孟慧琳，郭菲，陳祉妍

抑郁是一種常見(jiàn)的心理問(wèn)題，主要表現(xiàn)為興趣喪失、情緒低落、注意力受損、失眠等［1］，嚴(yán)重影響個(gè)體的身心健康和生活質(zhì)量［2］。隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)和科技的發(fā)展，我國(guó)人均預(yù)期壽命在逐步增長(zhǎng)的同時(shí)，兒童死亡率也在持續(xù)降低，成為（外）祖父母的中老年人明顯增加［3］。雙職工家庭也使得祖輩參與照顧孫輩的現(xiàn)象更為普 遍［4］。調(diào)查顯示，我國(guó)參與照顧孫輩的祖輩占比達(dá)80%［5］，兩代人共同養(yǎng)育第三代已成為現(xiàn)代家庭的一個(gè)重要特點(diǎn)［6］。兩代人在共同養(yǎng)育第三代的過(guò)程中由于價(jià)值觀、育兒觀不同，易發(fā)生沖突［7-8］，而這些沖突作為壓力源，會(huì)引發(fā)個(gè)體強(qiáng)烈的情緒反應(yīng)，甚至?xí)蛊涑霈F(xiàn)抑郁癥狀［8-9］。既往研究結(jié)果表明，照顧孫輩可能會(huì)增加祖輩抑郁的風(fēng)險(xiǎn)［10］，祖輩與成年子女之間的共同養(yǎng)育沖突與祖輩的心理健康水平相關(guān)［11］，但這些研究大多數(shù)來(lái)自國(guó)外，與我國(guó)參與照顧孫輩的祖輩占比高不相適應(yīng)的是國(guó)內(nèi)這方面的研究還較為匱乏，同時(shí)共同養(yǎng)育沖突對(duì)祖輩心理健康水平的影響機(jī)制尚待進(jìn)一步探討。已有研究發(fā)現(xiàn)，個(gè)體的個(gè)人掌控感對(duì)其心理健康水平有重要影響［12］，當(dāng)個(gè)體缺乏對(duì)事件和外部環(huán)境的控制感時(shí)，其更易產(chǎn)生消極情緒［13］，發(fā)生抑郁的風(fēng)險(xiǎn)也明顯增加［14］。根據(jù)壓力過(guò)程模型［15］，壓力事件或應(yīng)激源可通過(guò)影響中介變量而對(duì)個(gè)體產(chǎn)生消極影響，這些中介變量通常與個(gè)體對(duì)壓力的應(yīng)對(duì)資源有關(guān)。研究表明，作為重要的個(gè)體資源，個(gè)人掌控感水平高對(duì)于承擔(dān)照料責(zé)任的個(gè)體而言是其抑郁的重要保護(hù)因素［16］。對(duì)于參與孫輩養(yǎng)育的祖輩，其個(gè)人掌控感是否會(huì)在祖輩-父輩共同養(yǎng)育沖突中受損，進(jìn)而使其抑郁風(fēng)險(xiǎn)增加尚待深入論證。本研究將探討祖輩個(gè)人掌控感在祖輩-父輩共同養(yǎng)育沖突與祖輩抑郁的關(guān)系中是否存在中介作用。

共同養(yǎng)育沖突作為引發(fā)個(gè)體抑郁的壓力源，尋找可以改變共同養(yǎng)育沖突與個(gè)體抑郁之間關(guān)系強(qiáng)度的因素，即調(diào)節(jié)因素，有助于為干預(yù)方案的制定和實(shí)施提供參考。根據(jù)情緒認(rèn)知評(píng)價(jià)理論［17］，情緒是人和環(huán)境相互作用的產(chǎn)物，在相同的環(huán)境下，個(gè)體對(duì)同一事件的認(rèn)知評(píng)價(jià)不同，則會(huì)產(chǎn)生不同的情緒體驗(yàn)。個(gè)體因認(rèn)知差異會(huì)對(duì)共同養(yǎng)育沖突做出不同的解釋?zhuān)瑥亩鴮?dǎo)致不同的結(jié)果。長(zhǎng)輩價(jià)值感是指?jìng)€(gè)體對(duì)自己是否是一個(gè)有智慧、受尊敬的長(zhǎng)輩的感知［18］，長(zhǎng)輩價(jià)值感高的祖輩與成年子女之間發(fā)生共同養(yǎng)育沖突時(shí)，對(duì)自身的負(fù)面看法相對(duì)較少，亦會(huì)產(chǎn)生更少的消極情緒［19］。因此，祖輩的長(zhǎng)輩價(jià)值感水平高可能有助于減輕祖輩-父輩共同養(yǎng)育沖突對(duì)祖輩心理健康的消極影響?；诖耍狙芯繉⑼瑫r(shí)探討祖輩-父輩共同養(yǎng)育沖突對(duì)祖輩抑郁的影響中祖輩的長(zhǎng)輩價(jià)值感是否存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。此外，現(xiàn)有針對(duì)祖輩-父輩共同養(yǎng)育沖突的研究多關(guān)注祖輩與孫輩母親之間發(fā)生的共同養(yǎng)育沖突［20］，但隨著社會(huì)的日益發(fā)展，父親參與育兒的重要性日益得到認(rèn)可［21］，對(duì)兒童的社會(huì)性發(fā)展和心理健康水平均有獨(dú)特影響［22-23］。越來(lái)越多的研究也證實(shí)，父親是共同養(yǎng)育團(tuán)隊(duì)中的核心成員［24］。本研究將在祖輩-父輩共同養(yǎng)育的背景下，分別以祖輩與孫輩父親、母親間的共同養(yǎng)育沖突為切入點(diǎn)，完整考察祖輩-父輩共同養(yǎng)育沖突對(duì)祖輩抑郁的影響，并探討祖輩個(gè)人掌控感、長(zhǎng)輩價(jià)值感在其中的作用機(jī)制，旨在為促進(jìn)老年人心理健康和家庭健康的干預(yù)方案的制定和實(shí)施提供依據(jù)。

1 對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象 本研究采用線上調(diào)查和線下調(diào)查相結(jié)合的方式。采用滾雪球抽樣（線上調(diào)查）、方便抽樣（線下調(diào)查）法，于2021年8—11月選取參與養(yǎng)育孫輩的（外）祖父母為研究對(duì)象。線上調(diào)查對(duì)象來(lái)自北京市、天津市、湖北省、浙江省等省份，線下調(diào)查對(duì)象主要來(lái)自北京市。納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）與孫輩父親、母親共同照顧孫輩（年齡＜18 歲）；（2）意識(shí)清晰，具有良好的讀寫(xiě)能力，能理解問(wèn)卷內(nèi)容；（3）年齡≥50 歲；（4）對(duì)本研究知情，并自愿參與本研究。排除標(biāo)準(zhǔn)：既往患有嚴(yán)重精神疾病及身體疾病。本研究已通過(guò)中國(guó)科學(xué)院心理研究所科學(xué)研究倫理委員會(huì)審批（審批號(hào)：H21096）。

1.2 調(diào)查工具

1.2.1 一般資料調(diào)查表 經(jīng)研究小組討論后由研究者設(shè)計(jì)，調(diào)查內(nèi)容包括祖輩的性別、身份角色、受教育程度、婚姻狀況、工作情況、個(gè)人月收入情況及長(zhǎng)期居住地（全年須在此地居住6 個(gè)月以上）。

1.2.2 祖父母-父母共同養(yǎng)育問(wèn)卷 采用根據(jù)共同養(yǎng)育關(guān)系量表（Coparenting Relationship Scale，CRS）改編而成的祖父母-父母共同養(yǎng)育問(wèn)卷［23］評(píng)估祖輩與孫輩父親、母親間的共同養(yǎng)育沖突水平。祖父母-父母共同養(yǎng)育問(wèn)卷共包含四方面內(nèi)容，本研究?jī)H使用其中的共同養(yǎng)育沖突部分作為測(cè)量工具。共同養(yǎng)育沖突部分由用于測(cè)量直接共同養(yǎng)育沖突水平與間接共同養(yǎng)育沖突水平的6道題構(gòu)成。進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析時(shí)，發(fā)現(xiàn)“制定規(guī)則一致性”與“孩子和自己更親”兩道題的載荷值＜0.3，故最終采用剩余4 道題測(cè)量共同養(yǎng)育沖突水平。各題采用Likert 5 點(diǎn)計(jì)分法，“從不這樣”～“總是這樣”分別計(jì)1～5 分，將各題得分相加即得總分，得分范圍為4～20分，分別計(jì)算祖輩的祖輩-母親、祖輩-父親共同養(yǎng)育沖突得分，得分越高提示共同養(yǎng)育沖突水平越高。本研究中祖父母-父母共同養(yǎng)育問(wèn)卷共同養(yǎng)育沖突部分的Cronbach'sα系數(shù)為0.81。

1.2.3 個(gè)人掌控感問(wèn)卷（Mastery Scale）［25］采用由PEARLIN 和SCHOOLER 編制的個(gè)人掌控感問(wèn)卷（5 題版本）對(duì)祖輩個(gè)人掌控感水平進(jìn)行測(cè)量。個(gè)人掌控感問(wèn)卷各題采用Likert 5 點(diǎn)計(jì)分法，“非常同意”～“非常不同意”分別賦1～5 分，將各題得分相加即得總分，得分范圍為5～25 分，得分越高說(shuō)明個(gè)人掌控感水平越高。本研究中個(gè)人掌控感問(wèn)卷的Cronbach'sα系數(shù)為0.85。

1.2.4 祖父母意義問(wèn)卷（Grandparent Meaning Scale） 采用KIVNICK［26］編制的祖父母意義問(wèn)卷測(cè)量祖輩的長(zhǎng)輩價(jià)值感水平。祖父母意義問(wèn)卷由5 個(gè)維度組成，本研究?jī)H采用其中的長(zhǎng)輩價(jià)值感維度作為測(cè)量工具。長(zhǎng)輩價(jià)值感維度共有14 個(gè)條目，各條目采用Likert 7 點(diǎn)計(jì)分法，“非常不同意”～“非常同意”分別計(jì)1～7 分，將各條目得分相加即得總分，得分范圍為14～98 分，得分越高說(shuō)明祖輩的長(zhǎng)輩價(jià)值感水平越高。本研究中祖父母意義問(wèn)卷長(zhǎng)輩價(jià)值感維度的Cronbach'sα系數(shù)為0.88。

1.2.5 流調(diào)中心抑郁量表（The Center for Epidemiological Studies-Depression，CES-D）中文簡(jiǎn)版 采用何津等［27］根據(jù)CES-D 修訂的CES-D 中文簡(jiǎn)版（9 題版本）調(diào)查祖輩最近一周的抑郁情況。CES-D 中文簡(jiǎn)版各題采用Likert 4 點(diǎn)計(jì)分法，“完全不會(huì)”～“幾乎每天都會(huì)發(fā)生或出現(xiàn)”分別計(jì)0～3 分，將各條目得分相加即得總分，得分范圍為0～27 分，≥10 分為存在抑郁傾向，≥17分為存在重度抑郁風(fēng)險(xiǎn)。本研究中CES-D 中文簡(jiǎn)版的Cronbach'sα系數(shù)為0.86。

1.3 調(diào)查過(guò)程與質(zhì)量控制 （1）線上調(diào)查：研究者將調(diào)試好的問(wèn)卷通過(guò)“問(wèn)卷星”平臺(tái)發(fā)布，利用微信朋友圈向調(diào)查對(duì)象發(fā)布問(wèn)卷鏈接，采用“滾雪球”的方式擴(kuò)散電子問(wèn)卷。在問(wèn)卷首頁(yè)簡(jiǎn)要介紹研究背景、研究目的、問(wèn)卷填寫(xiě)方式與注意事項(xiàng)等。問(wèn)卷由祖輩自行填寫(xiě)。為了保證問(wèn)卷的填答質(zhì)量，設(shè)置所有條目按格式要求填寫(xiě)完成后方能提交問(wèn)卷。（2）線下調(diào)查：由同一名研究者（心理學(xué)碩士研究生）發(fā)放問(wèn)卷，并使用統(tǒng)一的指導(dǎo)語(yǔ)指導(dǎo)調(diào)查對(duì)象完成問(wèn)卷。問(wèn)卷由祖輩自行填寫(xiě)。若調(diào)查對(duì)象無(wú)法獨(dú)立完成問(wèn)卷，由調(diào)查員口述問(wèn)卷內(nèi)容，調(diào)查對(duì)象做出回答后，由調(diào)查員代為填寫(xiě)問(wèn)卷。問(wèn)卷填寫(xiě)過(guò)程中，若調(diào)查對(duì)象提出困惑或疑問(wèn)，調(diào)查員使用統(tǒng)一的話術(shù)無(wú)誘導(dǎo)性地對(duì)其做出解釋。問(wèn)卷填寫(xiě)完畢后，調(diào)查員仔細(xì)核查問(wèn)卷有無(wú)漏項(xiàng)，如有漏項(xiàng)及時(shí)補(bǔ)填。將有書(shū)寫(xiě)與邏輯錯(cuò)誤、填寫(xiě)不符合要求（如仍有漏項(xiàng)）的問(wèn)卷視為無(wú)效問(wèn)卷，并將其剔除。為盡可能地控制共同方法偏差，調(diào)查采用不記名的方式，且在問(wèn)卷中設(shè)置測(cè)謊題。采用Harman 單因子檢驗(yàn)法進(jìn)行共同方法偏差檢 驗(yàn)［28］。特征根＞1 的因素共有7 個(gè)，第1 個(gè)因子解釋的變異量為23.5%，未超過(guò)臨界值（40.0%），表明本研究不存在明顯的共同方法偏差。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用SPSS 24.0 軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。計(jì)數(shù)資料采用相對(duì)數(shù)表示；正態(tài)分布的計(jì)量資料采用（±s）表示，非正態(tài)分布的計(jì)量資料采用中位數(shù)和四分位數(shù)間距〔M（QR）〕表示，兩組間比較采用Mann-Whitney U 檢驗(yàn)，多組間比較采用Kruskal-Wallis H 檢驗(yàn)。采用Pearson 相關(guān)分析祖輩的祖輩-母親共同養(yǎng)育沖突得分、祖輩-父親共同養(yǎng)育沖突得分、個(gè)人掌控感問(wèn)卷得分、祖父母意義問(wèn)卷長(zhǎng)輩價(jià)值感維度得分、CES-D中文簡(jiǎn)版得分間的相關(guān)性。采用PROCESS 宏程序，并通過(guò)偏差校正的非參數(shù)百分位Bootstrap 法檢驗(yàn)祖輩個(gè)人掌控感在祖輩-父輩共同養(yǎng)育沖突與祖輩抑郁關(guān)系中的中介作用，以及祖輩的長(zhǎng)輩價(jià)值感在其中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，設(shè)置重復(fù)抽樣5 000 次。間接效應(yīng)95%置信區(qū)間（CI）不包含0，則認(rèn)為中介作用存在。若存在調(diào)節(jié)效應(yīng)（交互項(xiàng)回歸系數(shù)顯著），采用選點(diǎn)法進(jìn)行簡(jiǎn)單斜率分析（以均值±1 個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差為標(biāo)準(zhǔn)，將祖輩的長(zhǎng)輩價(jià)值感分成高、中、低三個(gè)水平，觀察在低、高長(zhǎng)輩價(jià)值感水平下，祖輩-父輩共同養(yǎng)育沖突對(duì)祖輩抑郁的影響大?。?。以P＜0.05 為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 調(diào)查對(duì)象一般資料 共發(fā)放問(wèn)卷631 份，回收有效問(wèn)卷626 份，問(wèn)卷有效回收率為99.2%。626 例調(diào)查對(duì)象中，女336（53.7%）例；205 例（32.7%）身份角色為祖母；401 例（64.1%）受教育程度為初中；593 例（94.7%）在婚；285 例（45.5%）處于無(wú)業(yè)狀態(tài)；271 例（43.3%）無(wú)收入；391 例（62.5%）長(zhǎng)期居住地為鄉(xiāng)村。祖輩的祖輩-母親共同養(yǎng)育沖突平均得分為（9.87±3.08）分，祖輩-父親共同養(yǎng)育沖突平均得分為（7.34±3.25）分，個(gè)人掌控感問(wèn)卷平均得分為（12.61±5.48）分，祖父母意義問(wèn)卷長(zhǎng)輩價(jià)值感維度平均得分為（84.13±8.58）分，CES-D 中文簡(jiǎn)版平均得分為（5.36±4.14）分。12.0%（75/626）的祖輩存在抑郁傾向。不同婚姻狀況與長(zhǎng)期居住地的祖輩CES-D 中文簡(jiǎn)版得分比較，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05），見(jiàn)表1。

表1 不同社會(huì)人口學(xué)特征的祖輩CES-D 中文簡(jiǎn)版得分比較 〔M（QR），分〕Table 1 Comparison of the score of the 9-item Chinese version of CES-D in grandparents participating in coparenting by socio-demographic characteristics

2.2 祖輩的祖輩-母親共同養(yǎng)育沖突得分、祖輩-父親共同養(yǎng)育沖突得分、個(gè)人掌控感問(wèn)卷得分、祖父母意義問(wèn)卷長(zhǎng)輩價(jià)值感維度得分、CES-D 中文簡(jiǎn)版得分間的相關(guān)性分析 祖輩的祖輩-父親共同養(yǎng)育沖突得分與其祖輩-母親共同養(yǎng)育沖突得分呈正相關(guān)（P＜0.05）；祖輩的個(gè)人掌控感問(wèn)卷得分與其祖輩-母親、祖輩-父親共同養(yǎng)育沖突得分呈負(fù)相關(guān)（P＜0.05）；祖輩的祖父母意義問(wèn)卷長(zhǎng)輩價(jià)值感維度得分與其個(gè)人掌控感問(wèn)卷得分呈負(fù)相關(guān)（P＜0.05）；祖輩的CES-D 中文簡(jiǎn)版得分與其祖輩-母親、祖輩-父親共同養(yǎng)育沖突得分呈正相關(guān)（P＜0.05），與其個(gè)人掌控感問(wèn)卷得分、祖父母意義問(wèn)卷長(zhǎng)輩價(jià)值感維度得分呈負(fù)相關(guān)（P＜0.05），見(jiàn)表2。

表2 祖輩的祖輩-母親共同養(yǎng)育沖突得分、祖輩-父親共同養(yǎng)育沖突得分、個(gè)人掌控感問(wèn)卷得分、祖父母意義問(wèn)卷長(zhǎng)輩價(jià)值感維度得分、CES-D 中文簡(jiǎn)版得分間的相關(guān)性分析（r 值）Table 2 Pearson correlation analysis of mother-grandparent coparenting conflict score，father-grandparent coparenting conflict score，grandparents' sense of mastery score，grandparents' sense of valued elder score and grandparents' depression score

2.3 祖輩個(gè)人掌控感在祖輩-父輩共同養(yǎng)育沖突與祖輩抑郁關(guān)系中的中介作用

2.3.1 祖輩個(gè)人掌控感在祖輩-母親共同養(yǎng)育沖突與祖輩抑郁關(guān)系中的中介作用 首先，以祖輩的性別、身份角色、受教育程度、婚姻狀況、工作情況、個(gè)人月收入情況和長(zhǎng)期居住地為控制變量，以祖輩的祖輩-母親共同養(yǎng)育沖突得分為自變量，將祖輩CES-D 中文簡(jiǎn)版得分作為因變量（賦值：原值進(jìn)入），建立回歸模型（模型1），可得祖輩-母親共同養(yǎng)育沖突正向預(yù)測(cè)祖輩抑郁（b=0.29，P＜0.05）。其次，以祖輩的性別、身份角色、受教育程度、婚姻狀況、工作情況、個(gè)人月收入情況和長(zhǎng)期居住地為控制變量，以祖輩的祖輩-母親共同養(yǎng)育沖突得分為自變量，將祖輩個(gè)人掌控感問(wèn)卷得分作為因變量（賦值：原值進(jìn)入），建立回歸模型（模型2），可得祖輩-母親共同養(yǎng)育沖突負(fù)向預(yù)測(cè)祖輩個(gè)人掌控感（b=-0.26，P＜0.05）。最后，以祖輩的性別、身份角色、受教育程度、婚姻狀況、工作情況、個(gè)人月收入情況和長(zhǎng)期居住地為控制變量，以祖輩的祖輩-母親共同養(yǎng)育沖突得分、個(gè)人掌控感問(wèn)卷得分為自變量，將祖輩CES-D 中文簡(jiǎn)版得分作為因變量（賦值：原值進(jìn)入），建立回歸模型（模型3），可得將祖輩個(gè)人掌控感（b=-0.20，P＜0.05）作為中介變量引入回歸模型，能影響祖輩-母親共同養(yǎng)育沖突對(duì)祖輩抑郁的正向預(yù)測(cè)作用（b=0.24，P＜0.05）。祖輩-母親共同養(yǎng)育沖突對(duì)祖輩抑郁的總效應(yīng)、直接效應(yīng)分別為0.29、0.24，通過(guò)祖輩個(gè)人掌控感對(duì)祖輩抑郁的間接效應(yīng)為0.05，間接效應(yīng)占總效應(yīng)的17.2%，95%CI 為（0.03，0.08），不包含0，說(shuō)明祖輩個(gè)人掌控感在祖輩-母親共同養(yǎng)育沖突與祖輩抑郁關(guān)系中起中介作用。同時(shí)，直接效應(yīng)的95%CI 為（0.16，0.31），亦不包括0［29］，提示祖輩個(gè)人掌控感在祖輩-母親共同養(yǎng)育沖突與祖輩抑郁的關(guān)系中起部分中介作用。根據(jù)模型1，在納入的控制變量中，婚姻狀況、工作情況、受教育程度、長(zhǎng)期居住地是祖輩CES-D 中文簡(jiǎn)版得分的影響因素（P＜0.05）；根據(jù)模型2，在納入的控制變量中，身份角色、長(zhǎng)期居住地是祖輩個(gè)人掌控感問(wèn)卷得分的影響因素（P＜0.05），見(jiàn)表3。

表3 祖輩個(gè)人掌控感在祖輩-母親共同養(yǎng)育沖突與祖輩抑郁關(guān)系中的中介作用分析Table 3 Analysis of the mediating effect of grandparents' sense of mastery on the relationship between mother-grandparent coparenting conflict and grandparents' depression

2.3.2 祖輩個(gè)人掌控感在祖輩-父親共同養(yǎng)育沖突與祖輩抑郁關(guān)系中的中介作用 參照2.3.1，以相同的流程和方法，檢驗(yàn)祖輩個(gè)人掌控感在祖輩-父親共同養(yǎng)育沖突與祖輩抑郁關(guān)系中的中介作用。結(jié)果顯示：祖輩-父親共同養(yǎng)育沖突正向預(yù)測(cè)祖輩抑郁（b=0.35，P＜0.05）（模型1），祖輩-父親共同養(yǎng)育沖突負(fù)向預(yù)測(cè)祖輩個(gè)人掌控感（b=-0.22，P＜0.05）（模型2），祖輩個(gè)人掌控感（b=-0.19，P＜0.05）能影響祖輩-父親共同養(yǎng)育沖突對(duì)祖輩抑郁的正向預(yù)測(cè)作用（b=0.31，P＜0.05）（模型3）。祖輩-父親共同養(yǎng)育沖突對(duì)祖輩抑郁的總效應(yīng)、直接效應(yīng)分別為0.35、0.31，通過(guò)祖輩個(gè)人掌控感對(duì)祖輩抑郁的間接效應(yīng)為0.04，間接效應(yīng)占總效應(yīng)的11.4%，95%CI 為（0.03，0.07），不包含0，說(shuō)明祖輩個(gè)人掌控感在祖輩-父親共同養(yǎng)育沖突對(duì)祖輩抑郁的影響中起中介作用。同時(shí)，直接效應(yīng)的95%CI為（0.22，0.37）亦不包括0［29］，提示祖輩個(gè)人掌控感在祖輩-父親共同養(yǎng)育沖突對(duì)祖輩抑郁的影響中起部分中介作用。根據(jù)模型1，在納入的控制變量中，婚姻狀況、工作情況、受教育程度、長(zhǎng)期居住地是祖輩CES-D 中文簡(jiǎn)版得分的影響因素（P＜0.05）；根據(jù)模型2，在納入的控制變量中，婚姻狀況、長(zhǎng)期居住地是祖輩個(gè)人掌控感問(wèn)卷得分的影響因素（P＜0.05，表4）。

表4 祖輩個(gè)人掌控感在祖輩-父親共同養(yǎng)育沖突與祖輩抑郁關(guān)系中的中介作用分析Table 4 Analysis of the mediating effect of grandparents' sense of mastery on the relationship between father-grandparent coparenting conflict and grandparents' depression

2.4 祖輩的長(zhǎng)輩價(jià)值感在祖輩-父輩共同養(yǎng)育沖突與祖輩抑郁關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng) 按照文獻(xiàn)［30］所采用的方法，對(duì)祖輩的祖輩-母親共同養(yǎng)育沖突得分、祖輩-父親共同養(yǎng)育沖突得分、個(gè)人掌控感問(wèn)卷得分、祖父母意義問(wèn)卷長(zhǎng)輩價(jià)值感維度得分及CES-D 中文簡(jiǎn)版得分進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

2.4.1 祖輩的長(zhǎng)輩價(jià)值感在祖輩-母親共同養(yǎng)育沖突與祖輩抑郁關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng) 以祖輩的CES-D 中文簡(jiǎn)版得分為因變量，以祖輩的性別、身份角色、受教育程度、婚姻狀況、工作情況、個(gè)人月收入情況和長(zhǎng)期居住地為控制變量，以祖輩的祖輩-母親共同養(yǎng)育沖突得分為自變量，以祖輩的祖父母意義問(wèn)卷長(zhǎng)輩價(jià)值感維度得分為調(diào)節(jié)變量，以祖輩-母親共同養(yǎng)育沖突得分×祖父母意義問(wèn)卷長(zhǎng)輩價(jià)值感維度得分為交互項(xiàng)，檢驗(yàn)祖輩的長(zhǎng)輩價(jià)值感在祖輩-母親共同養(yǎng)育沖突與祖輩抑郁關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。結(jié)果顯示：交互項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著（b=-0.06，P＜0.05），說(shuō)明祖輩的長(zhǎng)輩價(jià)值感在祖輩-母親共同養(yǎng)育沖突與祖輩抑郁的關(guān)系中存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。簡(jiǎn)單斜率分析結(jié)果顯示，在長(zhǎng)輩價(jià)值感水平高的祖輩中，祖輩-母親共同養(yǎng)育沖突對(duì)其抑郁有正向預(yù)測(cè)作用（b=0.24，P＜0.05）；對(duì)于長(zhǎng)輩價(jià)值感水平低的祖輩，祖輩-母親共同養(yǎng)育沖突對(duì)其抑郁同樣有正向預(yù)測(cè)作用（b=0.35，P＜0.05），且預(yù)測(cè)作用更明顯，表明隨著祖輩的長(zhǎng)輩價(jià)值感水平的降低，祖輩-母親共同養(yǎng)育沖突對(duì)其抑郁的預(yù)測(cè)作用逐漸增大，見(jiàn)圖1。

圖1 祖輩的長(zhǎng)輩價(jià)值感在祖輩-母親共同養(yǎng)育沖突與祖輩抑郁關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)的簡(jiǎn)單斜率分析Figure 1 Simple slope test of moderating effect of grandparents' sense of valued elder on the relationship between mother-grandparent coparenting conflict and grandparents' depression

2.4.2 祖輩長(zhǎng)輩價(jià)值感在祖輩-父親共同養(yǎng)育沖突與祖輩抑郁關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng) 以祖輩的CES-D 中文簡(jiǎn)版得分為因變量，以祖輩的性別、身份角色、受教育程度、婚姻狀況、工作情況、個(gè)人月收入情況和長(zhǎng)期居住地為控制變量，以祖輩的祖輩-父親共同養(yǎng)育沖突得分為自變量，以祖輩的祖父母意義問(wèn)卷長(zhǎng)輩價(jià)值感維度得分為調(diào)節(jié)變量，以祖輩-父親共同養(yǎng)育沖突得分×祖父母意義問(wèn)卷長(zhǎng)輩價(jià)值感維度得分為交互項(xiàng)，檢驗(yàn)祖輩的長(zhǎng)輩價(jià)值感在祖輩-父親共同養(yǎng)育沖突與祖輩抑郁關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。結(jié)果顯示：交互項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著 （b=-0.07，P＜0.05），表明祖輩的長(zhǎng)輩價(jià)值感亦可以調(diào)節(jié)祖輩-父親共同養(yǎng)育沖突對(duì)祖輩抑郁的影響。簡(jiǎn)單斜率分析結(jié)果顯示，在長(zhǎng)輩價(jià)值感水平高的祖輩中，祖輩-父親共同養(yǎng)育沖突對(duì)其抑郁有正向預(yù)測(cè)作用（b=0.27，P＜0.05）；對(duì)于長(zhǎng)輩價(jià)值感水平低的祖輩，祖輩-父親共同養(yǎng)育沖突對(duì)其抑郁同樣有正向預(yù)測(cè)作用（b=0.41，P＜0.05），且預(yù)測(cè)作用更明顯，表明隨著祖輩的長(zhǎng)輩價(jià)值感水平的降低，祖輩-父親共同養(yǎng)育沖突對(duì)其抑郁的預(yù)測(cè)作用逐漸增大，見(jiàn)圖2。

圖2 祖輩的長(zhǎng)輩價(jià)值感在祖輩-父親共同養(yǎng)育沖突與祖輩抑郁關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)的簡(jiǎn)單斜率分析Figure 2 Simple slope test of moderating effect of grandparents' sense of valued elder on the relationship between father-grandparent coparenting conflict and grandparents' depression

3 討論

3.1 參與養(yǎng)育孫輩的祖輩抑郁現(xiàn)狀及其影響因素 本研究發(fā)現(xiàn)，參與調(diào)查的祖輩中，存在抑郁傾向者占12.0%，低于一項(xiàng)針對(duì)鄭州市隔代撫養(yǎng)老年人的調(diào)查結(jié)果（26.80%）［31］。婚姻狀況與受教育程度是祖輩CES-D 中文簡(jiǎn)版得分的重要影響因素，受教育程度越高的祖輩CES-D 中文簡(jiǎn)版得分越低，在婚的祖輩與離異或喪偶的祖輩相比CES-D 中文簡(jiǎn)版得分更低，這與既往研究結(jié)果（受教育程度高與在婚是中老年人抑郁的保護(hù)性因素［32-33］）一致。長(zhǎng)期居住地對(duì)祖輩CES-D 中文簡(jiǎn)版得分有影響，與居住于農(nóng)村的祖輩相比，居住于城市的祖輩CES-D 中文簡(jiǎn)版得分更低，這可能與居于城鎮(zhèn)和鄉(xiāng)村的祖輩在經(jīng)濟(jì)條件及社會(huì)地位等方面存在較大差異有關(guān)［34］。無(wú)業(yè)的祖輩相比于全職或兼職的祖輩CES-D 中文簡(jiǎn)版得分更低，究其原因，可能是全職或兼職的祖輩需要面對(duì)工作與照顧孫輩的雙重壓力［35］，故其更易發(fā)生抑郁。另外，本研究發(fā)現(xiàn)，長(zhǎng)期居住地是祖輩個(gè)人掌控感問(wèn)卷得分的影響因素，與既往文獻(xiàn)報(bào)道的結(jié)果基本一致，既往研究發(fā)現(xiàn)居住地不同的個(gè)體因生活環(huán)境不同，個(gè)人掌控感水平存在明顯差異［36］。

3.2 祖輩-父輩共同養(yǎng)育沖突、祖輩個(gè)人掌控感與祖輩抑郁的關(guān)系 本研究發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是祖輩與孫輩父親間或是祖輩與孫輩母親間的共同養(yǎng)育沖突，均對(duì)祖輩抑郁有明顯的直接影響。一方面，家庭成員間的沖突歷來(lái)是影響家庭成員心理健康水平的重要因素［37］；另一方面，孝文化影響下，孝敬、贍養(yǎng)父母是子女應(yīng)盡的義務(wù)［38］，而祖輩-父輩共同養(yǎng)育沖突可能會(huì)使祖輩的家長(zhǎng)權(quán)威感受損，從而導(dǎo)致其產(chǎn)生不良情緒或出現(xiàn)抑郁癥狀。本研究結(jié)果顯示，祖輩-父親、祖輩-母親共同養(yǎng)育沖突對(duì)祖輩抑郁的影響中，祖輩的個(gè)人掌控感均存在中介作用。祖輩可能會(huì)因教養(yǎng)意見(jiàn)未被孫輩父母采納而與孫輩父母產(chǎn)生代際沖突，進(jìn)而產(chǎn)生無(wú)力感［39］。另外，經(jīng)歷共同養(yǎng)育沖突的祖輩也可能傾向采取不發(fā)表意見(jiàn)的策略來(lái)避免共同養(yǎng)育沖突［40］。無(wú)論哪種情況出現(xiàn)，都會(huì)導(dǎo)致祖輩的個(gè)人掌控感下降。而個(gè)人掌控感水平較低可能會(huì)讓祖輩感到難以掌控自己的生活，并失去直面、解決共同養(yǎng)育沖突的信心，從而對(duì)其心理健康造成不利影響，甚至導(dǎo)致其發(fā)生抑郁。

3.3 祖輩的長(zhǎng)輩價(jià)值感在祖輩-父輩共同養(yǎng)育沖突與祖輩抑郁關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng) 本研究發(fā)現(xiàn)，祖輩-父輩共同養(yǎng)育沖突對(duì)祖父母抑郁的影響具有條件性，即不同的祖輩長(zhǎng)輩價(jià)值感水平下，祖輩-父輩共同養(yǎng)育沖突對(duì)其抑郁的影響程度也會(huì)有所不同。當(dāng)祖輩的長(zhǎng)輩價(jià)值感水平較低時(shí)，共同養(yǎng)育沖突對(duì)其抑郁的影響更大，這可能是因?yàn)殚L(zhǎng)輩價(jià)值感水平較高的祖輩更能認(rèn)同自身的身份角色，并認(rèn)識(shí)到自己所扮演的角色的重要意義，進(jìn)而有助于減少因教養(yǎng)意見(jiàn)分歧而導(dǎo)致的共同養(yǎng)育沖突對(duì)其自尊及自我價(jià)值感造成的傷害。且長(zhǎng)輩價(jià)值感處于高水平的祖輩自尊水平常更高，把祖輩-父輩共同養(yǎng)育沖突發(fā)生的原因歸因于自身因素的可能性更低［41］，故其出現(xiàn)抑郁情緒的風(fēng)險(xiǎn)也更小。反之，根據(jù)風(fēng)險(xiǎn)增強(qiáng)模型［42］，兩種風(fēng)險(xiǎn)因素同時(shí)出現(xiàn)時(shí)造成的不良后果重于兩者單獨(dú)出現(xiàn)時(shí)各自造成的不良后果的簡(jiǎn)單相加。祖輩-父輩共同養(yǎng)育沖突可導(dǎo)致祖輩處于強(qiáng)烈的應(yīng)激狀態(tài)，若祖輩的長(zhǎng)輩價(jià)值感水平又較低，將更加難以有效緩解壓力，進(jìn)而使其抑郁發(fā)生的可能性明顯增加。

綜上所述，本研究深入探討了祖輩-父輩共同養(yǎng)育沖突對(duì)祖輩抑郁的影響，并分析了祖輩個(gè)人掌控感、長(zhǎng)輩價(jià)值感在其中的作用機(jī)制，發(fā)現(xiàn)無(wú)論是與孫輩母親之間還是與孫輩父親之間的共同養(yǎng)育沖突，均會(huì)導(dǎo)致祖輩抑郁傾向增強(qiáng)，且祖輩個(gè)人掌控感在祖輩-父輩共同養(yǎng)育沖突與祖輩抑郁的關(guān)系中起中介作用，而祖輩的長(zhǎng)輩價(jià)值感在其中存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。一項(xiàng)針對(duì)抑郁患者的網(wǎng)絡(luò)自助干預(yù)研究結(jié)果顯示，網(wǎng)絡(luò)自助干預(yù)可有效提升患者的個(gè)人掌控感水平，進(jìn)而有助于緩解其抑郁癥狀［43］。根據(jù)符號(hào)互動(dòng)理論，個(gè)體的自我評(píng)價(jià)是在與他人互動(dòng)的過(guò)程中形成的［44］，長(zhǎng)輩價(jià)值感是一種自我認(rèn)知，其水平會(huì)因他人對(duì)自己的評(píng)價(jià)而產(chǎn)生變化。研究結(jié)果顯示，團(tuán)體心理干預(yù)有助于提高個(gè)體自尊水平［45］。這些結(jié)果均提示祖輩的個(gè)人掌控感和長(zhǎng)輩價(jià)值感是可以通過(guò)適當(dāng)?shù)母深A(yù)得以提升的。結(jié)合本研究的發(fā)現(xiàn)，社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心要定期開(kāi)展健康教育活動(dòng)、增加疾病篩查項(xiàng)目，以增強(qiáng)參與養(yǎng)育孫輩的祖輩的健康意識(shí)，早期發(fā)現(xiàn)其存在的健康隱患，降低其心理健康問(wèn)題的發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)。同時(shí)，應(yīng)開(kāi)發(fā)致力于提升祖輩角色能力的教育課程，以幫助祖輩提升個(gè)人掌控感水平。另外，可嘗試讓祖輩成為家庭保健員，鼓勵(lì)祖輩向家人傳遞健康知識(shí)，并在定期召開(kāi)的家庭會(huì)議上，總結(jié)祖輩向家人傳遞的健康知識(shí)的量，感謝祖輩為促進(jìn)家庭成員健康做出的貢獻(xiàn)，進(jìn)而助力提升祖父母的個(gè)人掌控感水平。社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)機(jī)構(gòu)應(yīng)定期邀請(qǐng)醫(yī)聯(lián)體內(nèi)三級(jí)綜合性醫(yī)院或?qū)？漆t(yī)院的專(zhuān)家到社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)機(jī)構(gòu)舉辦連續(xù)性的團(tuán)體治療活動(dòng)，以增強(qiáng)祖輩的長(zhǎng)輩價(jià)值感。本研究存在一些不足之處。首先，未考慮年齡、人口流動(dòng)性對(duì)祖輩抑郁的影響，因人口流動(dòng)造成的個(gè)人社會(huì)資本剝離可能對(duì)祖輩的心理健康水平有著重要影響，未來(lái)有必要對(duì)隨遷祖輩進(jìn)行深入調(diào)查；其次，未將其他與共同養(yǎng)育相關(guān)的重大生活事件、與祖輩子女相關(guān)的因素納入考慮；最后，本研究為橫斷面研究，無(wú)法對(duì)因果關(guān)系進(jìn)行推斷，未來(lái)有必要進(jìn)一步開(kāi)展追蹤、縱向研究，對(duì)祖輩進(jìn)行追訪以更確定變量間的因果關(guān)系。但本研究基于家庭系統(tǒng)理論，考察了兩代人在共同養(yǎng)育第三代的過(guò)程中發(fā)生的沖突對(duì)于祖輩心理健康的影響，結(jié)合老年人的重要心理變量（個(gè)人掌控感和長(zhǎng)輩價(jià)值感），為老年人心理健康干預(yù)方案的制定和實(shí)施提供了新的視角。未來(lái)，將旨在減少祖輩-父輩共同養(yǎng)育沖突、增強(qiáng)祖輩的個(gè)人掌控感和長(zhǎng)輩價(jià)值感的措施納入祖輩心理干預(yù)方案，對(duì)于降低參與養(yǎng)育孫輩的祖輩的抑郁風(fēng)險(xiǎn)、提高其心理健康水平有重要意義。

作者貢獻(xiàn)：孟慧琳負(fù)責(zé)課題設(shè)計(jì)與實(shí)施、資料收集與整理、論文撰寫(xiě)與修訂，并對(duì)文章負(fù)責(zé)；郭菲負(fù)責(zé)課題設(shè)計(jì)、可行性評(píng)估與實(shí)施、論文撰寫(xiě)、文章質(zhì)量控制與審校，并提供資金支持，對(duì)文章整體負(fù)責(zé)；陳祉妍負(fù)責(zé)課題設(shè)計(jì)與可行性評(píng)估、文章質(zhì)量控制與審校，并對(duì)文章負(fù)責(zé)。

本文無(wú)利益沖突。