父母養(yǎng)育倦怠對親子關(guān)系的影響：婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)的鏈式中介作用

林麗云 向夢涵 吳泳桃 劉學蘭

(“兒童青少年閱讀與發(fā)展”教育部哲學社會科學實驗室(華南師范大學)，華南師范大學心理學院，心理應用研究中心，廣 州 510631)

1 引言

父母養(yǎng)育倦怠是指父母面對長期的教養(yǎng)壓力，產(chǎn)生的一種與養(yǎng)育情境相關(guān)的情緒失調(diào)，包含情感衰竭、情感疏離以及低個人成就感的三維綜合癥，可以看作父母子系統(tǒng)中的一種情緒反應(Roskam et al.,2017)。而親子關(guān)系是以血緣關(guān)系和共同生活為前提，通過日常生活中的溝通交流，父母與子女之間發(fā)展起來的親密關(guān)系，包括情感和行為等多方面的雙向互動(張盼,2018)。以往研究發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)育倦怠情緒對任何家庭類型的親子關(guān)系都會產(chǎn)生直接的負面影響(Gillis ＆ Roskam,2019;Mikolajczak et al.,2018)。陷入養(yǎng)育倦怠的父母常常喪失教養(yǎng)的熱情和成就感，逐漸脫離教養(yǎng)活動，容易忽視孩子的基本需求，影響親子關(guān)系(Roskam et al.,2017)。國內(nèi)有學者發(fā)現(xiàn)父母長期的教養(yǎng)壓力與親子關(guān)系中的親密顯著負相關(guān)，與沖突顯著正相關(guān)(李妍 等,2019; 藺秀云,鄒昕灼,2018)。根據(jù)家庭系統(tǒng)理論(Minuchin,1988)，夫妻子系統(tǒng)、父母子系統(tǒng)和親子子系統(tǒng)三大系統(tǒng)的內(nèi)部元素之間以及各子系統(tǒng)之間會發(fā)生相互作用。教養(yǎng)過程中出現(xiàn)養(yǎng)育倦怠這樣的情緒失調(diào)，不僅僅會影響父母自身，還會影響身邊的人和關(guān)系。因此，父母養(yǎng)育倦怠對親子關(guān)系可能存在溢出效應(Ponnet et al.,2013; Schoppe-Sullivan et al.,2004)，即父母子系統(tǒng)的消極情緒可能會溢出到親子子系統(tǒng)，從而影響親子關(guān)系；甚至在父母系統(tǒng)未滿足的需求會遷移到親子系統(tǒng)，可能發(fā)生補償效應(Erel ＆ Burman,1995)，這都需要結(jié)合實際進一步探索和驗證。

婚姻質(zhì)量是指夫妻雙方對婚姻關(guān)系滿意程度的主觀感受，是在夫妻互動中感受到伴侶帶來的幸福感、滿足感的主觀評價(邢穎 等,2009)。婚姻質(zhì)量可能是父親養(yǎng)育倦怠與親子關(guān)系的中介變量。首先，養(yǎng)育倦怠會顯著地影響婚姻關(guān)系。Mikolajczak 等(2018)的研究指出養(yǎng)育倦怠會對婚姻關(guān)系產(chǎn)生顯著的負面影響；當個體不斷向伴侶傳遞養(yǎng)育過程中產(chǎn)生的負面情緒時，夫妻間更可能產(chǎn)生沖突(程華斌 等,2021)。當夫妻雙方產(chǎn)生養(yǎng)育倦怠情緒時，情感耗竭過大，更容易因小事激惹導致夫妻的婚姻質(zhì)量降低(Carlson ＆ VanOrman,2017)。其次，婚姻質(zhì)量會顯著影響親子關(guān)系。Erel 和Burman(1995)通過元分析證明了溢出效應，即夫妻婚姻質(zhì)量較高時，會形成更和睦的親子關(guān)系。當夫妻關(guān)系融洽時，會互相支持，對兒童采取更為包容的態(tài)度和積極的情緒。梁宗保等(2013)的研究發(fā)現(xiàn)，父母婚姻質(zhì)量較高時，其與子女更容易形成親密的親子關(guān)系。

共同教養(yǎng)是父母之間產(chǎn)生的共同參與教養(yǎng)孩子的行為和觀點，以及在教養(yǎng)過程中表現(xiàn)出的彼此支持或反對的教養(yǎng)行為或意圖，具體表現(xiàn)在父親、母親和孩子三者之間的教養(yǎng)過程和互動關(guān)系中(侯忠偉,2007)。前人研究表明，共同教養(yǎng)可能會受到婚姻質(zhì)量的影響。Pedro 等(2012)的研究結(jié)果指出，婚姻滿意度可以穩(wěn)定地預測共同教養(yǎng)行為。婚姻滿意度越高，父母雙方會更積極地參與共同教養(yǎng)合作，共同教養(yǎng)沖突相對更少(陳玲玲等,2014)。婚姻質(zhì)量不僅可預測當下的共同教養(yǎng)，還能預測未來一段時間的共同教養(yǎng)(盧富榮 等,2019; 烏斯日格 等,2019)。

從理論角度出發(fā)，共同教養(yǎng)可能是養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系的中介變量。目前鮮有研究直接探討?zhàn)B育倦怠對共同教養(yǎng)的影響，但從理論角度推測養(yǎng)育倦怠可能是共同教養(yǎng)的前因變量。一方面，Bronfenbrenner(1979)提出的生態(tài)系統(tǒng)理論認為微系統(tǒng)、中間系統(tǒng)、外部系統(tǒng)和宏觀系統(tǒng)這四部分是影響兒童發(fā)展的重要生態(tài)環(huán)境。共同養(yǎng)育屬于其中的微系統(tǒng)，并且會受到其他三個系統(tǒng)的影響(張燕,2017)，而養(yǎng)育倦怠則通過影響父母感受到的社會支持和父母的情緒變化等來影響外部系統(tǒng)和微系統(tǒng)。另一方面，養(yǎng)育倦怠可以劃分為共同養(yǎng)育團結(jié)、共同養(yǎng)育支持、分擔養(yǎng)育責任和損害共同養(yǎng)育四個維度(van Egeren ＆ Hawkins,2004)。而養(yǎng)育倦怠中表現(xiàn)出的情感衰竭和情感疏離則可能會影響到前三個維度。綜上，基于生態(tài)系統(tǒng)理論和養(yǎng)育倦怠維度，本研究假設(shè)養(yǎng)育倦怠可以負向預測共同教養(yǎng)。其次，共同教養(yǎng)可能是影響親子關(guān)系的前因變量。張歡(2020)的研究結(jié)果表明，共同教養(yǎng)與親子溝通質(zhì)量顯著相關(guān)。如果父母在教養(yǎng)過程中表現(xiàn)出不一致，那么孩子會通過哭喊等方式來應對不一致，從而獲得父母的支持和反饋(Isabella ＆ Belsky,1991)。

在中國，“男主外，女主內(nèi)”的社會規(guī)范仍然盛行(許琪,2016)，父母身份是受性別規(guī)范最強的角色(Koivunen et al.,2009)，出現(xiàn)養(yǎng)育倦怠時，父親和母親受影響的程度不一致。Roskam 等(2017) 發(fā)現(xiàn)，較之于母親，倦怠對父親的危害更大，父親更有可能退出父母角色，也更容易被社會接受。對于母親而言，即使出現(xiàn)了倦怠，母性信仰會促使其一如既往投入到養(yǎng)育活動中。因此，父親母親出現(xiàn)養(yǎng)育倦怠時，通過婚姻質(zhì)量對親子關(guān)系產(chǎn)生的影響可能存在差異。以往研究大多將父母作為整體或單獨調(diào)查母親的倦怠程度，忽略了性別角色的差異，因此有必要探究父親和母親在養(yǎng)育倦怠相關(guān)研究中的差異以及倦怠情緒和親子關(guān)系之間具體的影響路徑。

本研究基于國內(nèi)外現(xiàn)有研究的局限，以家庭系統(tǒng)理論為基礎(chǔ)綜合考察父母養(yǎng)育倦怠對親子關(guān)系的影響機制以及婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)在兩者之間起到的鏈式中介作用，并提出假設(shè)1：父親養(yǎng)育倦怠對其親子關(guān)系具有顯著的負向預測作用；假設(shè)2：母親養(yǎng)育倦怠對其親子關(guān)系具有顯著的負向預測作用；假設(shè)3：父親的婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)在父親養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間起鏈式中介作用；假設(shè)4：母親的婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)在母親養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間起鏈式中介作用；假設(shè)5：父親和母親在養(yǎng)育倦怠-婚姻質(zhì)量-共同教養(yǎng)-親子關(guān)系之間的鏈式中介路徑存在顯著差異。研究的假設(shè)模型如圖1 所示。

圖1 假設(shè)模型

2 研究方法

2.1 被試

采用方便取樣法，向廣東省5 所中小學600 對學生父母發(fā)放問卷，由學生帶回交給家長填寫，填寫后由班主任進行回收，共回收455 對問卷，回收率為75.83%。剔除無效問卷后，最終有效問卷416 對(832 人)，問卷有效率91.43%。本研究中父親的年齡范圍為28～63 歲(平均年齡為41.52±5.60 歲)，母親的年齡范圍為26～60 歲(平均年齡為38.75±5.30 歲)，城鎮(zhèn)被試288 人(34.62%)，農(nóng)村544 人(65.38%)，孩子的年齡范圍為7～19 歲(平均年齡為11.47±2.40 歲)。

2.2 研究工具

2.2.1 父母養(yǎng)育倦怠量表

采用Roskam 等(2017)編制、鄒瑤雯等(2020)修訂的父母養(yǎng)育倦怠量表測量個體的養(yǎng)育倦怠，共17 題。量表包括情感疏離、情感衰竭和父母成就感三個維度。采用5 點計分，總分越高表示父母養(yǎng)育倦怠程度越高。本研究中父親養(yǎng)育倦怠量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.89，母親養(yǎng)育倦怠量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.91。

2.2.2 關(guān)系評估量表

采用Hendrick(1988)編制、袁曉嬌等(2015)修訂的關(guān)系評估量表測量婚姻質(zhì)量，用來考察個體對當下感知到的關(guān)系質(zhì)量的評價。量表共7 題，其中有2 題反向計分，總分越高表示個體感知到的關(guān)系滿意度越高。本研究中父親婚姻質(zhì)量量表Cronbach’s α 系數(shù)為0.81，母親婚姻質(zhì)量量表Cronbach’s α 系數(shù)為0.84。

2.2.3 父母共同教養(yǎng)的關(guān)系感知量表

采用Stright 和Bales(2003) 編制、侯忠偉(2007)修訂的父母共同教養(yǎng)的關(guān)系感知量表測量父母對共同教養(yǎng)的關(guān)系的感知。量表共14 題，包括支持性共同教養(yǎng)和不支持性共同教養(yǎng)兩個維度。采用5 點計分，總分越高表示共同教養(yǎng)關(guān)系越好。本研究中父親共同教養(yǎng)量表Cronbach’s α 系數(shù)為0.88，母親共同教養(yǎng)量表Cronbach’s α 系數(shù)為0.88。

2.2.4 親子關(guān)系量表

采用Pianta(1992)編制、張曉等(2008)修訂的親子關(guān)系量表。量表共26 題，包括親密性、沖突性和依賴性三個維度。采用5 點計分，總分越高表示親子關(guān)系越好。本研究中，父親和母親依賴性分量表的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.51 和0.35，未達到心理測量學標準，因此本研究沿用中國本土化研究中前人的做法，刪除依賴性，保留親密性和沖突性兩個維度。最終，父親親子關(guān)系量表Cronbach’s α 系數(shù)為0.85，母親親子關(guān)系量表Cronbach’s α 系數(shù)為0.84。

2.3 數(shù)據(jù)處理

采用EpiData 3.1 進行數(shù)據(jù)錄入，使用SPSS25.0對數(shù)據(jù)進行整理和統(tǒng)計分析，采用Hayes(2013)編制的SPSS PROCESS 3.3 進行鏈式中介效應分析。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗

采用Harman 單因素檢驗法進行共同方法偏差檢驗(周浩,龍立榮,2004)。將父母雙方所有項目整體進行檢驗，共提取52 個特征值大于1 的因子，解釋率為72.27%，其中第一個因子的方差解釋率為3.58%，小于40%的臨界標準。結(jié)果表明，本研究不存在明顯的共同方法偏差。

3.2 各變量描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析

對父親與母親的養(yǎng)育倦怠、婚姻質(zhì)量、共同教養(yǎng)和親子關(guān)系四個變量進行相關(guān)分析，將孩子數(shù)量和家庭年收入在進一步分析中作為控制變量，結(jié)果表明(表1)：父母的養(yǎng)育倦怠與自身和伴侶的婚姻質(zhì)量、共同教養(yǎng)和親子關(guān)系均顯著負相關(guān)；父母的婚姻質(zhì)量分別與自身和伴侶的共同教養(yǎng)和親子關(guān)系顯著正相關(guān)；共同教養(yǎng)與親子關(guān)系顯著正相關(guān)。

表1 各變量的描述統(tǒng)計結(jié)果和相關(guān)系數(shù)矩陣

3.3 父母婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)的鏈式中介效應

3.3.1 父親婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)的中介作用

采用Hayes(2013)開發(fā)的SPSS PROCESS 3.3 中的Model 6 進行運算，校驗父親婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)在父親養(yǎng)育倦怠對親子關(guān)系的預測作用中的中介作用。其中，孩子數(shù)量、家庭年收入為控制變量，父親養(yǎng)育倦怠為自變量，父親親子關(guān)系為因變量，婚姻質(zhì)量、共同教養(yǎng)為中介變量。將所有連續(xù)變量做標準化處理，將孩子數(shù)量、家庭年收入做變量虛擬化處理，結(jié)果見表2。

表2 父親養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系中介模型的回歸分析

由結(jié)果可知，在控制孩子數(shù)量和家庭年收入的情況下，父親的養(yǎng)育倦怠可以顯著負向預測父親的親子關(guān)系；父親養(yǎng)育倦怠對父親的婚姻質(zhì)量有顯著負向預測作用，同時也可以顯著負向預測父親的共同教養(yǎng)；婚姻質(zhì)量可以顯著正向預測父親的共同教養(yǎng)，同時也可以顯著正向預測父親的親子關(guān)系；父親的共同教養(yǎng)可以顯著正向預測父親的親子關(guān)系。因此，父親養(yǎng)育倦怠對父親親子關(guān)系的總體效應顯著，父親婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)在父親養(yǎng)育倦怠對親子關(guān)系的簡單中介效應和鏈式中介效應均顯著。

采用Bootstrap 法進一步檢驗中介效應的顯著性。結(jié)果顯示，父親養(yǎng)育倦怠對父親親子關(guān)系的預測作用存在三條間接路徑產(chǎn)生的效應：間接效應1：父親養(yǎng)育倦怠通過婚姻質(zhì)量到親子關(guān)系的間接效應(路徑1)，其所在Bootstrap 95% 區(qū)間為[-0.08,-0.01]，該間接效應顯著，效應量為-0.04，相對效應占比為6.46%。間接效應2：父親養(yǎng)育倦怠通過共同教養(yǎng)到親子關(guān)系的間接效應(路徑2)，其所在Bootstrap 95%區(qū)間為[-0.18,-0.06]，該間接效應顯著，效應量為-0.12，相對效應占比為17.95%。間接效應3：父親養(yǎng)育倦怠通過婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)到親子關(guān)系的鏈式中介效應(路徑3)，其所在Bootstrap 95%區(qū)間為[-0.05,-0.02]，該鏈式中介效應顯著，效應量為-0.03，相對效應占比為4.75%。

結(jié)果表明三條間接路徑都成立，此鏈式中介模型成立，即父親的婚姻質(zhì)量、共同教養(yǎng)在父親養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間存在鏈式中介作用，總間接效應達到29.16%。見圖2。

圖2 父親鏈式中介模型

3.3.2 母親婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)的中介作用

采用Hayes(2013)開發(fā)的SPSS PROCESS 3.3 中的Model 6 進行運算，以孩子數(shù)量、家庭年收入為控制變量，母親養(yǎng)育倦怠為自變量，母親親子關(guān)系為因變量，婚姻質(zhì)量、共同教養(yǎng)為中介變量。參考父親數(shù)據(jù)進行相同處理和分析，結(jié)果見表3。

表3 母親養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系中介模型的回歸分析

由結(jié)果可知，在控制孩子數(shù)量和家庭年收入的情況下，母親的養(yǎng)育倦怠可以顯著負向預測母親的親子關(guān)系；母親養(yǎng)育倦怠對母親的婚姻質(zhì)量有顯著的負向預測作用，同時也可以顯著負向預測母親的共同教養(yǎng)；婚姻質(zhì)量可以顯著正向預測母親的共同教養(yǎng)，而無法顯著預測母親的親子關(guān)系；母親的共同教養(yǎng)可以顯著正向預測母親的親子關(guān)系。因此，母親養(yǎng)育倦怠對母親親子關(guān)系的總體效應顯著，共同教養(yǎng)在母親養(yǎng)育倦怠對親子關(guān)系的簡單中介效應顯著，母親婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)在母親養(yǎng)育倦怠對親子關(guān)系的鏈式中介效應顯著。

采用Bootstrap 法進一步檢驗中介效應的顯著性。結(jié)果顯示，母親養(yǎng)育倦怠對母親親子關(guān)系的預測作用存在三條間接路徑產(chǎn)生的效應：間接效應1：母親養(yǎng)育倦怠通過婚姻質(zhì)量到親子關(guān)系的間接效應(路徑1)，其所在Bootstrap 95% 區(qū)間為[-0.00,0.07]，該間接效應不顯著，婚姻質(zhì)量不存在簡單中介作用。間接效應2：母親養(yǎng)育倦怠通過共同教養(yǎng)到親子關(guān)系的間接效應(路徑2)，其所在Bootstrap 95%區(qū)間為[-0.16,-0.07]，該間接效應顯著，效應量為-0.11，相對效應占比為18.21%。間接效應3：母親養(yǎng)育倦怠通過婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)到親子關(guān)系的鏈式中介效應(路徑3)，其所在Bootstrap 95%區(qū)間為[-0.06,-0.02]，該鏈式中介效應顯著，效應量為-0.04，相對效應占比為6.24%。

結(jié)果表明間接路徑1 不成立，間接路徑2 和間接路徑3 成立，說明此鏈式中介模型成立，即母親的婚姻質(zhì)量、共同教養(yǎng)在母親養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間存在鏈式中介作用，總間接效應達到20.01%。見圖3。

圖3 母親鏈式中介模型

4 討論

4.1 父母在養(yǎng)育倦怠與親子關(guān)系上的差異

首先，本研究中的父親養(yǎng)育倦怠程度明顯高于母親的養(yǎng)育倦怠。這與以往研究不一致(Lindstr?m et al.,2011)。由于中國大多家庭依舊是“男主外，女主內(nèi)”，母親和孩子互動更為頻繁和親密，母親可能把養(yǎng)育孩子當作自己的義務和責任，對養(yǎng)育倦怠的接受度和承受力更高，而父親的參與度可能較低，教養(yǎng)經(jīng)驗較少。父親的養(yǎng)育角色和工作對他們來說相對是新的，暫時找不到合適的資源來應對復雜的教養(yǎng)問題，在教養(yǎng)過程中的風險因素較高(Manja et al.,2020)。當父親開始負責孩子的教養(yǎng)問題時，可能會感到無從下手、遭受挫敗，父親形象和男性自尊容易受損，養(yǎng)育倦怠感增多，便會更少地參與到孩子的教育當中。

其次，本研究發(fā)現(xiàn)父親婚姻質(zhì)量在養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間存在部分中介作用，父親養(yǎng)育倦怠可以通過婚姻質(zhì)量來影響親子關(guān)系，但未發(fā)現(xiàn)母親婚姻質(zhì)量在養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系間的中介作用。父親和母親在部分中介影響路徑上出現(xiàn)了差異。可能是因為，當父親在教養(yǎng)過程中感受到較大的倦怠感時，可能會將更多的精力放在職場上，和妻子互動頻率更少，降低婚姻質(zhì)量；效能感較低的父親也較難參與到親子互動中，維持積極的親子關(guān)系，證實了“溢出效應”的合理性(梁宗保 等,2013; Erel ＆ Burman,1995)。相比父親，母親作為給予孩子生命的個體，與孩子之間的情感聯(lián)結(jié)是天生的、緊密的。對母親來說，即使婚姻質(zhì)量較低，母親角色和母性信仰也會驅(qū)動她們關(guān)注教養(yǎng)過程，此時的親子關(guān)系甚至有可能因為“補償效應”反而更加密切(Erel ＆ Burman,1995)。母親的情感表達和社會支持更豐富，倦怠程度較高的母親，即使婚姻關(guān)系不穩(wěn)定，也會尋求朋友等社會支持，或通過其他途徑排解情緒(侯娟 等,2019)，因此母親養(yǎng)育倦怠并不能在婚姻質(zhì)量的作用下間接預測母親的親子關(guān)系。

4.2 父母在養(yǎng)育倦怠與親子關(guān)系上的共性

4.2.1 父母養(yǎng)育倦怠與親子關(guān)系的直接效應

本研究發(fā)現(xiàn)父親和母親的養(yǎng)育倦怠與其親子關(guān)系都呈顯著的負相關(guān)關(guān)系。父親和母親的養(yǎng)育倦怠均可以顯著預測自身的親子關(guān)系。這是父親和母親在教養(yǎng)過程中的第一個共性，表明父母養(yǎng)育倦怠程度越高，親子關(guān)系可能會越差，養(yǎng)育倦怠對家庭關(guān)系造成了較消極的影響。具體來說，當父母對教養(yǎng)工作失去信心和熱情，表現(xiàn)出情感衰竭、情感疏離和低成就感的時候，親子互動與教養(yǎng)投入的頻率也隨之減少，導致親子關(guān)系不穩(wěn)定。父母更疲憊時，會覺得更難和孩子相處。這可能出現(xiàn)一種惡性循環(huán)，即疲憊不堪的父母在與孩子交流時，會負面評價孩子的行為，反過來，這種負面評價又加劇了與養(yǎng)育相關(guān)的倦怠狀態(tài)。倦怠程度不一定要很高才影響親子關(guān)系，即使父母的倦怠感處于一般甚至較低水平，也會對親子關(guān)系產(chǎn)生直接的負面影響(李妍 等,2019; Gillis ＆Roskam,2019)。這些結(jié)論提醒了研究者關(guān)注父母養(yǎng)育倦怠的必要性，以及及時干預和治療倦怠情緒的重要性。

4.2.2 婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)在父母養(yǎng)育倦怠與親子關(guān)系間的鏈式中介效應

中介效應檢驗結(jié)果表明父親的婚姻質(zhì)量、共同教養(yǎng)在養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間存在鏈式中介作用，驗證了假設(shè)3。結(jié)果表明母親的婚姻質(zhì)量、共同教養(yǎng)在養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間存在鏈式中介作用，驗證了假設(shè)4。同時，共同教養(yǎng)在父親和母親的養(yǎng)育倦怠和親子質(zhì)量的關(guān)系中都起到了部分中介的作用。

父親共同教養(yǎng)在養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間存在部分中介作用，父親養(yǎng)育倦怠可以通過共同教養(yǎng)來影響親子關(guān)系，且此條中介路徑的相對效應占比最大。父親的養(yǎng)育倦怠程度較低時，會更有熱情地參與到教養(yǎng)過程中，更容易和母親達成一致的教養(yǎng)方式，營造融洽的教養(yǎng)氛圍。在這種氛圍下，父親能夠更主動地參與到親子互動中，與孩子形成較好的親子關(guān)系。母親養(yǎng)育倦怠也可以通過共同教養(yǎng)來影響親子關(guān)系，也證明了共同教養(yǎng)在家庭系統(tǒng)中的中介作用(周子涵 等,2018)。最重要的是，父親和母親都能夠通過婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)對親子關(guān)系形成鏈式中介作用。對父母雙方來說，如果養(yǎng)育倦怠程度較高，會在教養(yǎng)過程中感受到較多的衰竭感和低成就感，可能會選擇情感隔離和逃避面對，減少對家庭生活的投入，去尋找更有成就感的職場生活或其他非家庭生活。由于自身的情感衰竭，和伴侶的關(guān)系質(zhì)量會受到影響，也較難認同和支持伴侶的教養(yǎng)觀念，彼此教養(yǎng)方式相左，使得其與孩子之間較難形成和諧的親子關(guān)系。這是本研究的父親和母親在教養(yǎng)過程中的第二個共性。

4.3 研究意義與展望

本研究從父母、夫妻、親子子系統(tǒng)三個層面綜合考慮，驗證了婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)在父母養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間的中介作用，發(fā)現(xiàn)了父親和母親在影響路徑上的差異和共性，證實了養(yǎng)育倦怠對整個家庭系統(tǒng)的消極作用，強調(diào)了父母養(yǎng)育倦怠的預防和干預的重要性。

未來可以利用配對數(shù)據(jù)建立主客體互倚模型，或結(jié)合縱向數(shù)據(jù)進一步分析父親和母親養(yǎng)育倦怠的差異以及與家庭系統(tǒng)內(nèi)的其他相關(guān)變量的關(guān)系，豐富父母養(yǎng)育倦怠的研究。此外，可以補充子女的相關(guān)數(shù)據(jù)，從親子系統(tǒng)更直觀地探究養(yǎng)育倦怠對親子關(guān)系的影響，還可以考慮不同的群體，如離異家庭，甚至患病孩子的家庭等進一步增加樣本的代表性和豐富性。

5 結(jié)論

(1)父親的養(yǎng)育倦怠明顯高于母親的養(yǎng)育倦怠水平。(2)父親和母親的養(yǎng)育倦怠可以分別顯著預測自身的親子關(guān)系，兩者之間都顯著負相關(guān)。(3)父親婚姻質(zhì)量在養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間存在部分中介作用；然而母親婚姻質(zhì)量在養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間部分中介作用不顯著。(4)父親的婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)在父親養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間起鏈式中介作用；母親的婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)在母親養(yǎng)育倦怠和親子關(guān)系之間也起鏈式中介作用。