陳明隆，劉笑晗，郭 靜

(北京大學公共衛(wèi)生學院衛(wèi)生政策與管理系，北京 100191)

新型冠狀病毒肺炎疫情給家庭帶來了嚴重的心理健康危機[1]，其中，兒童的父母壓力更大，一方面父母失業(yè)、收入減少或工作環(huán)境發(fā)生改變[2]，另一方面，由于隔離政策，父母面臨著管理兒童居家學習和引導孩子適應疫情的額外壓力[3]，這些因素都可能增加兒童父母養(yǎng)育倦怠的風險。

養(yǎng)育倦怠是父母長期置身于養(yǎng)育壓力下所形成的與父母角色相關的極度耗竭感、與子女的情感疏遠感、父母角色的無效能感組成的三維負性癥狀[4]。養(yǎng)育倦怠相關研究僅在過去兩年才增加，其風險因素和保護因素都有待挖掘[5]。社會支持是改善心理健康的一個切入點與有效途徑，能夠顯著預測心理健康[6-7]。社會支持來源廣泛，包括但不限于家庭、朋友、社區(qū)、政府等，不同來源的社會支持對個體心理健康有不同的影響[8]。然而疫情隔離背景下，兒童父母社會支持模式的來源及內(nèi)容均可能發(fā)生變化，因此，分析和研究疫情下父母的社會支持及其潛在特征對改善疫情帶來的養(yǎng)育倦怠結果具有重要的實踐意義。

1 資料與方法

1.1 資料來源

2020年4月利用問卷星專業(yè)數(shù)據(jù)平臺進行數(shù)據(jù)采集，調(diào)查對象是1～10歲兒童的父母，在湖北、河南、廣東等地區(qū)通過方便抽樣與整群抽樣的方法進行數(shù)據(jù)收集。調(diào)查問卷依照保密和自愿接受調(diào)查的原則，人工剔除邏輯混亂、答案重合率較高或規(guī)律作答的問卷492份，以確保問卷數(shù)據(jù)的回收質(zhì)量，問卷在線調(diào)查需要受訪者回答每一個問題，因此，本研究沒有數(shù)據(jù)的缺失與遺漏，最終納入研究樣本1 286人，占調(diào)查總人數(shù)的72.3%。

1.2 調(diào)查方法

1.2.1養(yǎng)育倦怠 使用Roskam等[9]研制的養(yǎng)育倦怠量表，該量表包括四個維度/子量表(父母角色的疲憊、與以前父母自我的對比、厭倦父母角色的感覺和與孩子的情感距離)，共23個條目?；诶羁颂仄呒壛勘?7-point Likert scale)計算倦怠得分，每個問題的回答選項從“從不”(1分)到“每天”(7分)不等。本研究中總量表的內(nèi)部一致性為0.87。

1.2.2獲得社會支持 應用自制量表記錄從家人、鄰居、政府等是否獲得關于正常日?；顒?照顧孩子、經(jīng)濟幫助、食物供應、嬰兒用品、衛(wèi)生保健、心理安慰)的實際幫助，并進行二分類編碼(0=未在該來源獲取該項支持，1=在該來源獲取該項支持)。本研究中量表的內(nèi)部一致性為0.91。

1.2.3感知社會支持 衡量父母對來自家庭、朋友和社會組織支持的感知。量表共有九個問題，詢問父母在新型冠狀病毒肺炎疫情期間獲得支持和幫助的來源和程度，包括伴侶、家人、親屬、朋友、鄰居、網(wǎng)友、志愿者、社會組織和政府。感知支持的程度以5分制衡量，從1分(無)到5分(很多)。本研究中量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.90。

1.2.4抗逆力 采用中文版抗逆力量表(resilience scale, RS-14)，基于李克特五級評分計分，每個問題得分范圍從1(強烈不同意)至5(強烈同意)，總分范圍為14至70。分數(shù)越高表明抗逆力越強。研究表明，中文版RS-14的臨界切點為 64分[10]，即64分以下為低抗逆力人群，64分及以上為高抗逆力人群。本研究中量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.85。

1.3 統(tǒng)計學分析

利用SPSS 24.0軟件對數(shù)據(jù)進行描述性分析、單因素分析與回歸分析等，利用R 4.0.2軟件進行連續(xù)變量的潛在剖面分析。潛在剖面分析(latent profile analysis，LPA)是通過潛變量來解釋外顯指標間的關聯(lián)，進而維持其局部獨立性的統(tǒng)計方法，其原理是根據(jù)個體在觀測指標上的不同聯(lián)合概率進行參數(shù)估計。潛在剖面分析被視為基于模型的聚類分析，并且不依賴于樣本[11]。從類別數(shù)1的初始模型開始，逐步增加模型類別數(shù)目，并使用Akaike信息標準(Akaike information criterion，AIC)、貝葉斯信息標準(Bayesian information criterion，BIC)、調(diào)整后的貝葉斯信息標準(adjusted Bayesian information criterion，aBIC)、熵entrophy和基于bootstrap的似然比值(p-value of the bootstrap likelihood ratio test, BLRT-p)共同判定最優(yōu)模型。此外，模型選擇也要綜合考慮實際意義與類別所包含的樣本數(shù)?；谝陨显瓌t，我們將父母獲得社會支持分為孤立型、正常型、多助型；同理將父母感知社會支持的豐富程度分為貧乏型、中等型、富足型，以及分歧型。之后，將得到的社會支持類別分別作為自變量，將父母養(yǎng)育倦怠作為因變量，進行三組多元回歸分析后得到模型1至3。探索獲得社會支持、感知社會支持與養(yǎng)育倦怠之間的關系，并探討了抗逆力在社會支持組別與養(yǎng)育倦怠間的調(diào)節(jié)作用。

2 結果

2.1 調(diào)查對象基本人口學特征

本研究有效樣本1 286人，調(diào)查對象的平均養(yǎng)育倦怠得分為(48.03±21.60)分。女性954人(74.2%)，男性332人(25.8%)。年齡分布為：小于36歲596人(46.3%),36至40歲483人(37.6%)，大于40歲207人(16.1%)。地區(qū)分布為：湖北省288人(22.4%)，河南省188人(14.6%)，廣東省540人(42.0%)，其他省份270人(21.0%)。文化程度中高中及以下371人(28.8%)，絕大多數(shù)已婚(94.6%)，詳見表1。

2.2 獲得社會支持與感知社會支持潛在剖面分析結果

獲得社會支持潛在剖面分析的結果如圖1所示，經(jīng)過潛在剖面分析，將父母獲得社會支持分為3個潛在分類，概率分別為0.079、0.141、0.780(AIC：20 697，BIC：20 831，aBIC：20 749，Entropy：9.90，BLRT-p：0.01)，其中類別1在疫情中獲取大量日常生活活動的社會支持，命名為多助型；類別2在疫情中獲得的支持不足，命名為孤立型；類別3在獲取社會支持方面介于多助型與孤立型之間，命名為正常型。同樣地，如圖2所示，父母感知社會支持可分為4個類別，概率分別為0.137、0.297、0.253、0.313(AIC：37 386，BIC：37 634，aBIC：37 482，Entropy：0.98，BLRT-p：0.01)，其中類別1、2、3分別是按照父母在各類來源感知到的社會支持的豐富程度命名為貧乏型、中等型、富足型，而類別4的父母在疫情中表現(xiàn)為感知到豐富的傳統(tǒng)近端熟人支持，但極少感知到來自網(wǎng)友、社會組織的支持，因此，命名為分歧型。

圖1 獲得社會支持的3個潛在分類分布圖

圖2 感知社會支持的4個潛在分類分布圖

2.3 養(yǎng)育倦怠與獲得社會支持、感知社會支持回歸分析

在模型1中，僅納入各類社會人口學變量，未納入獲得社會支持、感知社會支持分類。模型2、3在模型1的基礎上，分別納入獲得社會支持分類(孤立型、正常型、多助型)與感知社會支持分類(貧乏型、中等型、富足型、分歧型),結果顯示，社會人口學變量中抗逆力(β=0.252，P=0.000)與父母養(yǎng)育倦怠感顯著相關。養(yǎng)育倦怠在不同獲得社會支持分組之間差異無統(tǒng)計學意義。感知社會支持分組中，貧乏型與分歧型的社會支持在養(yǎng)育倦怠組間差異存在統(tǒng)計學意義(β=-0.120，P=0.003)。相較于貧乏型，分歧型父母的養(yǎng)育倦怠程度更低，詳情見表2模型1～3。

2.4 感知社會支持和抗逆力的交互作用分析

在多元回歸分析的基礎上，進一步探索抗逆力對分歧型感知社會支持與養(yǎng)育倦怠情緒的影響。交互作用結果顯示，分歧型感知社會支持與抗逆力的交互項與父母養(yǎng)育倦怠情緒有顯著的相關性(β=0.072，P=0.008)，詳情見表2模型4。采用簡單斜率進一步分析這一調(diào)節(jié)作用，結果表明在低抗逆力父母群體中，分歧型感知社會支持與非分歧型感知社會支持的父母養(yǎng)育倦怠差異無統(tǒng)計學意義；在高抗逆力父母群體中，分歧型感知社會支持與非分歧型感知社會支持的養(yǎng)育倦怠差異有統(tǒng)計學意義，相較于低抗逆力父母，高抗逆力父母感知分歧型社會支持會有更低的養(yǎng)育倦怠，如圖3。

圖3 抗逆力在分歧社會支持與父母倦怠關系中的調(diào)節(jié)作用

表2 獲得社會支持、感知社會支持與養(yǎng)育倦怠的關聯(lián)及抗逆力的調(diào)節(jié)作用分層回歸分析

3 討論

本研究以疫情中1～10歲兒童父母為研究對象，探討了疫情中父母獲得社會支持、感知社會支持與養(yǎng)育倦怠情緒之間的關系。通過對父母在日常生活中獲得社會支持的程度進行潛在剖面分類，將父母獲得社會支持分為孤立型、正常型、多助型，其中正常型父母人數(shù)最多，孤立型與多助型父母人數(shù)相對較少。同理，根據(jù)父母對各種社會支持來源的感知情況，將父母的感知社會支持分為四類：貧乏型、中等型、富足型、分歧型。疫情中，貧乏型父母對各種來源的社會支持的感知均較低，富足型父母則認為自己在家人朋友以及網(wǎng)友、政府處均得到了充足的支持。另外，分歧型父母表現(xiàn)的更加傳統(tǒng)，一方面，他們認為自己在家人、朋友等熟人聯(lián)系網(wǎng)中得到了充足的支持，另一方面，他們并沒有在網(wǎng)友、政府這類“陌生人”中感覺得到支持，這與中國傳統(tǒng)的熟人支持網(wǎng)絡相吻合[12]。

對父母養(yǎng)育倦怠產(chǎn)生影響的主要是婚姻狀況、疫情暴露情況與抗逆力。離異、存在疫情暴露、個人抗逆力水平較低都會成為父母倦怠的風險因素。一般而言，離異家庭的父母因為無人幫忙分擔家務和養(yǎng)育責任，因而具有較高的情感耗竭，進而形成養(yǎng)育倦怠[13]，而疫情的暴露接觸增加了父母的特殊壓力，父母會擔心自身與孩子的感染風險，由此帶來較高的生活和心理上的不安全感，加劇了情感耗竭[14]。抗逆力被認為是對不利環(huán)境積極適應的結果[15]，因此，低抗逆力的父母往往也更容易受到壓力影響產(chǎn)生養(yǎng)育倦怠情緒。在控制上述背景變量的基礎上，本研究發(fā)現(xiàn)，不同獲得社會支持分組之間，兒童父母的養(yǎng)育倦怠情緒差異無統(tǒng)計學意義，父母在日常生活事件中得到不同支持程度并不會對他們的倦怠情緒產(chǎn)生影響，這與先前的研究結果不盡一致[16-17]。我們推測，獲得的社會支持是指他人實際提供的支持，這些物質(zhì)與情感的支持，是否能迎合個體對欣賞、情感、安全感和歸屬感的需求還存在個體差異[18]，而在主觀感知社會支持分組中，父母倦怠情緒差異有統(tǒng)計學意義，具體表現(xiàn)為，相較于貧乏型，分歧型父母的倦怠程度更低，這與先前的研究倦怠與社會支持的結果一致[19]。養(yǎng)育倦怠作為一種持久壓力的精神反應，更容易受到個人主觀感知社會支持影響，而客觀的獲得社會支持對養(yǎng)育倦怠的影響并不明顯，因此，比起單獨提供相關支持服務，更重要的是要顧及父母的主觀感受，通過提高父母對支持的感知，尤其是來自家人、朋友的支持感來減緩養(yǎng)育倦怠情緒的影響。相關研究顯示，感知更高水平社會支持的母親，尤其是來自配偶和親屬的支持，報告的抑郁癥狀和婚姻問題較少[20]，這與我們的研究結果相一致，這一研究結果也為解決父母養(yǎng)育倦怠有一定的指導意義。

為了更加全面地探討感知社會支持與倦怠之間的聯(lián)系，我們進一步探索了抗逆力對分歧感知社會支持與養(yǎng)育倦怠的調(diào)節(jié)作用，結果顯示，在低抗逆力父母群體中，分歧型感知社會支持的父母倦怠差異無統(tǒng)計學意義；在高抗逆力父母群體中，分歧型感知社會支持的父母倦怠差異有統(tǒng)計學意義，提示高抗逆力父母會對近端熟人支持更敏感。先前研究表明，培養(yǎng)積極情緒，提高抗壓韌性，能作為一種有效的心理應對資源，這類高抗逆力父母，在感受到熟人支持時能更好地抵御養(yǎng)育倦怠情緒[21]，這提示我們，在針對兒童父母養(yǎng)育倦怠的干預時不僅要關注父母感知社會支持程度，同時也要充分注重培養(yǎng)父母積極情緒與抗逆力。

本研究存在以下局限性，首先，用于測量感知、獲得社會支持與養(yǎng)育倦怠的問卷采用自我報告的方式；其次，除了納入模型的變量外，還有很多其他因素可能會影響父母的養(yǎng)育倦怠(如家庭結構、生活狀態(tài))；最后，抽樣方法不是基于樣本的隨機選擇，這可能會限制研究結果的外推，未來需要進一步開展更具因果推斷性的研究。