龔 揚(yáng) 姜 露 秦雯雯

(1 上海師范大學(xué)教育學(xué)院，上海 200234) (2 上海市松江區(qū)洞涇鎮(zhèn)中心幼兒園，上海 201619)

1 引言

近年來(lái)，祖輩參與幼兒教養(yǎng)的現(xiàn)象在我國(guó)越來(lái)越普遍，祖父母對(duì)幼兒社會(huì)性發(fā)展的影響受到了關(guān)注（Luo et al., 2020; Tanskanen & Danielsbacka,2018）。幼兒社會(huì)能力是指幼兒在社會(huì)情境中獲得人際成功的能力，是幼兒社會(huì)性發(fā)展的重要技能之一（梁宗保, 張光珍, 陳會(huì)昌, 張萍, 2012）。已有研究表明，祖輩參與教養(yǎng)能讓兒童從祖輩身上學(xué)到更多的社會(huì)交往技能，良好的祖孫依戀關(guān)系還能增強(qiáng)幼兒的社會(huì)能力、緩解幼兒的焦慮情緒（嵩鈺佳, 鄧麗華, 申美玲, 蔡珊, 王波, 2016; 姚春榮, 李梅娟, 2002; Crittenden & Dallos, 2009; Li & Liu,2019），但隔代家庭中祖輩的過(guò)度參與則會(huì)帶來(lái)幼兒社交能力弱、社會(huì)適應(yīng)性差等消極影響（方永雙, 張媛媛, 石惠卿, 王卉, 陳津津, 2018; 汪萍等,2009）。祖輩參與教養(yǎng)的“雙刃劍”效應(yīng)爭(zhēng)論已久，關(guān)于祖輩參與教養(yǎng)會(huì)影響幼兒社會(huì)能力這一點(diǎn)達(dá)成了一定的共識(shí)。此外，李芬和風(fēng)笑天（2016）的研究表明，祖輩參與0～6歲兒童早期教養(yǎng)的程度較高，且其參與教養(yǎng)程度會(huì)隨著兒童年齡的增長(zhǎng)而逐漸下降，因而在這一時(shí)期祖輩對(duì)兒童社會(huì)能力的影響也較為直接。因此，本研究提出假設(shè)1：祖輩參與教養(yǎng)與幼兒的社會(huì)能力顯著相關(guān)。

然而，祖輩參與教養(yǎng)與幼兒社會(huì)能力兩者之間的內(nèi)在機(jī)制尚不明確。家庭系統(tǒng)理論認(rèn)為，祖輩對(duì)孫輩的影響是基于整個(gè)家庭系統(tǒng)來(lái)進(jìn)行的，系統(tǒng)內(nèi)部各變量（家庭成員）之間相互依存和相互影響（Minuchin, 1974）。因此，祖輩參與教養(yǎng)還可能會(huì)通過(guò)影響家庭中的其他因素，進(jìn)而影響幼兒的社會(huì)適應(yīng)性（Glass & Huneycutt, 2002; Sun &Jiang, 2017）。其中，母親在幼兒社會(huì)能力的發(fā)展過(guò)程中起著關(guān)鍵作用（Denham, Renwick, & Holt, 1991）。

Belsky（1984）提出了祖輩參與教養(yǎng)對(duì)幼兒社會(huì)適應(yīng)性影響的潛在中介作用模型，即祖輩參與教養(yǎng)可能會(huì)通過(guò)父母育兒壓力影響幼兒社會(huì)適應(yīng)性。育兒壓力是父母在履行父母角色及親子互動(dòng)過(guò)程中，受到其個(gè)人的人格特質(zhì)、親子互動(dòng)不良、子女特征和家庭情境因素的影響而感受到的壓力（Abidin, 1995）。多項(xiàng)縱向研究的結(jié)果表明，父母育兒壓力能夠顯著預(yù)測(cè)幼兒整個(gè)童年時(shí)期的內(nèi)外化行為問(wèn)題（Mackler et al., 2015; Stone,Mares, Otten, Engels, & Janssens, 2016）。且母親的育兒壓力對(duì)幼兒的影響大于父親（Lee, Pace, Lee, &Knauer, 2018）。母親的育兒壓力越高，幼兒的問(wèn)題行為也越多，社會(huì)能力越差（劉莉, 王美芳,2018; Xuan et al., 2018）。李曉巍、謝娟和宋雅婷（2016）的研究表明，母親育兒壓力在祖輩和父輩共同養(yǎng)育與幼兒?jiǎn)栴}行為之間起部分中介作用。Luo等人（2020）也驗(yàn)證了母親育兒壓力在祖輩參與教養(yǎng)對(duì)幼兒社會(huì)適應(yīng)性影響中起中介作用，認(rèn)為祖輩參與有助于緩解育兒壓力，對(duì)兒童社會(huì)能力的發(fā)展有積極影響，還能減少退縮兒童的內(nèi)外化行為問(wèn)題?？梢?jiàn)，母親育兒壓力不僅會(huì)對(duì)母親的育兒過(guò)程產(chǎn)生直接影響，也會(huì)受到家庭成員的影響，進(jìn)而影響幼兒的發(fā)展。因此，本研究提出假設(shè)2：母親育兒壓力在祖輩參與教養(yǎng)與幼兒社會(huì)能力的關(guān)系中起中介作用。

祖輩參與教養(yǎng)還會(huì)通過(guò)母親的教養(yǎng)效能感影響幼兒的社會(huì)能力。教養(yǎng)效能感作為父母對(duì)自己育兒能力的知覺(jué)與評(píng)估，會(huì)影響父母教養(yǎng)行為的發(fā)起以及父母面對(duì)逆境時(shí)是否堅(jiān)持采用適當(dāng)?shù)慕甜B(yǎng)行為（Bandura, 1997; Teti & Gelfand, 1991）。父母教養(yǎng)效能感與兒童的社會(huì)情感、行為結(jié)果等相關(guān)（Coleman & Karraker, 1998; Jones & Prinz,2005）。Junttila，Vauras和Laakkonen（2007）發(fā)現(xiàn)父母教養(yǎng)效能可以正向預(yù)測(cè)幼兒的社會(huì)能力。高教養(yǎng)效能感的母親不僅會(huì)直接示范人際交往的方法和技巧，還會(huì)表現(xiàn)出移情、照顧他人、關(guān)注和傾聽(tīng)等親社會(huì)行為，兒童會(huì)在潛移默化中學(xué)習(xí)這類社會(huì)能力。李曉巍和魏曉宇（2017）的研究表明，父親參與會(huì)通過(guò)影響母親的教養(yǎng)效能感，從而對(duì)幼兒的社會(huì)能力產(chǎn)生積極影響。此外，祖輩與父輩的共同養(yǎng)育也有助于提高母親的教養(yǎng)效能感，進(jìn)而促進(jìn)幼兒社會(huì)能力的發(fā)展，即母親教養(yǎng)效能感在祖輩和父輩共同養(yǎng)育及幼兒社會(huì)能力之間起中介作用（Li & Liu, 2019）。因此，本研究提出假設(shè)3：母親教養(yǎng)效能感在祖輩參與教養(yǎng)與幼兒社會(huì)能力的關(guān)系中起中介作用。

值得注意的是，已有研究分別探討了母親育兒壓力和母親教養(yǎng)效能感在祖輩參與教養(yǎng)與幼兒社會(huì)能力之間的中介作用，但鮮有研究將這兩個(gè)變量同時(shí)納入祖輩參與教養(yǎng)與幼兒社會(huì)能力的關(guān)系中進(jìn)行探討。已有研究證實(shí)了母親育兒壓力是影響母親教養(yǎng)效能感的重要變量（柴彩霞, 馮喜珍,劉麗萍, 陳紅香, 2020）。母親的育兒壓力越大，其自我評(píng)價(jià)的教養(yǎng)效能感越低（Arellano, Denne,Hastings, & Hughes, 2019）。據(jù)此，本研究將母親育兒壓力和母親教養(yǎng)效能感兩個(gè)變量同時(shí)納入祖輩參與教養(yǎng)與幼兒社會(huì)能力的關(guān)系中，探討四者之間的關(guān)系以及祖輩參與教養(yǎng)影響幼兒社會(huì)能力的機(jī)制。這將有利于從母親育兒壓力和母親教養(yǎng)效能感的角度理解祖輩參與教養(yǎng)對(duì)幼兒社會(huì)能力的影響。因此，本研究提出假設(shè)4：母親育兒壓力、母親教養(yǎng)效能感在祖輩參與教養(yǎng)與幼兒社會(huì)能力的關(guān)系中起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

本研究以祖輩參與教養(yǎng)的3～6歲幼兒家庭為研究對(duì)象，構(gòu)建一個(gè)鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ停ㄒ?jiàn)圖1），探討祖輩參與教養(yǎng)與幼兒社會(huì)能力的關(guān)系及其作用機(jī)制，考察母親育兒壓力和母親教養(yǎng)效能感的鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

圖1 母親育兒壓力和母親教養(yǎng)效能感的鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ?/p>

2 研究方法

2.1 被試

以上海市4所幼兒園的3～6歲幼兒及其母親和祖輩為研究對(duì)象，通過(guò)電子問(wèn)卷的方式進(jìn)行調(diào)查，問(wèn)卷均由幼兒母親填寫(xiě)。共回收問(wèn)卷1095份，其中有效問(wèn)卷1056份，有效問(wèn)卷回收率為96.44%。其中，祖輩參與教養(yǎng)家庭的691份有效問(wèn)卷為本研究的最終分析數(shù)據(jù)。幼兒平均年齡為4.80±0.88歲，其中小班245人（35.46%），中班213人（30.82%），大班233人（33.72%）。母親平均年齡為33.50±3.40歲，不同祖輩參與教養(yǎng)的占比分別為：奶奶48.91%、外婆26.05%、爺爺16.50%、外公8.54%。

2.2 研究工具

2.2.1 祖父母參與幼兒生活狀況調(diào)查問(wèn)卷

釆用祖父母參與幼兒生活狀況調(diào)查問(wèn)卷（程香暉, 吳航, 2013）調(diào)查祖輩參與教養(yǎng)情況。問(wèn)卷共38個(gè)項(xiàng)目，包括生活照顧、生活常規(guī)指導(dǎo)、教導(dǎo)人際關(guān)系、休閑娛樂(lè)陪伴、幼兒園相關(guān)活動(dòng)和情緒行為問(wèn)題處理6個(gè)維度。采用5點(diǎn)計(jì)分，1代表“從未”，5代表“總是”，得分越高表示祖輩參與教養(yǎng)的程度越高。本研究中，該總量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.97，各維度內(nèi)部一致性系數(shù)為0.86，0.89，0.89，0.83，0.78，0.89。

2.2.2 親職壓力簡(jiǎn)表

采用Abidin（1995）編制的親職壓力簡(jiǎn)表（PSI-SF）測(cè)量母親的育兒壓力。簡(jiǎn)版的量表共36個(gè)項(xiàng)目，分為育兒愁苦、親子互動(dòng)失調(diào)和困難兒童3個(gè)分量表。采用5點(diǎn)計(jì)分，其中1代表“非常不同意”，5代表“非常同意”，得分越高表示母親的育兒壓力水平越高。本研究中，該總量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.95，各維度內(nèi)部一致性系數(shù)為0.90，0.91，0.89。

2.2.3 父母教養(yǎng)能力感量表

采用父母教養(yǎng)能力感量表中的父母教養(yǎng)效能感分量表的中文版測(cè)量母親的教養(yǎng)效能感（彭詠梅, 劉琴, 周世杰, 2012; Gibaud-Wallston &Wandersman, 1978）。父母教養(yǎng)效能感分量表包括8個(gè)項(xiàng)目，采用6點(diǎn)計(jì)分，1代表“完全不同意”，6代表“完全同意”，得分越高表示母親的教養(yǎng)效能感越高。本研究中，該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.92。

2.2.4 兒童社會(huì)能力與行為評(píng)價(jià)量表

采用改編的兒童社會(huì)能力與行為評(píng)價(jià)量表中的社會(huì)能力分量表測(cè)量幼兒的社會(huì)能力（劉宇, 宋媛, 梁宗保, 柏毅, 鄧慧華, 2012; LaFreniere & Dumas,1996）。該分量表包括10個(gè)項(xiàng)目，采用6點(diǎn)計(jì)分，1代表“從來(lái)沒(méi)有”，6代表“總是這樣”，得分越高表示兒童的社會(huì)能力越強(qiáng)。本研究中，該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.86。

2.3 研究程序

招募過(guò)程中確保每位幼兒母親了解本研究的意圖并同意參加調(diào)查，由班級(jí)教師統(tǒng)一組織幼兒母親完成電子問(wèn)卷。數(shù)據(jù)回收后，采用SPSS23.0、SPSS宏程序PROCESS2.16.3進(jìn)行處理與分析。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差

采用Harman單因子檢驗(yàn)法進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)（周浩, 龍立榮, 2004）。結(jié)果表明，未旋轉(zhuǎn)的探索性因子分析結(jié)果提取特征根大于1的因子共18個(gè)，最大因子方差解釋率為22.40%（小于40%），故本研究數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

3.2 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

相關(guān)分析結(jié)果表明，祖輩參與教養(yǎng)、母親育兒壓力、母親教養(yǎng)效能感、幼兒社會(huì)能力兩兩之間均呈顯著相關(guān)（見(jiàn)表1）。祖輩參與教養(yǎng)、母親教養(yǎng)效能感以及幼兒社會(huì)能力之間呈顯著正相關(guān)，祖輩參與教養(yǎng)與母親育兒壓力呈顯著負(fù)相關(guān)，母親教養(yǎng)效能感與母親育兒壓力顯著負(fù)相關(guān)，母親育兒壓力與幼兒社會(huì)能力顯著負(fù)相關(guān)。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析（n=691）

3.3 祖輩參與教養(yǎng)與幼兒社會(huì)能力的關(guān)系及鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗(yàn)

祖輩參與教養(yǎng)、母親育兒壓力、母親教養(yǎng)效能感以及幼兒社會(huì)能力兩兩之間均存在顯著相關(guān)，因此在PROCESS插件中控制研究對(duì)象（幼兒、母親、祖輩）的性別、年齡和學(xué)歷等變量，分析祖輩參與教養(yǎng)對(duì)幼兒社會(huì)能力的直接效應(yīng)以及母親育兒壓力和母親教養(yǎng)效能感在其中的中介作用。

回歸分析結(jié)果表明，祖輩參與教養(yǎng)對(duì)母親育兒壓力有顯著的負(fù)向預(yù)測(cè)作用（β=?0.14,p<0.001），母親育兒壓力對(duì)母親教養(yǎng)效能感有顯著的負(fù)向預(yù)測(cè)作用（β=?0.50,p<0.001），祖輩參與教養(yǎng)對(duì)母親教養(yǎng)效能感有顯著的正向預(yù)測(cè)作用（β=0.12,p<0.01），母親育兒壓力對(duì)幼兒社會(huì)能力有顯著的負(fù)向預(yù)測(cè)作用（β=?0.34,p<0.001），母親教養(yǎng)效能感則對(duì)幼兒社會(huì)能力有顯著的正向預(yù)測(cè)作用（β=0.24,p<0.001）。將母親育兒壓力和母親教養(yǎng)效能感兩個(gè)變量共同納入回歸方程后，祖輩參與教養(yǎng)對(duì)幼兒社會(huì)能力的正向預(yù)測(cè)作用顯著（β=0.26,p<0.001）。中介效應(yīng)分析結(jié)果表明，母親育兒壓力和母親教養(yǎng)效能感在祖輩參與教養(yǎng)和幼兒社會(huì)能力之間起部分中介作用，中介效應(yīng)值為0.10（見(jiàn)表2）。

表2 中介效應(yīng)分析

具體而言，中介效應(yīng)由3條路徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)組成：通過(guò)祖輩參與教養(yǎng)→母親育兒壓力→幼兒社會(huì)能力的途徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)1（0.05）；通過(guò)祖輩參與教養(yǎng)→母親育兒壓力→母親教養(yǎng)效能感→幼兒社會(huì)能力的途徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)2（0.02）；通過(guò)祖輩參與教養(yǎng)→母親教養(yǎng)效能感→幼兒社會(huì)能力的途徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)3（0.03）?？傞g接效應(yīng)占總效應(yīng)的26.40%，3個(gè)間接效應(yīng)依次占總效應(yīng)的13.31%、4.72%、8.37%，以上間接效應(yīng)的Bootstrap95%置信區(qū)間均不包含0值，表明3個(gè)間接效應(yīng)均達(dá)到顯著水平。詳細(xì)路徑模型見(jiàn)圖2。

圖2 母親育兒壓力、母親教養(yǎng)效能感在祖輩參與教養(yǎng)與幼兒社會(huì)能力之間的鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ?/p>

4 討論

4.1 祖輩參與教養(yǎng)與幼兒社會(huì)能力的關(guān)系

本研究發(fā)現(xiàn)祖輩參與教養(yǎng)與幼兒社會(huì)能力顯著正相關(guān)，且祖輩參與教養(yǎng)對(duì)幼兒社會(huì)能力具有顯著的正向預(yù)測(cè)作用，即祖輩參與教養(yǎng)會(huì)對(duì)幼兒社會(huì)能力的發(fā)展帶來(lái)積極影響，這與部分以往研究結(jié)果一致（Crittenden & Dallos, 2009; Li & Liu,2019）。幼兒可以從祖輩那里學(xué)到更多的社會(huì)交往技能，且與祖輩之間良好的依戀關(guān)系也直接促進(jìn)其社會(huì)能力發(fā)展（姚春榮, 李梅娟, 2002）。雖然與部分以往研究結(jié)論（方永雙等, 2018; Poehlmann,2003）不一致，但這有可能是由于本研究取樣范圍在城市，大多數(shù)祖輩接受過(guò)良好的教育，愿意學(xué)習(xí)科學(xué)的養(yǎng)育知識(shí)，出現(xiàn)消極教養(yǎng)的情況較少，對(duì)幼兒社會(huì)能力產(chǎn)生了積極影響。

4.2 母親育兒壓力的中介作用

祖輩參與教養(yǎng)通過(guò)母親育兒壓力的單獨(dú)中介作用對(duì)幼兒社會(huì)能力產(chǎn)生影響。這一結(jié)果支持了以往的相關(guān)研究（Belsky, 1984; Luo et al., 2020）。具體表現(xiàn)為祖輩參與教養(yǎng)顯著負(fù)向預(yù)測(cè)母親育兒壓力，母親育兒壓力越低，幼兒社會(huì)能力越高。祖輩為母親提供了支持并分擔(dān)了一部分母親的養(yǎng)育職責(zé)，如協(xié)助母親照顧幼兒的日常生活，接送幼兒上下學(xué)等。祖輩的參與能讓母親更好地平衡好家庭和工作，進(jìn)而緩解母親的育兒壓力（李曉巍等, 2016; Luo et al., 2020）。此外，祖輩豐富的育兒經(jīng)驗(yàn)?zāi)茉谝欢ǔ潭壬蠋椭赣H解決幼兒成長(zhǎng)過(guò)程中所出現(xiàn)的情緒、行為和社交問(wèn)題，從而減少母親心理層面上的壓力（李曉巍等, 2016; 羅娟, 楊彩霞, 朱曉宇, 李燕芳, 2020）。因此，祖輩參與教養(yǎng)可以通過(guò)緩解母親育兒壓力來(lái)降低母親育兒壓力對(duì)幼兒社會(huì)能力所帶來(lái)的消極影響。

4.3 母親教養(yǎng)效能感的中介作用

本研究發(fā)現(xiàn)母親教養(yǎng)效能感在祖輩參與教養(yǎng)與幼兒社會(huì)能力間的中介作用顯著。這與以往研究的結(jié)果一致（李曉巍, 魏曉宇, 2017; Li & Liu,2019）。朱禹寰（2018）的研究表明，影響母親教養(yǎng)效能感的關(guān)鍵因素包括母親的教養(yǎng)知識(shí)和文化素養(yǎng)。母親對(duì)自身的養(yǎng)育能力存在懷疑時(shí)會(huì)產(chǎn)生較多的情緒問(wèn)題，還會(huì)采用更專制的教養(yǎng)行為，從而導(dǎo)致兒童出現(xiàn)更多的問(wèn)題行為，其社會(huì)能力也隨之降低（Dennis, Neece, & Fenning, 2018）。祖輩的參與能讓母親向其學(xué)習(xí)育兒知識(shí)，從而提升自身的教養(yǎng)水平，增強(qiáng)教養(yǎng)效能感。此外，祖輩和母親的相互支持和幫助也為幼兒提供了良好的社交榜樣，教會(huì)其分享、合作、互助等親社會(huì)行為，進(jìn)而提升幼兒的社會(huì)能力。因此，祖輩參與教養(yǎng)可以通過(guò)提升母親的教養(yǎng)效能感對(duì)幼兒社會(huì)能力產(chǎn)生積極影響。

4.4 母親育兒壓力和母親教養(yǎng)效能感的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h3>

本研究發(fā)現(xiàn)祖輩參與教養(yǎng)通過(guò)母親育兒壓力和教養(yǎng)效能感的鏈?zhǔn)街薪樽饔脤?duì)幼兒社會(huì)能力產(chǎn)生影響。即祖輩參與教養(yǎng)降低了母親育兒壓力，一定程度上增強(qiáng)了母親教養(yǎng)效能感，從而促進(jìn)幼兒社會(huì)能力的發(fā)展。在我國(guó)大多數(shù)的城市家庭中，幼兒母親為職業(yè)女性（本研究中的占比為91.80%），承擔(dān)著來(lái)自工作和家庭兩方面的責(zé)任。高強(qiáng)度的工作量會(huì)使母親的育兒壓力增加（洪琴等, 2014）。祖輩作為家庭教養(yǎng)的“協(xié)助者”，他們的參與能夠極大地改善母親的育兒困境，減輕母親的育兒壓力，進(jìn)而提升母親的教養(yǎng)效能感，讓母親用更加積極的教養(yǎng)行為和態(tài)度與幼兒互動(dòng)，從而促進(jìn)幼兒社會(huì)能力的發(fā)展。

綜上所述，本研究結(jié)果證實(shí)了祖輩參與教養(yǎng)對(duì)幼兒社會(huì)能力的積極影響，并進(jìn)一步解釋了母親的育兒壓力和教養(yǎng)效能感在祖輩參與教養(yǎng)與幼兒社會(huì)能力之間的作用機(jī)制，拓展了以往祖輩參與教養(yǎng)與幼兒社會(huì)性發(fā)展的相關(guān)研究。但是本研究也存在一些不足之處。首先，本研究的樣本主要來(lái)自城市的公辦幼兒園，未來(lái)研究可以擴(kuò)大取樣的范圍，進(jìn)一步探討祖輩參與對(duì)不同年齡階段幼兒的影響。其次，本研究所有數(shù)據(jù)均來(lái)自母親的報(bào)告，盡管共同方法偏差不明顯，但仍然有可能影響研究結(jié)果的準(zhǔn)確性，未來(lái)可以嘗試從多個(gè)信息源收集數(shù)據(jù)。

5 結(jié)論

（1）祖輩參與教養(yǎng)與幼兒社會(huì)能力呈顯著正相關(guān)；（2）母親育兒壓力和母親教養(yǎng)效能感在祖輩參與教養(yǎng)與幼兒社會(huì)能力間起部分中介作用；（3）母親育兒壓力和母親教養(yǎng)效能感在祖輩參與教養(yǎng)與幼兒社會(huì)能力之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>