江盈穎 馬 麗 張麗錦 朱莉琪

(1 中國科學(xué)院行為科學(xué)重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，中國科學(xué)院心理研究所，北京 100101) (2 中國科學(xué)院大學(xué)心理學(xué)系，北京 100049)(3 陜西師范大學(xué)心理學(xué)院，西安 710062)

1 引言

為促進(jìn)人口長期均衡發(fā)展，2012 年后我國先后實(shí)施“單獨(dú)二孩”“全面二孩”生育政策；2021 年7 月20 日，《中共中央 國務(wù)院關(guān)于優(yōu)化生育政策促進(jìn)人口長期均衡發(fā)展的決定》公布，提出實(shí)施三孩生育政策及配套支持措施。政策的有效性取決于一系列因素，其中一個(gè)重要因素是心理因素，需要關(guān)注子女?dāng)?shù)量的增加給父母的物質(zhì)和精神生活帶來的影響。在這一背景下，有必要探究子女?dāng)?shù)量對育齡母親生活滿意度的影響及其內(nèi)在機(jī)制。

為解釋20 世紀(jì)70 年代西方國家出現(xiàn)生育率持續(xù)降低，而大多數(shù)發(fā)展中國家卻出現(xiàn)人口出生率超高的現(xiàn)象，F(xiàn)awcett（1972）提出了“子女價(jià)值”（value of children）理論。這一理論認(rèn)為子女一方面可以滿足父母的需要，為父母帶來一些價(jià)值（包括經(jīng)濟(jì)上的回報(bào)、情緒情感的滿足、社會地位的提升以及家庭的鞏固等）；另一方面，生育和養(yǎng)育子女過程中還會面對經(jīng)濟(jì)花費(fèi)、精力和情感上的付出和身體的消耗等方面的壓力（Fawcett,1972; Hoffman & Hoffman, 1973）。 “子女價(jià)值”理論認(rèn)為隨著每名子女的物質(zhì)經(jīng)濟(jì)財(cái)富的積累，子女?dāng)?shù)量的增加會給父母帶來更多經(jīng)濟(jì)上的回報(bào)。然而，子女?dāng)?shù)量并不能夠預(yù)測子女對于父母情感需要的滿足（Nauck, 2007）：一個(gè)孩子可以提供的情感價(jià)值與兩個(gè)/三個(gè)孩子提供的情感價(jià)值沒有顯著差異，邊際效用隨孩子的增加而減少。由此可以推測子女?dāng)?shù)量的增加并不能顯著提高父母情感需要的滿足?！白优畠r(jià)值”理論也認(rèn)為，子女的數(shù)量增加會使得父母面對更大的教養(yǎng)壓力（Hong & Liu, 2021; Lavee et al., 1996）。而經(jīng)濟(jì)上的回報(bào)、情緒情感的滿足和教養(yǎng)壓力等因素都是生活滿意度的重要預(yù)測變量（Bucher et al., 2019;Cho & Hong, 2013; Gitmez & Morc?l, 1994）。

已有研究也關(guān)注了子女?dāng)?shù)量與父母生活滿意度的關(guān)系，但沒有得到一致的結(jié)論。已有一些研究發(fā)現(xiàn)子女的數(shù)量常常負(fù)向預(yù)測父母的生活滿意度（Alesina et al., 2004; MacCulloch et al., 2003），也有研究發(fā)現(xiàn)子女?dāng)?shù)量能夠正向預(yù)測父母的生活滿意度（Haller & Hadler, 2006）。還有研究者認(rèn)為子女?dāng)?shù)量與父母的生活滿意度的關(guān)系受到子女年齡、父母的婚姻狀況、性別等其他因素的調(diào)節(jié)（Angeles, 2010; Pollmann-Schult, 2014; Ugur,2020）：在德國，有伴侶父母（已婚、同居）中子女的數(shù)量能夠正向預(yù)測生活滿意度，但是在單身父母（離異、喪偶）中子女的數(shù)量與生活滿意度并沒有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的關(guān)系。以往研究發(fā)現(xiàn)子女?dāng)?shù)量與父母生活滿意度的關(guān)系也會受到地區(qū)和文化的調(diào)節(jié)（Becchetti et al., 2013）。中國有“多子多?！钡奈幕瘋鹘y(tǒng)，子女?dāng)?shù)量可能能夠正向預(yù)測父母的生活滿意度；但是當(dāng)代中國子女養(yǎng)育成本提高，父母的教養(yǎng)壓力增加，子女?dāng)?shù)量與生活滿意度之間的關(guān)系可能變得更復(fù)雜。國內(nèi)已有的關(guān)于“子女?dāng)?shù)量與父母生活滿意度”的研究大多集中于成年子女及其父母（即中老年被試群體），研究者發(fā)現(xiàn)子女?dāng)?shù)量對老年人當(dāng)前生活滿意度呈正向積極作用（張海峰 等, 2020），但是也會受到子女婚姻狀況、城鄉(xiāng)和性別的調(diào)節(jié)（劉亞飛, 胡靜,2017; 王雨濛 等, 2016）。目前針對正處于適齡生育群體的研究較少。了解適齡生育群體子女?dāng)?shù)量與父母生活滿意度的關(guān)系，對于制定和落實(shí)相關(guān)生育政策有著重要意義（徐華春 等, 2018）。

子女?dāng)?shù)量的增多會帶來教養(yǎng)壓力的增加。教養(yǎng)壓力是指個(gè)體在扮演父母角色過程中所感受到的特殊的壓力（Abidin, 1990）。已有大樣本的研究發(fā)現(xiàn)中國二孩家庭的父母相較于一孩家庭的父母報(bào)告了更高的教養(yǎng)壓力水平（Hong & Liu, 2019），這一結(jié)果與已有研究結(jié)果類似（Lavee et al.,1996）。許多研究都發(fā)現(xiàn)了父母教養(yǎng)壓力與生活滿意度的負(fù)向關(guān)系，教養(yǎng)壓力對生活滿意度的穩(wěn)定影響不僅體現(xiàn)在殘障兒童的父母群體中，在正常兒童的家庭中也普遍存在（Cho & Hong, 2013;Wang et al., 2020）。然而教養(yǎng)壓力并不一定直接導(dǎo)致生活滿意度的下降。一些其他的心理品質(zhì)，比如心理韌性會在其中起中介作用。心理韌性是指個(gè)體所擁有的能夠幫助自己在處于逆境或者威脅時(shí)抵御環(huán)境的不利影響，取得良好發(fā)展結(jié)果的特質(zhì)和能力（Luthar et al., 2000）。近來一些研究者認(rèn)為心理韌性也包含了個(gè)體對于外部資源積極地獲取和利用的行為（朱曉偉 等, 2018）。心理韌性是生活滿意度的預(yù)測變量（Wang & Kong, 2020）：已有神經(jīng)科學(xué)和正念干預(yù)的研究顯示心理韌性可以通過影響靜息態(tài)時(shí)前扣帶回皮層和眶額皮層的腦活動影響生活滿意度（Kong et al., 2015; Wang &Kong, 2020）。資源保存理論認(rèn)為，有助于維持身心健康的資源會受到不良因素的影響而受損，從而導(dǎo)致心理健康問題（Hobfoll & Ford, 2007）。壓力產(chǎn)生于個(gè)體對于情境和自身資源的評估，個(gè)體會通過失控、緊張或者焦慮等情緒和行為表現(xiàn)降低應(yīng)對能力。而長時(shí)間處于壓力情境中會導(dǎo)致心理韌性受損，從而影響其身心健康（朱曉偉 等,2018）。許多研究已經(jīng)證明了環(huán)境和其他心理因素會通過心理韌性影響生活滿意度：比如個(gè)體受到的壓力會通過降低心理韌性從而影響其睡眠質(zhì)量（張丹 等, 2021），認(rèn)知重評的策略能夠通過提高心理韌性從而提高生活滿意度（陳琴, 王振宏,2014）。另外也有研究發(fā)現(xiàn)，阿爾茨海默癥看護(hù)者所感知到的看護(hù)壓力負(fù)向預(yù)測其心理彈性（Wilks &Croom, 2008），殘障兒童父母所感知到的教養(yǎng)壓力負(fù)向預(yù)測父母的心理彈性，而社會支持在其中起到中介的保護(hù)性作用（Zhao et al., 2021）。因此，本研究預(yù)期子女?dāng)?shù)量通過教養(yǎng)壓力影響育齡父母的生活滿意度的同時(shí)，也可能會通過教養(yǎng)壓力影響心理韌性，進(jìn)而影響育齡父母的生活滿意度。

因?yàn)槟赣H在養(yǎng)育過程中投入的時(shí)間比父親更多，承擔(dān)著更多非經(jīng)濟(jì)的壓力，這可能使得母親不得不放棄自己娛樂休息的時(shí)間照顧子女，同時(shí)還會影響她們的職業(yè)發(fā)展，研究者認(rèn)為子女?dāng)?shù)量對于生活滿意度的消極影響主要表現(xiàn)在女性群體中（Becchetti et al., 2013），因此本研究選取育齡母親為研究對象，探討子女?dāng)?shù)量對于育齡母親生活滿意度的影響，并進(jìn)一步分析教養(yǎng)壓力與心理韌性在其中的具體作用。研究假設(shè)模型如圖1 所示。

圖1 研究假設(shè)模型

2 研究方法

2.1 被試

采取整群取樣法，從陜西省西安市某小學(xué)以班級為單位抽取三至六年級學(xué)生共773 名，由學(xué)生將問卷帶回家，邀請其母親填寫，回收問卷726 份。剔除5 題以上連續(xù)未作答的無效問卷，得到有效問卷510 份，有效回收率為70.25%。其中，農(nóng)村戶口123 人（24.12%），城市戶口387 人（75.88%）；家庭子女?dāng)?shù)量中，一孩母親252 人（49.41%），二孩238 人（46.67%），三孩17 人（3.33%），四孩3 人（0.59%）。被試的平均年齡為37.23±2.98 歲（年齡范圍為29.25～50.33 歲）。由于三孩與四孩母親的被試量較少，本研究以下只納入一孩母親和二孩母親數(shù)據(jù)進(jìn)行分析（一個(gè)孩子編碼為0，兩個(gè)孩子編碼為1；n=490）。一孩（獨(dú)生子女或二孩家庭中的第一個(gè)孩子）的平均年齡為9.81±1.97 歲（年齡范圍為8.08～24.17 歲）。

2.2 研究工具

2.2.1 教養(yǎng)壓力問卷

本研究采用Zheng 等人（2005）的子女價(jià)值觀問卷中的教養(yǎng)壓力題項(xiàng)（Kim et al., 2005），量表包括3 個(gè)題目，例如“養(yǎng)育這個(gè)孩子帶來的問題比原來預(yù)料的更多”，采用Likert 5 點(diǎn)計(jì)分，1 表示“完全不符合”，5 表示“完全符合”。所有題目總分越高表明母親教養(yǎng)壓力越大。本研究中該問卷的Cronbach’s ɑ系數(shù)為0.82。

2.2.2 心理韌性量表

本研究采用于肖楠和張建新（2007）修訂的Connor-Davidson 韌性量表（Connor-Davidson Resilience Scale, CD-RISC），量表由25 個(gè)題目組成，包括三個(gè)維度：樂觀性（4 個(gè)題目，如“我有親密、安全的關(guān)系”）、自強(qiáng)性（8 個(gè)題目，如“我能適應(yīng)變化”）和堅(jiān)韌性（13 個(gè)題目，如“當(dāng)事情看起來沒什么希望時(shí)，我不會輕易放棄”）。采用Likert 5 點(diǎn)計(jì)分，1 表示“從不”，5 表示“總是”，所有題目總分越高表明母親的心理韌性水平越高。對問卷進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，結(jié)果表明模型各項(xiàng)指標(biāo)擬合可接受：χ2/df=3.89，CFI=0.87，TLI=0.86，RMSEA=0.08，SRMR=0.05。本研究中該量表的Cronbach’s ɑ系數(shù)為0.94。

2.2.3 生活滿意度量表

本研究采用Zheng 等人（2005）的子女價(jià)值觀問卷中的生活滿意度量表，量表包括6 個(gè)題目，包括對健康狀況、工作、家庭、丈夫、友誼以及對生活總體感覺的滿意度評價(jià)，采用Likert 5 點(diǎn)計(jì)分，1 表示“非常不滿意”，5 表示“非常滿意”。所有題目總分越高表明個(gè)體生活滿意度越高。對問卷進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，結(jié)果表明模型各項(xiàng)指標(biāo)擬合可接受：χ2/df=3.79，CFI=0.99，TLI=0.96，RMSEA=0.07，SRMR=0.01。本研究中該量表的Cronbach’s ɑ系數(shù)為0.82。

2.2.4 家庭社會經(jīng)濟(jì)地位

參考師保國和申繼亮（2007）的做法，把受教育程度分為8 個(gè)等級，賦予1～8 的分；把收入分為5 個(gè)等級，賦予1～5 的分值。最后把兩個(gè)指標(biāo)求平均作為客觀社會經(jīng)濟(jì)地位的指標(biāo)，分?jǐn)?shù)越高表明客觀社會經(jīng)濟(jì)地位越高。

2.3 研究程序與統(tǒng)計(jì)方法

以班級為單位發(fā)放問卷，由學(xué)生帶回家給自己的母親填寫。向?qū)W生說明研究意圖并強(qiáng)調(diào)自愿、匿名、據(jù)實(shí)填答等原則。所有問卷第二天帶回學(xué)校收回。使用SPSS26.0 和Amos26.0 對數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。首先使用SPSS26.0 統(tǒng)計(jì)各變量的分布情況，計(jì)算其相關(guān)關(guān)系；然后使用Amos26.0 對假設(shè)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

本研究主要采用自陳報(bào)告法收集數(shù)據(jù)，這一研究方法可能會存在共同方法偏差的問題，因此本研究在問卷測量的過程中進(jìn)行了必要的控制，如保護(hù)被試的匿名性、在知情同意書中向被試說明所得到的數(shù)據(jù)僅用于科學(xué)研究、問卷中部分題目使用了反向計(jì)分等等。另外，在分析數(shù)據(jù)前采用Harman 單因素檢驗(yàn)法，將所有變量的題項(xiàng)進(jìn)行主成分因子分析。結(jié)果顯示，第一個(gè)因子能夠解釋31.68%的變異量，小于40%的臨界值。因此本研究的數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

3.2 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

表1 列出了各變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差及其皮爾遜相關(guān)矩陣。相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)，子女?dāng)?shù)量與教養(yǎng)壓力呈正相關(guān)；教養(yǎng)壓力與心理韌性、生活滿意度呈負(fù)相關(guān)；心理韌性與生活滿意度呈正相關(guān)。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)矩陣（n=490）

3.3 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

為了有效控制測量誤差，本研究采用結(jié)構(gòu)方程建模的方法進(jìn)行多重中介效應(yīng)檢驗(yàn)，得到圖2 所示的路徑模型。并將家庭社會經(jīng)濟(jì)地位、戶口（農(nóng)村/城市）、母親的年齡以及一孩年齡納入控制變量。結(jié)果顯示模型擬合良好：χ2/df=2.04，CFI=0.99，TLI=0.96，RMSEA=0.05，SRMR=0.02。該模型包含兩條中介路徑：教養(yǎng)壓力的中介、教養(yǎng)壓力-心理韌性的鏈?zhǔn)街薪?。最后，采用偏差校正的非參?shù)百分位Bootstrap 檢驗(yàn)，重復(fù)取樣5000 次，進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)及置信區(qū)間的估計(jì)，若95%的置信區(qū)間不包括0，則表明間接效應(yīng)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。結(jié)果表明，教養(yǎng)壓力和心理韌性在子女?dāng)?shù)量-生活滿意度之間起到完全中介作用：教養(yǎng)壓力起到獨(dú)立中介作用（95%的置信區(qū)間為[-0.12, -0.02]）、教養(yǎng)壓力-心理韌性起到鏈?zhǔn)街薪樽饔茫?5%的置信區(qū)間為[-0.04, -0.01]）。見表2。

圖2 中介模型檢驗(yàn)結(jié)果

表2 對中介效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)的Bootstrap 分析及效應(yīng)量

4 討論

本研究結(jié)果顯示，子女?dāng)?shù)量并不直接影響育齡母親的生活滿意度，而是通過教養(yǎng)壓力和心理韌性的中介作用間接影響育齡母親的生活滿意度。中介作用主要通過兩條路徑來實(shí)現(xiàn)：一條是教養(yǎng)壓力的獨(dú)立中介作用；另一條是通過教養(yǎng)壓力和心理韌性的鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

本研究并沒有發(fā)現(xiàn)子女?dāng)?shù)量對生活滿意度的直接影響?？赡艿脑蚴牵优?dāng)?shù)量對生活滿意度的影響較為復(fù)雜：子女?dāng)?shù)量的增加一方面能夠帶來更多的情感上的支持，另一方面也增加了當(dāng)前撫育孩子所帶來的壓力。為人父母本身對生活滿意度有積極影響，但是這些提高生活滿意度的積極影響可能被子女成本所抵消。另外“子女價(jià)值”理論認(rèn)為子女?dāng)?shù)量并不能夠預(yù)測子女對于父母情感需要的滿足（Nauck, 2007）：一個(gè)孩子與兩個(gè)/三個(gè)孩子提供的情感價(jià)值沒有顯著差異，邊際效用隨孩子的增加而減少。因此，從沒有子女到有子女的情感回報(bào)會大于從一個(gè)子女到兩個(gè)子女。已有研究證明孩子提供的生命意義以及親子關(guān)系中的愉悅體驗(yàn)并不會隨著子女?dāng)?shù)量的增加而增加（Nomaguchi & Brown, 2011），而親子關(guān)系的滿意度與生活滿意度呈顯著的正相關(guān)（Jiménez-Iglesias et al., 2017; Peng et al., 2019），可能與已有研究結(jié)果類似，生活滿意度或許不會隨著子女?dāng)?shù)量的增加而提高。本研究被試群體均為已育孩子的母親，子女?dāng)?shù)量的增加或許對其生活滿意度影響降低。

研究結(jié)果驗(yàn)證了教養(yǎng)壓力的獨(dú)立中介作用和教養(yǎng)壓力-心理韌性的鏈?zhǔn)街薪樽饔?。子女?dāng)?shù)量的增加不僅會使得母親感知到的整體的教養(yǎng)壓力增加從而降低其生活滿意度，同時(shí)教養(yǎng)壓力的增加也會通過降低母親的心理韌性，進(jìn)而降低育齡母親的生活滿意度。這提示，除了用制度保障降低養(yǎng)育壓力，還要關(guān)注育齡母親的心理健康水平和心理特質(zhì)。正念干預(yù)的研究驗(yàn)證了心理韌性對生活滿意度的影響：正念訓(xùn)練能夠通過提高個(gè)體的心理韌性，從而正向影響自尊水平和生活滿意度（Wang & Kong, 2020）。這些研究佐證了心理韌性作為個(gè)體所擁有的抵御環(huán)境的不利影響的特質(zhì)和積極地獲取和利用外部資源的行為（朱曉偉 等,2018; Luthar et al., 2000），其在教養(yǎng)壓力與生活滿意度中的重要作用。

本研究也存在一些局限和不足：第一，樣本的選取主要為育有一孩或二孩的母親，前人研究發(fā)現(xiàn)的子女?dāng)?shù)量的邊際效用遞減現(xiàn)象提示，未來研究可以選取沒有子女與育有子女的被試進(jìn)行比較。第二，本研究測量的教養(yǎng)壓力的幾個(gè)題項(xiàng)主要為育齡母親所感知到的整體的壓力，未來研究者可以采用更加嚴(yán)格的測量工具，具體測量教養(yǎng)壓力的來源，如養(yǎng)育孩子帶來配偶之間的問題、身體健康問題、社會關(guān)系問題等等（Nygren et al.,2012），探討子女?dāng)?shù)量的增加對不同維度教養(yǎng)壓力的影響。第三，其他因素如戶口、家庭社會經(jīng)濟(jì)地位、子女性別及年齡等因素也會對母親的教養(yǎng)壓力和生活滿意度產(chǎn)生重要的影響，未來研究可以將這些因素納入，進(jìn)行更加全面的分析。第四，父親在家庭和生育選擇中起著重要的作用，未來研究可以納入父親群體，對比家長角色是否會在其中起到調(diào)節(jié)作用，從而更加全面地分析子女?dāng)?shù)量對于個(gè)體生活滿意度的影響，并進(jìn)一步分析其對個(gè)體生育意愿的影響。

5 結(jié)論

（1）教養(yǎng)壓力中介了子女?dāng)?shù)量和育齡母親生活滿意度之間的關(guān)系。（2）教養(yǎng)壓力和心理韌性在子女?dāng)?shù)量和育齡母親生活滿意度之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>