育倦怠(作为xX)，即养育倦怠作为父母对于养育压力的适应性结果，积极二元应对是父母面对压力源时的应对策略，而婚姻满意度和共同养育关系作为家庭功能变量是父母的资源。
在过去研究基础上，本研究提出假设6：对于养育压力夫妻间的评估和应对策略(积极或消极的二元应对)可能会影响其婚姻关系及共同养育关系，导致资源的平衡或失衡状态(使他们关系变得恶劣或更加良好，如婚姻满意度增高或降低)，从而影响适应性结果即是否出现养育倦怠。同时在家庭系统理论和溢出假说和过去研究提供的变量关系支撑下本研究提出假设7：二元应对于共同养育关系的作用是通过婚姻关系来实现，即二元应对与养育倦怠之间婚姻满意度和共同养育关系起链式中介作用(Bodenmann, 2005; Bodenmann et al., 2006; Bodenmann & Cina, 2006; Carvalho & Matias, 2023; Downes et al., 2021; García-López et al., 2016; Zemp et al., 2016)。因此本研究探究父母二元应对与养育倦怠之间婚姻满意度和共同养育关系的链式中介效应。
2. 研究方法
2.1. 研究对象
本研究中通过问卷星发放电子问卷的方式，以新疆和田农村中学和居住在一线城市的家长为研究对象，总共回收有效问卷843份。其中父亲245人(29.1%)，母亲598人(70.9%)。孩子平均年龄为14.0 (SD = 1.42)岁。家长受教育水平高中及以下为400人(47.4%)，大专为170人(20.2%)，本科为235人(27.9%)，研究生及以上为38人(4.5%)。独生子家庭42.2% (356人)，二孩家庭17.0% (143人)，三孩家庭26.1% (220人)，四孩家庭14.7 (124人)。
2.2. 研究工具
2.2.1. 父母倦怠评估量表
中文版父母倦怠评估量表由Cheng等人(2020)修订，总共包含23题，为单维量表，采用Likert-7级计分法，从“从不”到“每天”分别赋值1~7。在本研究中内部一致性系数α = 0.96。
2.2.2. 二元应对量表
中文版二元应对量表(Dyadic Coping Inventory, DCI)由Xu等人(2019)修订，用来评估夫妻在压力状态下的支持性应对行为。该量表由37道题目组成，包括六个维度：压力沟通、共同应对、授权应对、支持应对、消极应对和应对质量评价。采用Likert 5级评分，从“极少”到“非常频繁”分别赋值1~5分，其中消极应对采用反向计分，应对质量评价的2个条目不计入总分。总分为35~175分，分数越高代表夫妻之间相互支持性行为越多。本研究中Cronbach’s α系数为α = 0.90。
2.2.3. 共同养育量表
中文版协同养育感知问卷(Parents’ Perceptions of the Co-parenting Relationship Questionnaire)由Chen 等人(2022)修订，用来测量父母共同养育关系，包含支持性共同养育分量表和破坏性共同养育分量表。计分采用李克特5计分，“1”代表“从不”，“5”代表“始终如此”。本研究使用其支持性协同养育分量，共表含有7道题，来评估父母支持性共同养育行为Cronbach’s α系数为α = 0.88。
2.2.4. 婚姻满意度
婚姻满意度采用中文版ENRICH婚姻满意度量表测量(Liu et al., 2022)，该量表由10个项目(例如，我和我的伴侣完全理解对方)组成，采用从1 (非常不同意)到5 (非常同意)的五点量表评分。本研究中Cronbach’s α系数α = 0.90。
2.3. 数据处理
采用SPSS 24.0对数据进行描述性统计分析，再采用Process 4.1宏程序进行中介效应检验。
3. 研究结果
3.1. 共同偏差分析
采用Harman单因素检验法对于问卷进行分析。结果显示，有8个特征值大于1的因子，第一个因子解释变异量为22.47%，小于40%的临界值。因此，不存在明显的共同方法偏差。
3.2. 描述统计及相关分析
如表1所示，养育倦怠与二元应对、共同养育、婚姻满意度显著负相关。二元应对与共同养育和婚姻满意度之间显著正相关。共同养育和婚姻满意度之间显著正相关。
Table 1. Mean, standard deviation and correlation analysis
表1. 平均数、标准差和相关性分析
注：*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001，双尾。
3.3. 中介效应检验
采用SPSS 24.0中的Process 4.1插件中的Model 6进行链式中介效应检验，中介检验结果如表2所示。各路径系数显示，二元应对与婚姻满意度和共同养育关系和养育倦怠的路径系数均显著，二元应对和共同养育与养育倦怠的路径系数均显著，不过婚姻满意度与养育倦怠的路径不显著；二元应对与养育倦怠的直接效应显著。具体路径系数如图1所示。
Table 2. Results of the mediation effect test for marital satisfaction and co-parenting
表2. 婚姻满意度和共同养育的中介效应检验结果
Figure 1. The mediating role of marital satisfaction and coparenting between dyadic coping and parental burnout
图1. 婚姻满意度和共同养育在二元应对与养育倦怠之间的中介作用
进一步进行中介效应检验，结果显示，二元应对于养育倦怠直接效应显著，效应值为−0.358。婚姻满意度在二元应对和养育倦怠之间的中介效应不显著，95%置信区间为[−0.017, 0.006]。共同养育在二元应对和养育倦怠之间的中介效应显著，效应值为−0.140，95%置信区间为[−0.178, −0.104]，婚姻满意度、共同养育在二元应对与养育倦怠之间的中介效应显著，效应值为−0.004，95%置信区间为[−0.008, −0.001]，由此可见二元应对可以通过婚姻满意度和共同养育对养育倦怠产生影响，总的中介效应为−0.149。具体结果见表3。
Table 3. Chain mediation test results
表3. 链式中介检验结果
4. 讨论
本研究发现，二元应对能负向预测养育倦怠的出现，婚姻满意度和积极共同养育在其中起链式中介作用。父母之间使用消极的二元应对方式会导致父母婚姻满意度降低、积极共同养育减少从而导致父母养育倦怠。根据家庭系统理论家庭中各子系统是相互影响且关联的(杨晓静等，2021)，父母个人层面是否出现养育倦怠收到婚姻子系统及共同养育子系统的影响(Mikolajczak & Roskam, 2018; Roskam et al., 2017)，良好的二元应对方式，较高的婚姻满意度和积极的共同养育关系可成为父母在养育孩子时的资源(Mikolajczak & Roskam, 2018)，防止养育倦怠的出现。
研究中发现父母二元应对方式对养育倦怠直接影响，二元应对与养育倦怠呈显著负相关，这与葡萄牙父母为样本的研究结果一致(Brown et al., 2019; Carvalho & Matias, 2023)。积极的二元应对策略如一起规划、分担任务、情感支持等，可以帮助夫妻们更好地控制养育压力(李鹤，2022)，保持需求与资源的平衡，减少了父母发生养育倦怠可能性。相比之下，夫妻间消极的二元应对策略，如撒手不管、逃避问题，反而会加剧养育压力。这种消极的应对方式可能会导致夫妻间的矛盾加剧，引发进一步的冲突和误解，导致需求资源失衡，增加养育倦怠的风险(Mikolajczak & Roskam, 2018)。
研究中还发现，二元应对于养育倦怠的作用是通过婚姻满意度和积极共同养育的链式中介来实现的。这再次证实了过去研究中变量之间的关系(Mikolajczak et al., 2017; Mikolajczak & Roskam, 2018)，同时通过链式中介更进一步解释了这些变量之间的作用机制。根据双ABC-X模型，家庭在面临养育压力等压力源时家庭内部的应对策略和家庭内部资源会影响适应性结果(Han et al., 2018)，父母间消极的二元应对造成他们无法有效的处理养育压力(李鹤，2022)，导致养育过程中的矛盾加剧，父母婚姻关系恶化并且婚姻满意度下降(Bodenmann, 2005; Bodenmann et al., 2006, 2015)。由于婚姻满意度的下降、和矛盾的增多，父母间积极共同养育关系被破坏，导致他们的冲突和竞争加剧，减少相互支持和配合的意愿(Chen, 2018; Darwiche et al., 2022; Liu et al., 2022; 杨晓静等，2021)。因此父母个体面对养育过程中的压力缺少必要的资源，出现了养育倦怠(Mikolajczak & Roskam, 2018)。
与过去研究一致，婚姻满意度与养育倦怠呈负相关，但是在链式中介模型中，婚姻满意度到养育倦怠的直接路径不显著，表明婚姻满意度对养育倦怠的影响是通过共同养育关系来实现的，但是因为我们的研究是横向研究，需要未来的研究者进一步用纵向数据去验证。本研究结果表明体验到让自己满意、稳定的婚姻关系后，父母更多的参与到养育过程，双方更倾向于产生团结、积极的共同养育关系，减少在共同养育中的冲突和贬低行为(卢富荣等，2019；祁道林等，2023；陈楚芳等，2021)，降低了养育倦怠发生的风险，符合了溢出假说(刘丹丹，2019)。除此之外，二元应对可以直接影响于积极共同养育关系，进而影响养育倦怠。过去的研究证实了二元应对可以显著预测共同养育关系(Downes et al., 2021)。角色压力理论认为，当一个人的社会角色或其中一部分责任被委托给别人时，这个人的压力会显著减少。因此，夫妻之间良好的共同养育关系可以减少个体养育压力，预防养育倦怠的发生(刘丹丹，2019)。
本研究的意义和价值在于，首先，研究养育倦怠和二元应对的关系可以响应国家鼓励生育的政策。目前国家从独生子过渡到多子女家庭模式，但是青年人中存在恐婚和不婚主义，存在对于养育过程的恐慌和恐惧心理，研究养育倦怠的发生机制，对于国家在政策上面解决上诉问题存在理论价值和现实意义。第二，本研究对针对父母养育倦怠的心理工作具有一定的启示及指导意义，有助于父母和心理咨询从业者更好的了解养育倦怠的和对其影响因素，进而调整自身或者进行心理工作，比如当父母出现养育倦怠时可以多方面考虑，不止关注父母的自身人口学特点，还要关注他跟伴侣的二元应对程度，对婚姻的满意程度和跟伴侣共同养育关系。对养育倦怠父母进行干预或者设计团体辅导时，可以考虑从提高父母的二元应对水平入手，设计可以提高父母二元应对的活动，做心理科普提升父母二元应对能力，提升来访者婚姻满意度水平和共同养育关系，从而达成降低养育倦怠的目标。不过限于横断研究设计，在解释变量间因果关系时要更为谨慎。其次，本研究使用的数据并非配对数据，未来的研究可以使用父母配对数据来更好的解释变量间性别差异。再次，研究中为了体现中国各地区家长总体养育倦怠情况，对群体并未进行分组处理，被试总量包含了来自一线城市，新疆偏远地区的汉族和各少数民族家长，后续研究可以对群体进行更细致的区分和分组，更细致的考虑地区和民族特点对养育倦怠的影响。
5. 结论
本研究主要探讨二元应对、婚姻满意度、共同养育关系与养育倦怠之间关系，结论如下：
1) 二元应对、婚姻满意度、共同养育关系与养育倦怠显著负相关。
2) 二元应对、共同养育关系、婚姻满意度之间呈正相关。
3) 二元应对为自变量、养育倦怠为因变量、婚姻满意度和共同养育关系为中介变量的链式中介模型成立。
致谢
感谢参与本研究的全部家长以及对本研究提供帮助的相关对象。
NOTES
*通讯作者。