關(guān)文軍 胡夢(mèng)娟 王春暉

前言

親職壓力（Parenting stress）是指父母在其親子系統(tǒng)內(nèi)所感受到的撫養(yǎng)壓力。這種壓力往往源自個(gè)體在履行為人父母角色時(shí)由于個(gè)人因素、子女因素、經(jīng)濟(jì)因素或支持系統(tǒng)出現(xiàn)問題而引發(fā)的各種阻滯[1]。研究顯示，兒童殘疾的類型、嚴(yán)重程度和復(fù)雜性與父母的親職壓力水平及精神癥狀高度相關(guān)[2]。兒童的殘疾程度越重、類型越復(fù)雜，父母感知的親職壓力水平越高。相關(guān)研究進(jìn)一步指出，長期處于高親職壓力水平的殘疾兒童父母體驗(yàn)的焦慮、自責(zé)、挫折等消極情緒更多，也更容易導(dǎo)致他們的養(yǎng)育效能感降低[3-4]，并誘發(fā)夫妻沖突和不良親子互動(dòng)，影響其家庭功能和生活質(zhì)量[5-6]。

婚姻質(zhì)量（Marital quality）是已婚者對(duì)其婚姻狀態(tài)的認(rèn)知和體驗(yàn)，良好的婚姻關(guān)系是家庭功能正常運(yùn)行的基礎(chǔ)，一定程度上可以反映家庭的生活質(zhì)量和家庭功能的完善程度[7]。諸多研究指出，殘疾兒童父母感知的親職壓力水平與婚姻質(zhì)量顯著負(fù)相關(guān)，較高水平的親職壓力會(huì)導(dǎo)致殘疾兒童父母的婚姻質(zhì)量嚴(yán)重下降。具體表現(xiàn)為高親職壓力體驗(yàn)下的殘疾兒童父母離異率上升[8]、夫妻信任降低[9]、共處時(shí)間減少[10]、消極情感和沖突增加[11]等諸多方面，對(duì)夫妻雙方家庭中的和諧共處、共同應(yīng)對(duì)外部壓力及承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的能力也有較大沖擊。

近年來，討論通過何種途徑改善殘疾兒童父母的婚姻質(zhì)量或修復(fù)殘疾兒童父母的夫妻關(guān)系以提升殘疾兒童家庭的生活質(zhì)量，成為殘疾兒童家庭治療中的熱門話題[12]。在眾多方法中，社會(huì)支持受到了較多學(xué)者和實(shí)踐者的關(guān)注。這是因?yàn)閷で笊鐣?huì)支持是多數(shù)殘疾兒童家長在應(yīng)對(duì)撫養(yǎng)壓力時(shí)經(jīng)常使用的策略。那些受到來自朋友、家人和社會(huì)較多心理或物質(zhì)支持的人，比受到較少支持的人身心更為健康。相關(guān)研究也證實(shí)，殘疾兒童家長獲得的社會(huì)支持程度與其親職壓力水平顯著負(fù)相關(guān)，與婚姻質(zhì)量顯著正相關(guān)。具體表現(xiàn)為獲得更多社會(huì)支持的殘疾兒童父母，其所體驗(yàn)的親職壓力有明顯緩解[13]，且夫妻間婚姻關(guān)系的穩(wěn)固程度和應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的能力有較大提升[14]。

以往研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)支持對(duì)壓力起著重要的調(diào)節(jié)效應(yīng)或中介效應(yīng)：一方面對(duì)壓力起緩沖作用，為處于壓力狀態(tài)下的個(gè)體提供保護(hù)，另一方面對(duì)維持個(gè)體良好的情緒體驗(yàn)和執(zhí)行功能也具有重要意義。這提示我們，社會(huì)支持可能在殘疾兒童父母親職壓力和婚姻質(zhì)量二者間的關(guān)系中扮演非常重要的角色，是殘疾兒童父母在應(yīng)對(duì)高水平親職壓力時(shí)婚姻質(zhì)量的有效保護(hù)因素。但就目前研究來看，社會(huì)支持之于殘疾兒童父母婚姻質(zhì)量的保護(hù)性作用的具體方式和路徑還不明了，即社會(huì)支持在殘疾兒童父母親職壓力和婚姻質(zhì)量間起調(diào)節(jié)作用還是中介作用，鮮有學(xué)者對(duì)此開展分析討論。類似的研究中，對(duì)于社會(huì)支持保護(hù)性作用機(jī)制的探討也多有分歧，例如關(guān)文軍等（2015）探討了殘疾兒童家長社會(huì)支持與親職壓力和生活質(zhì)量的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)社會(huì)支持在親職壓力和生活質(zhì)量間起部分中介作用[15]；李靜（2015）的研究則顯示，社會(huì)支持在親職壓力源與親職壓力之間發(fā)揮調(diào)節(jié)作用[16]。Lu等（2018）針對(duì)孤獨(dú)癥兒童父母的研究也表明，社會(huì)支持既可以調(diào)節(jié)父母的壓力，也可以緩和父母的壓力對(duì)生活滿意度的影響[17]。本研究選取智力殘疾家長為調(diào)查對(duì)象，旨在調(diào)查和分析智力殘疾兒童家長親職壓力和婚姻質(zhì)量特點(diǎn)及其關(guān)系的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步探討社會(huì)支持這一保護(hù)性因素在親職壓力和婚姻質(zhì)量間的具體作用機(jī)制，以期為殘疾兒童家長的婚姻關(guān)系咨詢和家庭功能恢復(fù)提供指導(dǎo)和建議。

1.研究方法

1.1 研究對(duì)象

采用方便抽樣法，在我國多個(gè)省市的特殊教育學(xué)校中對(duì)智力殘疾兒童父母進(jìn)行問卷調(diào)查。共發(fā)放350份問卷，剔除無效問卷后，共獲得有效問卷282份，有效率為80.6%。其中智力殘疾兒童父親162人，母親188人，分別占46.29%和53.71%；智力殘疾兒童父親平均年齡為38. 22±5.19歲，母親平均年齡為37.11±4. 01歲。

1.2 研究工具

1.2.1 親職壓力指標(biāo)簡表

本研究使用臺(tái)灣學(xué)者任文香（1995）翻譯并修訂的親職壓力指標(biāo)簡表（Parenting Stress Index-Short Form，簡稱PSI-SF）測量殘疾兒童父母的親職壓力水平[18]。PSI-SF包括親職愁苦、親子互動(dòng)失調(diào)及困難兒童3個(gè)子量表，共36個(gè)條目。問卷采用Likert 5級(jí)計(jì)分法，1表示“非常不同意”，5表示“非常同意”，分?jǐn)?shù)越高代表感受親職壓力的程度越嚴(yán)重。問卷具有良好的信度和結(jié)構(gòu)效度。本研究中，該問卷的Cronbachα系數(shù)為0.93，各條目在該維度上的載荷均大于0.40，親職愁苦、親子互動(dòng)失調(diào)及困難兒童的Cronbachα系數(shù)分別為0.90，0.82，0.86；采用結(jié)構(gòu)方程進(jìn)行模型驗(yàn)證，主要的擬合指標(biāo)分別為：χ2=df=4.93，CFI=0.92，TLI=0.89，NNFI=0.93，GFI=0.89，RMSEA=0.08。

1.2.2 Olson 婚姻質(zhì)量問卷

使用Olson 婚姻質(zhì)量問卷[19]（ENRICH）中的婚姻滿意度分量表測量殘疾兒童父母的婚姻質(zhì)量。問卷共 10 個(gè)項(xiàng)目，適用于已婚夫妻。采用 5 點(diǎn)計(jì)分，1 表示“非常不同意”，5 表示“非常同意”，得分越高代表父母的婚姻滿意度越高。本研究中問卷的α系數(shù)為0.86。

1.2.3 社會(huì)支持評(píng)定量表

采用肖水源編制的社會(huì)支持評(píng)定量表[20]，該量表共10個(gè)條目，包括3個(gè)維度（客觀支持、主觀支持和對(duì)社會(huì)支持的利用度）。10個(gè)條目計(jì)分之和即為社會(huì)支持總分，總分越高表示得到的社會(huì)支持越多。本研究中，該量表的α系數(shù)為0.74。驗(yàn)證性因素分析指標(biāo)分別為：χ2=df=3.97，CFI=0.90，TLI=0.88，NNFI=0.94，GFI=0.91，RMSEA=0.07,表明該量表在本研究中具有良好的測量學(xué)指標(biāo)。

1.3 共同方法偏差的控制

由于本研究在調(diào)查時(shí)對(duì)同一被試使用了三個(gè)問卷來進(jìn)行調(diào)查，因此可能出現(xiàn)由同一被試報(bào)告導(dǎo)致的共同方法偏差問題，故需對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行共同方法偏差的檢驗(yàn)[21]。采用Herman單因素檢驗(yàn)法將親職壓力、社會(huì)支持和婚姻質(zhì)量問卷的所有項(xiàng)目一同納入進(jìn)行了探索性因素分析，在未旋轉(zhuǎn)情況下共提取出了21個(gè)主成分，第一個(gè)主成分解釋了總方差變異的25.23%，小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)，可以認(rèn)為本研究不存在明顯的共同方法偏差。

1.4 數(shù)據(jù)的收集和處理

由經(jīng)過培訓(xùn)的特殊教育學(xué)校教師擔(dān)任主試，使用統(tǒng)一指導(dǎo)語，以班級(jí)為單位，借召開家長會(huì)之機(jī)以團(tuán)體施測方式收集問卷；采用 SPSS19.0 和Amos22.0 軟件包對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行管理和分析。

2.研究結(jié)果

2.1 智力殘疾兒童父母親職壓力、婚姻質(zhì)量和社會(huì)支持的描述性統(tǒng)計(jì)及差異比較

首先對(duì)智力殘疾兒童父母的親職壓力、婚姻質(zhì)量和社會(huì)支持情況做描述性統(tǒng)計(jì)分析，結(jié)果顯示，殘疾兒童父母的親職壓力總分普遍較高。進(jìn)一步對(duì)智力殘疾兒童父母在親職壓力、婚姻質(zhì)量、社會(huì)支持量表上的得分進(jìn)行F和t檢驗(yàn)，比較他們?cè)趽狃B(yǎng)智力殘疾兒童過程中感知到的親職壓力、婚姻質(zhì)量和獲取的社會(huì)支持差異，結(jié)果見表1。

表1 智力殘疾兒童家長對(duì)親職壓力、婚姻質(zhì)量和社會(huì)支持感知的差異（M±SD）

續(xù)表

表1顯示：（1）智力殘疾兒童父母感知的親職壓力、婚姻質(zhì)量和社會(huì)支持總分無顯著差異（p>0.05）；（2）智力殘疾女童父母在困難兒童維度上感知的壓力水平顯著高于男童父母（p<0.05）；（3）家庭月收入對(duì)智力殘疾兒童父母親職壓力的影響明顯，具體表現(xiàn)為隨著家庭月收入增高，智力殘疾兒童父母感知的壓力水平逐漸下降，且高收入者與低收入者有顯著差異（p< 0.001）；（4）撫養(yǎng)獨(dú)生子女的智力殘疾兒童父母和撫養(yǎng)非獨(dú)生子女的智力殘疾兒童父母感知的親職壓力總分、婚姻質(zhì)量總分和社會(huì)支持總分無顯著性差異，但在親職互動(dòng)失調(diào)這一維度，撫養(yǎng)獨(dú)生子女的智力殘疾兒童父母感知的壓力水平要顯著低于撫養(yǎng)非獨(dú)生子女的智力殘疾兒童父母（p<0.01）；（5）城鎮(zhèn)和農(nóng)村智力殘疾兒童父母感知的親職壓力、婚姻質(zhì)量和社會(huì)支持總分無顯著差異（p>0.05）。

2.2 親職壓力和社會(huì)支持對(duì)智力殘疾兒童父母婚姻質(zhì)量的預(yù)測作用

采用皮爾遜相關(guān)分析法考察智力殘疾兒童父母的親職壓力、社會(huì)支持與婚姻質(zhì)量的相關(guān)，結(jié)果（表2）顯示：（1）親職壓力和婚姻質(zhì)量之間顯著負(fù)相關(guān)（r= - 0.33，p<0.01），說明智力殘疾兒童父母感知的親職壓力越大，他們感知的婚姻質(zhì)量越差；（2）親職壓力和社會(huì)支持間呈顯著負(fù)相關(guān)（r= -0.23，p<0.01），說明智力殘疾兒童父母感知的社會(huì)支持越小，他們感知的親職壓力就越大；（3）社會(huì)支持和婚姻質(zhì)量之間呈顯著正相關(guān)（r=0.30，p<0.01），說明智力殘疾兒童父母感知的社會(huì)支持越高，婚姻質(zhì)量就越高。進(jìn)一步采用回歸分析方法來考察親職壓力對(duì)婚姻質(zhì)量的預(yù)測作用，結(jié)果見表2。

表2 智力殘疾兒童父母親職壓力、社會(huì)支持和婚姻質(zhì)量的相關(guān)

表2結(jié)果顯示，殘疾兒童父親感知的親職壓力對(duì)其自身的婚姻質(zhì)量有顯著的負(fù)向預(yù)測作用（β=-0.39，p<0.001），殘疾兒童母親感知的親職壓力對(duì)自身感知的婚姻質(zhì)量也有顯著的負(fù)向預(yù)測作用（β=-0.47，p<0.001）。另外，在控制了殘疾兒童性別、家庭月收入等變量之后，進(jìn)一步考察殘疾兒童父親感知的親職壓力對(duì)殘疾兒童母親親職壓力的預(yù)測作用，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，母親感知的親職壓力不僅可以顯著預(yù)測自身婚姻質(zhì)量（β=-0.31，p<0.001），還能顯著預(yù)測殘疾兒童父親婚姻質(zhì)量（β=-0.23，p<0.001），而父親感知的親職壓力僅能預(yù)測自身婚姻質(zhì)量。

2.3 社會(huì)支持在親職壓力和婚姻質(zhì)量間的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

參考溫忠麟等人（2005）關(guān)于調(diào)節(jié)效應(yīng)的分析方法[22]，采用分層回歸的方法考察社會(huì)支持在智力殘疾兒童父母感知的親職壓力對(duì)他們婚姻質(zhì)量影響中的作用。首先，將智力殘疾兒童父母在親職壓力、社會(huì)支持和婚姻質(zhì)量量表上的得分去中心化（即變量觀測值減去其均值），然后將社會(huì)支持作為調(diào)節(jié)變量，通過回歸方程檢驗(yàn)社會(huì)支持在智力殘疾兒童父母感知的親職壓力與婚姻質(zhì)量中的調(diào)節(jié)作用，結(jié)果顯示（表3），社會(huì)支持的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。

2.4 社會(huì)支持在親職壓力和婚姻質(zhì)量間的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

根據(jù)中介效應(yīng)檢驗(yàn)的程序，先檢驗(yàn)親職壓力對(duì)婚姻質(zhì)量的直接效應(yīng)，然后檢驗(yàn)加入中介變量后模型的擬合情況及各路徑系數(shù)的顯著程度（表4）。直接效應(yīng)分析結(jié)果顯示：親職壓力直接作用于婚姻質(zhì)量的路徑系數(shù)顯著（r=-0.34，SE=0.08，p<0.001），模型總解釋率R2= 0.21；加入社會(huì)支持作為中介變量后（圖1），親職壓力與社會(huì)支持（r=- 0.32，SE=0.09，p<0.001）之間的路徑系數(shù)顯著，且親職壓力與婚姻質(zhì)量之間的路徑系數(shù)變小但仍然顯著（r= - 0. 24，SE=0.08，p<0. 001），模型總解釋率R2=0.27，相較于直接效應(yīng)有明顯提升。這說明社會(huì)支持在親職壓力與婚姻質(zhì)量之間起部分中介作用，中介效應(yīng)值 ab = 0.09，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比值為（0.32×0.32）/0.34=0.2749，即中介效應(yīng)占總效應(yīng)的30.11%。

表3 社會(huì)支持的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)表

表4 結(jié)構(gòu)方程模型主要擬合指數(shù)值

圖1 以社會(huì)支持為中介變量的中介模型圖

3.討論與分析

3.1 智力殘疾兒童父母感知的親職壓力特點(diǎn)

本研究發(fā)現(xiàn)，智力殘疾兒童父母對(duì)親職壓力的感知和體驗(yàn)普遍較高，父親和母親之間沒有顯著差異，說明父母感知的親職壓力具有高度的一致性。從具體數(shù)據(jù)來看，母親感知的親職壓力水平略高于父親，這可能與母親在家庭中所扮演的角色有關(guān)。在中國文化中，傳統(tǒng)的性別角色與分工導(dǎo)致了承擔(dān)兒童撫養(yǎng)和教育責(zé)任的差異?！澳兄魍馀鲀?nèi)”的模式讓男性通常以經(jīng)濟(jì)責(zé)任為主導(dǎo)，是家庭經(jīng)濟(jì)收入的主要承擔(dān)者，而女性則被看作家庭天然的照顧者，承擔(dān)了兒童撫養(yǎng)和照顧的主要責(zé)任。尤其在撫養(yǎng)和教育殘疾兒童的過程中，母親所承擔(dān)的任務(wù)和責(zé)任通常遠(yuǎn)大于父親，這可能會(huì)加劇母親對(duì)撫養(yǎng)殘疾兒童親職壓力的感知和體驗(yàn)。

本研究還發(fā)現(xiàn)，智力殘疾兒童父親在親子互動(dòng)失調(diào)這一維度感知的壓力水平要顯著高于母親，這可能與父親長期專注于解決撫養(yǎng)殘疾兒童帶來的經(jīng)濟(jì)壓力，而在親子關(guān)系方面投入較少，缺乏和殘疾兒童的互動(dòng)有關(guān)系。此外，研究還發(fā)現(xiàn)，家庭收入的高低對(duì)智力殘疾兒童父母親職壓力的感知有重要影響，表現(xiàn)在月收入高于9000的智力殘疾兒童家庭其父母親職壓力的感知顯著低于9000元以下的組別，這可能與撫養(yǎng)殘疾兒童所需要的經(jīng)濟(jì)支持有關(guān)。相關(guān)研究也顯示，收入影響殘疾兒童父母的親職壓力感知和體驗(yàn)[23]，同時(shí)也是殘疾兒童父母的社會(huì)支持和親職壓力間顯著的調(diào)節(jié)變量[24]。一般而言，殘疾兒童家庭除了需要承擔(dān)殘疾兒童日常生活和教育的經(jīng)濟(jì)壓力之外，還需要為殘疾兒童提供康復(fù)訓(xùn)練方面的額外支出。因此，較之于收入較低的家庭，收入較高的家庭面臨的經(jīng)濟(jì)壓力會(huì)更小，父母所感知的親職壓力也就相對(duì)較小。

另外，本研究還發(fā)現(xiàn)，在困難兒童維度上，智力殘疾女童的父母感知的壓力水平顯著高于男童家長。這可能與兒童行為問題的性別解釋偏見有關(guān)。在大多數(shù)社會(huì)文化中，男孩往往被期許具有冒險(xiǎn)、獨(dú)立、自主精神，女孩往往被期許具有良好的教養(yǎng)、有禮貌，情緒情感豐富等[25]，因此，同樣是問題行為，男孩可能會(huì)被視為正常，而女孩則受到更多不良的回應(yīng)與對(duì)待。最后，本研究還討論了撫養(yǎng)獨(dú)生子女的智力殘疾兒童父母和撫養(yǎng)非獨(dú)生子女的智力殘疾兒童父母感知的親職壓力和婚姻質(zhì)量的差異，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，只有在親子互動(dòng)失調(diào)這一維度，撫養(yǎng)獨(dú)生子女的智力殘疾兒童父母感知到的壓力水平顯著低于撫養(yǎng)非獨(dú)生子女的智力殘疾兒童父母，這可能與父母在撫養(yǎng)一個(gè)孩子和兩個(gè)孩子上的時(shí)間與精力分配有關(guān)。

3.2 親職壓力和社會(huì)支持對(duì)婚姻質(zhì)量的影響

本研究發(fā)現(xiàn)，親職壓力和婚姻質(zhì)量之間顯著負(fù)相關(guān)，說明智力殘疾兒童父母感知的親職壓力越大，他們感知的婚姻質(zhì)量越差；社會(huì)支持和婚姻質(zhì)量之間呈顯著正相關(guān)，與親職壓力呈顯著負(fù)相關(guān)，說明智力殘疾兒童父母感知的社會(huì)支持越高，親職壓力則越小，婚姻質(zhì)量就越好。此結(jié)果提示我們，有效的社會(huì)支持不僅可以降低殘疾兒童家長的親職壓力水平，還可以提升殘疾兒童家長的婚姻質(zhì)量。

采用回歸分析方法進(jìn)一步考察親職壓力對(duì)婚姻質(zhì)量的預(yù)測作用，結(jié)果發(fā)現(xiàn)殘疾兒童父母感知的親職壓力對(duì)其自身的婚姻質(zhì)量有顯著的負(fù)向預(yù)測作用；另外，在控制了殘疾兒童的性別、家庭月收入等變量之后發(fā)現(xiàn)，母親感知的親職壓力不僅可以顯著預(yù)測自身的婚姻質(zhì)量，還能顯著預(yù)測殘疾兒童父親的婚姻質(zhì)量，而父親感知的親職壓力僅能預(yù)測自身的婚姻質(zhì)量。這說明，殘疾兒童父親的婚姻質(zhì)量不僅受到自己感知的親職壓力的影響，同時(shí)也受到殘疾兒童母親感知的親職壓力的影響；而殘疾兒童母親的婚姻質(zhì)量只會(huì)受到自身感受到的親職壓力的影響。這可能與傳統(tǒng)文化中男性更加被期待獨(dú)自承擔(dān)壓力，而女性則更傾向于通過言語或非言語行為向丈夫進(jìn)行表達(dá)以獲取男性支持，從而達(dá)到減輕自身壓力的目的有關(guān)[26]。在此背景之下，男性不僅需要面對(duì)源自自身感知的親職壓力對(duì)婚姻質(zhì)量的影響，還需要對(duì)來自女性的壓力進(jìn)行反應(yīng)和解釋。換言之，男性大多數(shù)時(shí)候會(huì)選擇獨(dú)自承受壓力，而女性則往往會(huì)將自身的婚姻壓力傳遞給丈夫，進(jìn)而影響丈夫感知的婚姻質(zhì)量。

3.3 社會(huì)支持的保護(hù)性作用機(jī)制

獲取社會(huì)支持可以修復(fù)夫妻關(guān)系，提高婚姻質(zhì)量，這在大多數(shù)研究中均已經(jīng)證實(shí)。但作為一種保護(hù)性因素，在夫妻雙方面臨壓力事件時(shí)，社會(huì)支持如何起作用從而改善殘疾兒童父母的婚姻質(zhì)量，相關(guān)研究并未給出答案。社會(huì)支持理論認(rèn)為，社會(huì)支持的作用機(jī)制主要存在兩種模式，即主效應(yīng)模式（The main-effect model）和緩沖器模式（The buffeting model）[27]。主效應(yīng)模式認(rèn)為，增加社會(huì)支持水平，就能有效提升個(gè)體健康水平；緩沖器模式則指出，當(dāng)個(gè)體面臨壓力事件時(shí)，社會(huì)支持不是直接提升個(gè)體健康水平，而只是起到提升個(gè)體應(yīng)對(duì)壓力的能力，進(jìn)而緩沖壓力事件對(duì)個(gè)體健康水平的影響。但這種緩沖作用到底是通過調(diào)節(jié)還是中介方式起作用，針對(duì)不同主題的相關(guān)研究結(jié)果并不一致。本研究結(jié)果顯示，社會(huì)支持在殘疾兒童父母的親職壓力和婚姻質(zhì)量間的調(diào)節(jié)作用不顯著，而部分中介作用顯著。這說明，在殘疾兒童父母的親職壓力和婚姻質(zhì)量之間，通過增加社會(huì)支持并不能直接降低壓力水平，提升婚姻質(zhì)量。社會(huì)支持在二者之間起作用的方式以提升父母的壓力應(yīng)對(duì)能力，進(jìn)而緩沖親職壓力對(duì)婚姻質(zhì)量的影響為主。其原因可能在于：一方面在面對(duì)撫育壓力和困難時(shí)，尋求社會(huì)支持是殘疾兒童家庭常用的策略，來自親人和朋友的支援不僅可以有效減輕撫養(yǎng)殘疾兒童帶來的生活壓力和心理壓力，還可以為他們的婚姻關(guān)系提供保護(hù)和支持；另一方面，社會(huì)支持本身對(duì)個(gè)體身心發(fā)展還具有普遍的增益作用[28]，不僅可以促進(jìn)殘疾兒童父母提高撫養(yǎng)兒童的能力，還能有效提升殘疾兒童父母對(duì)抗和抵御壓力的能力，進(jìn)而保護(hù)婚姻關(guān)系和婚姻質(zhì)量免遭破壞。

該結(jié)果提示我們，雖然親職壓力很多時(shí)候會(huì)引發(fā)殘疾兒童父母消極的情緒或以某種形式應(yīng)對(duì)，但并非所有的壓力都會(huì)導(dǎo)致婚姻質(zhì)量的降低。社會(huì)支持在親職壓力感知與婚姻質(zhì)量之間存在顯著的部分中介作用，積極獲取社會(huì)支持就能有效防止親職壓力進(jìn)一步影響夫妻關(guān)系和婚姻質(zhì)量。這一結(jié)果對(duì)婚姻治療也具有積極的啟示——為殘疾兒童家庭提供社會(huì)支持可以作為改善殘疾兒童父母婚姻關(guān)系和婚姻質(zhì)量、恢復(fù)家庭功能的重要干預(yù)變量。

4.研究主要結(jié)論

第一，智力殘疾兒童父母感知的親職壓力、婚姻質(zhì)量和社會(huì)支持總分無顯著差異，但在困難兒童維度上女童父母感知的壓力水平顯著高于男童父母；高收入與低收入家庭對(duì)親職壓力的感知有顯著差異，婚姻質(zhì)量感知無顯著差異。

第二，撫養(yǎng)獨(dú)生子女的智力殘疾兒童父母和撫養(yǎng)非獨(dú)生子女的智力殘疾兒童父母感知的親職壓力和婚姻質(zhì)量的整體水平無顯著性差異，但在親職互動(dòng)失調(diào)維度，撫養(yǎng)獨(dú)生子女的智力殘疾兒童父母感知的壓力水平顯著低于撫養(yǎng)非獨(dú)生子女的智力殘疾兒童父母。

第三，智力殘疾兒童母親感知的親職壓力不僅可以顯著預(yù)測自身的婚姻質(zhì)量，還能顯著預(yù)測父親的婚姻質(zhì)量，而父親感知的親職壓力僅能預(yù)測自身婚姻質(zhì)量。

第四，社會(huì)支持在親職壓力和婚姻質(zhì)量間起部分中介作用，社會(huì)支持的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。