彭于玨 郭 成 曾晉逸 陳 帥

(西南大學(xué)心理學(xué)部，心理健康教育研究中心，重慶 400715)

1 引言

2021 年，《關(guān)于進(jìn)一步減輕義務(wù)教育階段學(xué)生作業(yè)負(fù)擔(dān)和校外培訓(xùn)負(fù)擔(dān)的意見》的頒布，推動著家庭教育和學(xué)校教育回歸各自的角色。而同年頒布的《中華人民共和國家庭教育促進(jìn)法》，更是將“家事”上升為“國事”，強調(diào)父母“親自養(yǎng)育，加強親子陪伴”，“共同參與，發(fā)揮父母雙方的作用”。這一系列的新要求、高要求促使父母重新審視自己對孩子的教育，與伴侶的共同養(yǎng)育，以及親子關(guān)系的教育價值。教育也給家長帶來了教養(yǎng)壓力(parenting stress)。教養(yǎng)壓力是指父母在履行父母角色或在親子互動過程中產(chǎn)生的一種特定形式的壓力感(Abidin, 1992)，是父母在教養(yǎng)子女的過程中，體驗到當(dāng)其不具備充足的資源來滿足子女成長需求時所產(chǎn)生的心理壓力(Deater-Deckard, 1998)。研究表明，父母的高教養(yǎng)壓力會導(dǎo)致其消極教養(yǎng)方式、低教養(yǎng)投入及低婚姻滿意度(楊曉靜 等, 2021; 周暉 等, 2018; 鄒盛奇 等, 2019)，還會導(dǎo)致兒童的內(nèi)外化問題(邵海英, 2014; Kochanova et al., 2022; Kochanova et al., 2021; Mak et al., 2020; Silinskas et al., 2020)，影響其健全人格的形成(曲曉艷 等, 2005; 王中會 等, 2006)和良好的社會適應(yīng)(劉文婧 等, 2012; 張光珍 等, 2021)。因此，探討父母教養(yǎng)壓力的影響因素對于緩解教養(yǎng)壓力和促進(jìn)兒童青少年健康成長具有重要意義。

以往研究大多從父母自身特征和孩子特征來探討教養(yǎng)壓力來源(柴彩霞 等, 2020; 劉莉, 王美芳,2018; 劉維韋 等, 2020; 劉亞鵬 等, 2015)。親子關(guān)系模型(parent-child-relationship, P-C-R)則認(rèn)為教養(yǎng)壓力來源于三個領(lǐng)域，分別為父母領(lǐng)域(如父母工作、父母身心健康等)、孩子領(lǐng)域(如認(rèn)知發(fā)展、身體發(fā)育等)以及親子關(guān)系領(lǐng)域(父母關(guān)系、親子關(guān)系等)。其中，該理論特別強調(diào)了關(guān)系特征對父母教養(yǎng)壓力的影響，如親子關(guān)系領(lǐng)域主要與父母和子女關(guān)系中的沖突程度有關(guān)，且父母和孩子之間的影響是雙向的(Deater-Deckard, 2008; Smith &Stephens, 2018)。然而，目前鮮有研究從家庭關(guān)系來探討父母教養(yǎng)壓力的影響機制。協(xié)同教養(yǎng)(coparenting) 作為婚姻關(guān)系的重要體現(xiàn)(陳玲玲 等,2014)，與父母教養(yǎng)壓力有著緊密的聯(lián)系。所謂協(xié)同教養(yǎng)是指在教養(yǎng)兒童的過程中，所有承擔(dān)兒童教養(yǎng)責(zé)任的成人相互協(xié)作的活動(劉暢 等, 2014)，它包含團結(jié)、一致、沖突和貶低四種類型(劉暢,伍新春, 2015; Feinberg, 2003)，且包括不同的顯性情境和隱性情境，既包括父母和子女在一起的顯性情境，也包括父母任一方與兒童在一起的隱性情境下的協(xié)同教養(yǎng)行為，從而更好地對父母增強或破壞協(xié)同教養(yǎng)聯(lián)盟的行為進(jìn)行評估(劉暢 等,2017; McHale, 1997)。

具體來說，團結(jié)性指父母主動提高家庭成員之間的凝聚感，強調(diào)教養(yǎng)過程中提高家庭成員的信任、和諧、溫暖、融洽的關(guān)系，該教養(yǎng)模式的測量既包括顯性情境也包括隱性情境(McHale &Rasmussen, 1998)。一致性是指對兒童進(jìn)行規(guī)則制定和紀(jì)律約束的一致性，強調(diào)彼此交流，相互支持，在關(guān)于孩子主題上達(dá)成一致的程度，如設(shè)定道德原則、行為期待、規(guī)則紀(jì)律、教育偏好、孩子安全問題、同伴關(guān)系，測量的內(nèi)容皆是顯性情境的協(xié)同教養(yǎng)行為(Feinberg, 2003)。沖突性是指父母在兒童面前爭吵、批評對方或在教養(yǎng)孩子的問題上產(chǎn)生分歧，強調(diào)父母在孩子的問題上出現(xiàn)了分歧，與一致性協(xié)同教養(yǎng)一樣，皆是顯性情境的協(xié)同教養(yǎng)行為；貶低性則是父母在對方不在場的時候主動貶低另一方，破壞另一方的權(quán)威性和可靠性，為隱性情境的協(xié)同教養(yǎng)行為(劉暢 等,2017)。根據(jù)以往研究，團結(jié)性和一致性協(xié)同教養(yǎng)為積極協(xié)同教養(yǎng)，沖突性和貶低性協(xié)同教養(yǎng)為消極協(xié)同教養(yǎng)(宋省成 等, 2022; 謝瑞波 等, 2021)。在核心家庭中，協(xié)同雙方即為父母，積極的協(xié)同教養(yǎng)能成為父母有效應(yīng)對教養(yǎng)壓力的資源(Feinberg,2003; Hassall et al., 2005; Johnson & Simpson, 2013)，而消極的協(xié)同教養(yǎng)與教養(yǎng)壓力呈正相關(guān)(Chen,2020)。如高雯等(2020)的研究表明，父親積極參與教養(yǎng)可以減少母親的教養(yǎng)壓力。并且，當(dāng)父母一方認(rèn)可和尊重伴侶對孩子的教養(yǎng)，能提升其自我效能感，這種支持性的協(xié)同教養(yǎng)屬于社會支持的一種特殊形式(Feinberg, 2003)，可以有效緩沖父母的教養(yǎng)壓力(Crnic & Low, 2002)?；诖耍狙芯客茰y支持性的協(xié)同教養(yǎng)作為一種保護(hù)性資源，可以幫助父母更好地應(yīng)對教養(yǎng)壓力，非支持性的協(xié)同教養(yǎng)則不利于父母應(yīng)對其教養(yǎng)壓力。對四種協(xié)同教養(yǎng)進(jìn)行分維度考察，能夠同時探討協(xié)同教養(yǎng)行為發(fā)生的顯性情境與隱性情境的需求，因此，研究將團結(jié)、一致、沖突和貶低協(xié)同教養(yǎng)四個維度同時納入模型。

除了研究協(xié)同教養(yǎng)對教養(yǎng)壓力的直接影響之外，探討協(xié)同教養(yǎng)影響教養(yǎng)壓力的內(nèi)在機制，更有利于深入理解二者的關(guān)系。根據(jù)Bowen(1993)提出的家庭系統(tǒng)理論，家庭中的各個子系統(tǒng)之間會相互影響。其中，親子關(guān)系屬于親子子系統(tǒng)，父母協(xié)同教養(yǎng)屬于父母子系統(tǒng)，根據(jù)該理論的溢出假設(shè)(spillover hypothesis)，家庭中一個子系統(tǒng)所形成的習(xí)慣和行為會外溢和擴展到另一個子系統(tǒng)中(張志學(xué), 1990; Erel & Burman, 1995)。也就是說，父母之間積極協(xié)同教養(yǎng)會溢出并擴散到親子子系統(tǒng)中，提升親子關(guān)系；同時，良好的親子關(guān)系又會溢出到父母子系統(tǒng)中，影響父母的情緒情感和行為。由此可見，親子關(guān)系作為父母與子女之間的情感聯(lián)結(jié)程度(Furman & Buhrmester, 1985)，與教養(yǎng)壓力有著天然的聯(lián)系。它包含親子親密和親子沖突兩個成分，分別用于描述父母感受到的與兒童的親切、積極的關(guān)系和沖突、消極的關(guān)系(張曉等, 2008; Pianta, 1992)，屬于親子子系統(tǒng)。直接證據(jù)表明，父母間相互支持的協(xié)同教養(yǎng)能正向預(yù)測自己和伴侶與孩子的親子關(guān)系(Holland & McElwain,2013)。同時，因為親子依戀是衡量親子關(guān)系的一個重要指標(biāo)(朱穎, 姜兆萍, 2022)，而研究也發(fā)現(xiàn)積極的父親協(xié)同教養(yǎng)能正向預(yù)測父子依戀，消極的父親協(xié)同教養(yǎng)會負(fù)向預(yù)測父子依戀(黃彬彬 等,2019)。因此，本研究推測父母的團結(jié)性協(xié)同教養(yǎng)和一致性協(xié)同教養(yǎng)能正向預(yù)測親子親密性，負(fù)向預(yù)測親子沖突性；沖突性協(xié)同教養(yǎng)和貶低性協(xié)同教養(yǎng)能負(fù)向預(yù)測親子親密性，正向預(yù)測親子沖突性。此外，大量研究也證實了親子關(guān)系和教養(yǎng)壓力呈顯著的正相關(guān)關(guān)系(代美娜, 孫玉梅, 2020;Azhari et al., 2019)。雖然還缺乏研究探究親子關(guān)系與教養(yǎng)壓力的因果關(guān)系，但根據(jù)親子關(guān)系模型，親子之間的關(guān)系特征會對教養(yǎng)壓力產(chǎn)生影響。所以，本研究推測父母感知到的親子關(guān)系能顯著預(yù)測其教養(yǎng)壓力。

綜合上述論述，本研究基于教養(yǎng)壓力的親子關(guān)系模型和家庭系統(tǒng)理論的“溢出假設(shè)”，進(jìn)一步探討父母協(xié)同教養(yǎng)對其教養(yǎng)壓力的影響和親子關(guān)系在其間的作用，并提出以下研究假設(shè)：(1)父母協(xié)同教養(yǎng)對父母教養(yǎng)壓力具有預(yù)測作用；(2)親子親密性和親子沖突性在協(xié)同教養(yǎng)與父母教養(yǎng)壓力之間起中介作用。見圖1。

2 研究方法

2.1 被試

本研究通過方便取樣，選取四川省和重慶市的11 所小學(xué)，對6～13 歲小學(xué)生的家長開展調(diào)查。采用線上調(diào)查問卷的方式，通過班主任將問卷發(fā)放到各班家長微信群，家長自愿作答。共收到問卷8089 份，排除重復(fù)作答、填寫不認(rèn)真以及單親家庭、再婚家庭和其他類型家庭數(shù)據(jù)，最終有效問卷5362 份，有效率為66.29%。其中，男性家長1572 人，占29.32%；女性家長3790 人，占70.68%；農(nóng)村家長1747 人，占32.58%；城鎮(zhèn)家長3615人，占67.42%；獨生子女的家長2744 人，占51.17%；兩個孩子的家長2450 人，占45.69%；三個孩子及以上的家長168 人，占3.13%；父母受教育程度，沒有上過學(xué)4 人，占0.07%；小學(xué)118 人，占2.20%；初中752 人，占14.02%；高中或中專1451 人，占27.06%；大學(xué)(本科或?qū)？?及以上3037 人，占56.64%。被試平均年齡為36.84±4.72 歲。

2.2 研究工具

2.2.1 協(xié)同教養(yǎng)量表

該量表由McHale(1997)編制，劉暢等(2014)修訂，用于測量中國父母評價的自己與伴侶之間的協(xié)同教養(yǎng)行為。要求父親或母親根據(jù)通常情況下，自己在一周之內(nèi)出現(xiàn)的行為頻率做出選擇。量表共29 個題目，包括團結(jié)、一致、沖突和貶低四個教養(yǎng)維度，采用7 點計分，1 代表“從不”，7 代表“總是”。在某維度上的得分越高，說明在該維度上的行為頻率越高。已有研究表明，該量表具有較高的信效度(陳玲玲 等, 2014)。在本研究中，團結(jié)、一致、沖突和貶低四個維度的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.89、0.93、0.89 和0.94。

2.2.2 教養(yǎng)壓力量表

該量表的中文版由Yeh 等(2001)修訂，用于測量中國父母的教養(yǎng)壓力。量表包括36 個題目，分為育兒壓力、親子互動失調(diào)和困難兒童三個維度，每個維度12 題，采用5 點計分，1 代表“非常不同意”，5 代表“非常同意”。得分越高，說明教養(yǎng)壓力越大。已有研究表明，該量表具有較高的信效度(高雯 等, 2020)。在本研究中，該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.96。

2.2.3 親子關(guān)系量表

該量表由Pianta(1992)編制，中文版由張曉等(2008)修訂。中文修訂版刪除了原量表中信度較低的依賴性維度，保留了信效度較高的親密性和沖突性兩個維度，共22 個題目。由父母根據(jù)自己的感受、體驗和實際情況選出最合適自己實際情況的分值。該量表采用Likert 5 點計分，1 代表“完全不符合”，5 代表“完全符合”。在維度上得分越高，說明親子關(guān)系親密性或沖突性越高。已有研究表明，該量表具有較高的信效度(黃鶴, 王小英, 2022)。在本研究中，親子親密性和親子沖突性兩個維度的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.72 和0.87。

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2.3 數(shù)據(jù)分析

研究使用SPSS25.0 和Mplus7.0 進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。根據(jù)本研究對人口學(xué)變量在教養(yǎng)壓力上的差異檢驗，發(fā)現(xiàn)教養(yǎng)壓力在父母性別(F=3.04,p＞0.05)和孩子性別(F=0.94,p＞0.05)上差異不顯著；在家庭戶籍子女?dāng)?shù)量父母受教育程度以及家庭社會經(jīng)濟地位上差異顯著。因此，研究控制了家庭戶籍、子女?dāng)?shù)量、父母受教育程度和家庭社會經(jīng)濟地位變量，首先使用SPSS25.0 對變量進(jìn)行偏相關(guān)分析和差異檢驗，再對協(xié)同教養(yǎng)各個維度和親子關(guān)系兩個維度的題目進(jìn)行打包，這樣有利于提高共同度、減少隨機誤差，從而使新指標(biāo)的質(zhì)量比原始題目更好(吳艷,溫忠麟, 2011)。最后，使用Mplus7.0 對潛變量結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行擬合。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗

本研究的數(shù)據(jù)都源于父母的自我報告。為了避免共同方法偏差對研究結(jié)果產(chǎn)生影響，研究采用Harman 單因素檢驗法對數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)特征值大于1 的因子有11 個，第一個因子解釋的變異量為27.76%，遠(yuǎn)小于40%。因此，本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差(湯丹丹, 溫忠麟,2020)。

3.2 描述性統(tǒng)計、差異檢驗和相關(guān)分析

對變量進(jìn)行偏相關(guān)分析，結(jié)果顯示團結(jié)、一致兩種教養(yǎng)方式與親子親密性呈顯著正相關(guān)，與親子沖突性和教養(yǎng)壓力呈顯著負(fù)相關(guān)；沖突、貶低兩種教養(yǎng)方式與親子親密性呈顯著負(fù)相關(guān)，與親子沖突性和教養(yǎng)壓力呈顯著正相關(guān)(見表1)。

采用單因素方差分析對協(xié)同教養(yǎng)、親子關(guān)系和教養(yǎng)壓力在家庭角色上進(jìn)行差異檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)父親和母親在團結(jié)、一致和貶低三種協(xié)同教養(yǎng)方式和親子親密性上差異顯著。母親的團結(jié)性協(xié)同教養(yǎng)行為、貶低性協(xié)同教養(yǎng)行為和親子親密性都顯著高于父親，父親的一致性協(xié)同教養(yǎng)行為顯著高于母親。此外，父親和母親在沖突性協(xié)同教養(yǎng)、親子沖突性和教養(yǎng)壓力上差異不顯著(見表2)。

表2 各變量在家庭角色上的描述統(tǒng)計和差異檢驗

3.3 中介模型檢驗

3.3.1 父母協(xié)同教養(yǎng)對其教養(yǎng)壓力的影響

采用項目打包法(吳艷, 溫忠麟, 2011) 對團結(jié)、一致、沖突和貶低四種協(xié)同教養(yǎng)方式進(jìn)行打包，通過Mplus7.0 進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型檢驗。采用偏差校正的百分位Bootstrap 法(重復(fù)取樣5000次)計算中介效應(yīng)，建立協(xié)同教養(yǎng)和教養(yǎng)壓力的模型，即模型1，該模型擬合指數(shù)較好：χ2/df=15.82，RMSEA=0.05，CFI=0.97，TLI=0.97，SRMR=0.05。具體來看，團結(jié)(β=-0.27,p＜0.001)、沖突(β=0.24,p＜0.001)和貶低(β=0.30,p＜0.001)三種協(xié)同教養(yǎng)方式對教養(yǎng)壓力都有顯著預(yù)測作用；一致性協(xié)同教養(yǎng)(β=0.04,p＞0.05)對教養(yǎng)壓力預(yù)測不顯著。

3.3.2 親子關(guān)系的中介效應(yīng)檢驗

將親子親密性和親子沖突性作為中介變量納入結(jié)構(gòu)方程模型1，形成結(jié)構(gòu)方程模型2，并采用項目打包法對親子親密性、親子沖突性進(jìn)行打包，同樣計算中介效應(yīng)并建立中介模型(溫忠麟,葉寶娟, 2014)，如圖2 所示，該模型擬合指數(shù)較好：χ2/df=13.64，RMSEA=0.05，CFI=0.96，TLI=0.95，SRMR=0.06。

圖2 父母協(xié)同教養(yǎng)對其教養(yǎng)壓力的中介效應(yīng)模型

團結(jié)性協(xié)同教養(yǎng)正向預(yù)測親子親密性(β=0.57,p＜0.001)，負(fù)向預(yù)測親子沖突性(β=-0.25,p＜0.001)和教養(yǎng)壓力(β=-0.04,p＜0.05)；一致性協(xié)同教養(yǎng)負(fù)向預(yù)測親子親密性(β=-0.06,p＜0.05)，而對親子沖突性(β=0.02,p＞0.05)和教養(yǎng)壓力(β=0.02,p＞0.05) 的預(yù)測不顯著；與團結(jié)性協(xié)同教養(yǎng)相反，沖突性協(xié)同教養(yǎng)正向預(yù)測親子沖突性(β=0.28,p＜0.001)和教養(yǎng)壓力(β=0.07,p＜0.05)，負(fù)向預(yù)測親子親密性(β=-0.07,p＜0.05)；貶低性協(xié)同教養(yǎng)則正向預(yù)測親子沖突性(β=0.12,p＜0.001) 和教養(yǎng)壓力(β=0.25,p＜0.001)，而對親子親密性預(yù)測不顯著(β=0.02,p＞0.05)；親子親密性顯著負(fù)向預(yù)測教養(yǎng)壓力(β=-0.20,p＜0.001)，親子沖突性則顯著正向預(yù)測教養(yǎng)壓力(β=0.55,p＜0.001)。

中介效應(yīng)如表3 所示，親子親密性在團結(jié)(β=-0.12,p＜0.001)、一致(β=0.01,p＜0.05)和沖突(β=0.02,p＜0.05)三種協(xié)同教養(yǎng)方式與教養(yǎng)壓力之間起中介作用，三條中介路徑95%CI 分別為[-0.135,-0.096]、[0.002, 0.023]和[0.000, 0.030]。親子親密性在貶低性協(xié)同教養(yǎng)(β=-0.004,p＞0.05)與教養(yǎng)壓力之間中介作用不顯著，95%CI 為[-0.017, 0.010]，并且親子親密性在團結(jié)性、一致性和沖突性協(xié)同教養(yǎng)與教養(yǎng)壓力之間的中介效應(yīng)量分別為40.00%，25.00%，8.33%；親子沖突性在團結(jié)(β=-0.14,p＜0.001)、沖突(β=0.15,p＜0.001)和貶低三種協(xié)同教養(yǎng)方式(β=0.06,p＜0.001) 與教養(yǎng)壓力之間起中介作用，三條中介路徑95%CI 分別為[-0.163, -0.112]、[0.118, 0.187]和[0.032, 0.096]。親子沖突性在一致性協(xié)同教養(yǎng)(β=0.01,p＞0.05)與教養(yǎng)壓力之間中介作用不顯著，95%CI 為[-0.017, 0.033]，并且親子沖突性在團結(jié)性、沖突性和貶低性協(xié)同教養(yǎng)與教養(yǎng)壓力之間的中介效應(yīng)量分別為46.67%、62.50%和19.61%。

表3 親子親密性和親子沖突性在父母協(xié)同教養(yǎng)與教養(yǎng)壓力間的中介效應(yīng)

4 討論

以往研究較多關(guān)注特殊兒童父母的教養(yǎng)壓力，并且在關(guān)于父母教養(yǎng)壓力的影響因素方面，主要關(guān)注父母受教育程度、家庭社會經(jīng)濟地位、以及子女的特征和數(shù)量等難以改變的客觀因素。本研究則關(guān)注核心家庭父母的教養(yǎng)壓力，并從家庭人際關(guān)系層面探討了父母教養(yǎng)壓力的影響機制，強調(diào)家庭教育要從建設(shè)家庭成員間的積極關(guān)系著手，搭建良好的互動模式，營造積極的家庭關(guān)系氛圍，進(jìn)而為父母提供支持，緩解父母的教養(yǎng)壓力。

4.1 父母協(xié)同教養(yǎng)與教養(yǎng)壓力的關(guān)系

研究結(jié)果表明，父母的協(xié)同教養(yǎng)可以顯著預(yù)測父母教養(yǎng)壓力，這與親子關(guān)系模型一致(Deater-Deckard, 2008; Smith & Stephens, 2018)。具體來說，首先，本研究發(fā)現(xiàn)沖突性和貶低性協(xié)同教養(yǎng)都會增加父母的教養(yǎng)壓力。沖突性協(xié)同教養(yǎng)會影響父母自身與伴侶的情緒和行為(鄒盛奇 等, 2019)，而貶低性協(xié)同教養(yǎng)則會破壞伴侶間的關(guān)系，導(dǎo)致伴侶支持的減少(Hassall et al., 2005; Nomaguchi et al., 2017)，造成父母較高水平的教養(yǎng)壓力。其次，與沖突性和貶低性協(xié)同教養(yǎng)模式相反，團結(jié)性協(xié)同教養(yǎng)可以降低父母的教養(yǎng)壓力，這與Johnson 和Simpson(2013)的研究結(jié)果一致。團結(jié)性協(xié)同教養(yǎng)模式可以提升家庭成員之間的凝聚力，加強家庭成員之間的信任、和諧、溫暖和融洽的關(guān)系，讓父母感受到來自伴侶的高社會支持，降低其教養(yǎng)壓力。最后，研究還發(fā)現(xiàn)，一致性父母協(xié)同教養(yǎng)對教養(yǎng)壓力并沒有顯著的預(yù)測作用。這可能因為父母在教養(yǎng)兒童上的分歧本身其實不會導(dǎo)致負(fù)面的家庭結(jié)果(Feinberg, 2003)。并且在中國家庭“男主外，女主內(nèi)”的傳統(tǒng)模式下，父母會對孩子的教養(yǎng)進(jìn)行分工，一致性協(xié)同教養(yǎng)模式可能對于母親的教養(yǎng)壓力起到一定的緩沖作用，而父親的教養(yǎng)壓力可能更多源于需要給孩子提供利于其發(fā)展的資源和條件(Hassall et al., 2005;Nomaguchi et al., 2017)，所以一致性協(xié)同教養(yǎng)既可能對其教養(yǎng)壓力產(chǎn)生積極的影響，也可能產(chǎn)生消極的影響。因而關(guān)于一致性協(xié)同教養(yǎng)對父母教養(yǎng)壓力影響的差異還需要進(jìn)一步探討。

4.2 親子關(guān)系的中介作用

研究結(jié)果顯示，團結(jié)性協(xié)同教養(yǎng)不僅可以直接降低父母的教養(yǎng)壓力，還會分別通過提升親子親密性和降低親子沖突性來減輕父母的教養(yǎng)壓力。相反，沖突性協(xié)同教養(yǎng)會直接增加父母的教養(yǎng)壓力，且會通過提升親子沖突性和降低親子親密性增加教養(yǎng)壓力。具體而言，父母如果是團結(jié)的，共同提升家庭凝聚力，就會增強親子之間親切、積極的關(guān)系，進(jìn)而減輕自身的教養(yǎng)壓力；父母之間的沖突、爭吵和敵對行為則會增加親子沖突，進(jìn)而導(dǎo)致父母教養(yǎng)壓力的增高。這一結(jié)果符合親子關(guān)系模型(Smith & Stephens, 2018)。同樣，基于家庭系統(tǒng)理論中的“溢出假設(shè)”，積極的協(xié)同關(guān)系會溢出到親子關(guān)系中，讓父母感知到良好的親子關(guān)系，這能有效緩解父母的教養(yǎng)壓力；而消極的伴侶協(xié)同關(guān)系也會溢出到親子關(guān)系中，讓父母感知到?jīng)_突性的親子關(guān)系，增加父母的教養(yǎng)壓力，這與以往的研究結(jié)果一致(Feinberg, 2003;Johnson & Simpson, 2013)。

除此之外，貶低性協(xié)同教養(yǎng)會直接增加父母的教養(yǎng)壓力，并且通過增強親子沖突來增加其教養(yǎng)壓力，但是不會通過親子親密性影響父母的教養(yǎng)壓力。也就是說，父母之間破壞伴侶的可靠性和權(quán)威性的行為，會增加親子沖突，進(jìn)而導(dǎo)致父母教養(yǎng)壓力的增高，即破壞性的協(xié)同教養(yǎng)和教養(yǎng)壓力有關(guān)(Chen, 2020)。結(jié)果顯示貶低性協(xié)同教養(yǎng)不會通過親子親密性影響教養(yǎng)壓力，這可能是因為在貶低性協(xié)同教養(yǎng)過程中，存在父親和母親某一方貶低，一方被貶低，而親子親密性在貶低方和被貶低方具有差異，因而貶低性協(xié)同教養(yǎng)對親子親密性預(yù)測不顯著。

4.3 不足與展望

第一，橫斷研究和自我報告的形式限制了因果關(guān)系的推論和結(jié)果的客觀性。未來可以用追蹤研究，以揭示父母的協(xié)同教養(yǎng)模式對其教養(yǎng)壓力影響的動態(tài)變化。同時，本研究中親子關(guān)系僅通過父母報告來衡量，未來可以同時關(guān)注父母和孩子兩個主體，測量其感知到的親子關(guān)系進(jìn)行補充。第二，由于被試在性別上不均衡，因此不能很好地將父母加以等量區(qū)分，限制了研究結(jié)果的拓展性。未來研究可以在考察更多兒童青少年父母的同時，均衡父母人數(shù)，并關(guān)注父母的差異及其間的相互影響。

5 結(jié)論

(1)父母團結(jié)性、沖突性和貶低性協(xié)同教養(yǎng)可以直接預(yù)測其教養(yǎng)壓力；(2)父母感知到的親子親密性在團結(jié)性和沖突性協(xié)同教養(yǎng)與教養(yǎng)壓力間起部分中介作用，在一致性協(xié)同教養(yǎng)與教養(yǎng)壓力間起完全中介作用；(3)父母感知到的親子沖突性在團結(jié)性、沖突性和貶低性協(xié)同教養(yǎng)與教養(yǎng)壓力間起部分中介作用。