我国已婚人群平衡工作与家庭冲突的困境——基于受教育水平的影响效应分析

王彦军，黄旭鹏

（吉林大学 东北亚研究中心，吉林 长春 130012）

伴随着我国初婚年龄的不断延后，家庭组建期与工作上升期交织重叠，在当前竞争激烈的社会大环境下，抚养子女、赡养老人等家庭问题与加班高压、离职失业等工作问题堆砌并存，工作与家庭矛盾日趋突出。《2020 中国人口普查年鉴》数据显示我国15 岁以上有配偶人群占15 岁及以上人口的72.67%，面临工作与家庭问题的群体规模巨大。［1］伴随新一代独生子女进入婚姻组建期，新婚姻主体带来家庭及工作价值观念的新变革，工作家庭冲突的诱因及表现形式也日趋多样化。

一、文献综述

（一）工作-家庭冲突概念及其相关理论

工作-家庭冲突最早起源于Kahn 于1964 年提出的角色冲突矛盾，即个体在工作与家庭领域需要进行不同角色之间的切换，但各角色之间的需求并不相同导致难以兼顾两个领域而产生的矛盾。［2］此后不同的西方学者对其理论进行了相应的补充。Greenhaus和Beutell对角色冲突进行了全面且规范性的界定。他们认为在工作与家庭中所扮演角色之间压力的互相抵触与不相容使个体在自身如何进行角色定位存在模糊不清的状态，无法清晰地区分两个领域之间具体的界限，即由于参加家庭角色而难以参加工作角色，因而最终由角色冲突导致了工作-家庭冲突，［3］这一定义得到了学术界的普遍认同。此外，Gutek等学者认为工作-家庭冲突具有双向性，即工作-家庭冲突可分为因工作层面的问题影响个体履行家庭义务的工作-家庭冲突（Work Interfering Family，简称WIF）和因履行家庭责任导致工作精力分配不足的家庭-工作冲突（Family Interfering Work，简称FIW）。［4］在此基础上，Netemeyer等学者又对工作-家庭冲突的双向性进行了补充。他们认为同一因素对工作-家庭冲突和家庭-工作冲突的影响效应也具有异质性，［5］这种异质性可能基于时间、压力和行为三个维度体现在不同的工作家庭问题上，此后这种双向异质性被Carlson用具体的工作-家庭冲突量表所证实。［6］

工作-家庭冲突的相关理论主要有角色理论、关系理论、资源保存理论和边界理论，本文基于研究目的，以资源保存理论和关系理论为核心搭建分析框架对受教育水平影响工作-家庭冲突的传导路径进行理论阐释。关系理论是对个体在工作与家庭两个领域之间所诱发的问题或所扮演角色之间存在的关系进行阐释的理论，其又可划分为溢出理论和补偿理论。正如字面之意，溢出理论主要是指个体将某一领域的价值观、情感和行为方式溢出到另一领域的过程，这种溢出可以是积极的，也可以是消极的。［7］而补偿理论则是溢出理论的补充，其指的是个体会经常将某一领域的满足来补偿另一领域的不足，并通过互补性和反应性两种补偿方式得以实现。［8］资源保存理论是一种试图寻找压力产生过程及探寻解决机制的理论。人们存在着保护、培养自身资源的动机，当现有资源面临损失时，人们则会产生压力反应，相反，资源收益则会减缓人们产生此类压力。［9］

（二）工作-家庭冲突影响因素的相关实证研究

工作-家庭冲突的影响因素主要分为个体层面因素、家庭层面因素和工作层面因素。

在个体层面因素上，最为突出的是性别角色分工问题。传统的“男主外、女主内”的性别分工使工作家庭分工形成了非常明确且刻板的性别规范，相关研究表明因不遵守角色要求所面临的制裁压力，男性主要集中在工作，而女性则集中在家庭，［10］这种角色压力使得社会角色期望变得刻板固化，两性角色博弈也突显在工作与家庭的事实冲突之中，阻碍了性别红利的释放。［11］此外，也有学者从个体性格特征出发探寻工作-家庭冲突的诱因。一方面，语言表达能力较强的个体所面临的沟通压力相对较低，解决冲突问题的概率也相对较高。［12］而另一方面，是否促成工作-家庭冲突还有赖于个体自我控制资源的多少。当个体过于消耗自我控制资源且达到某一临界点时则会激化工作-家庭冲突的发生。［13］

在家庭层面因素上，学者们研究的主要侧重点在婚姻质量和亲职压力上。婚姻满意度是最为直接衡量婚姻质量的主观测量指标。良好的婚姻满意度有利于缓解家庭压力，反之会使个体在忍受来自家庭负面情绪的同时难以全心投入工作，导致陷入工作-家庭冲突的恶性循环之中。［14］同时，婚姻满意度可以提高父亲的教育投入，影响其对儿童成长活动的参与频率和质量，并且缓解母亲单方面育儿的家庭压力。［15］此外，养儿育女的职责压力（即亲职压力）是造成工作-家庭冲突的最主要因素。［16］有众多研究表明孩子年龄相对较小的家庭所面临的家庭压力相对更大。［17-19］同时，孩子数量也会影响父母的心理健康，［20］并且对城市青年父母双方的影响效用具有异质性。［21］

在工作层面因素上，相关研究主要聚焦工作时长和职业特征两个方面。在工作时长上结论较为一致，即混乱和过长的工作时间会导致身体的健康损伤，同时生活情绪的压力所造成的挫败感和愧疚与愤怒的情绪也会造成心理能量的内耗，进而导致心理上的情绪损伤，［19］共同促成冲突的产生。［22］而在职业特征上则呈现出明显的群体异质性。首先，有研究表明创业者发生工作-家庭冲突的概率明显高于普通劳动者，并且在性别及创业者类型上也存在着显著差异。［23］其次，独生代或新生代员工的工作-家庭冲突呈现出新特征，最为突出的是不同性别的独生代或新生代员工婚后工作压力呈现出双向趋势，其中女性婚后工作压力有所下降，而男性则显著增加。［24］此外，还有学者以资源保存理论为基础构建综合分析框架，发现工作资源的损失会加剧工作-家庭冲突，而资源获得则会减缓工作-家庭冲突。［25］

（三）既往研究评述

目前国内外学者对工作-家庭冲突的研究较为丰富，其中多数研究将工作-家庭冲突作为前因变量，探寻其对个体的身心状况和工作家庭行为的影响，少部分研究则将工作-家庭冲突作为后果变量，揭示工作-家庭冲突产生的诱因，但这类研究多关注“事”，即个体行为的影响，而对“人”，即个体自身特征鲜有研究。随着经济社会的不断发展，我国人口发展实现了从高速度增长向高质量增长的历史性转变，义务教育普及程度的提升、高等教育招生规模的扩大有效地推进了我国国民素质的整体跃升，映射到个人层面，受教育与否或受教育程度与个人未来从事何种职业及收入水平具有高度相关性，同时也有助于个体认知水平与沟通能力的提升，在一定程度上影响个体在工作领域与家庭领域的环境状况，调节情绪变化，进而影响冲突的产生。将受教育水平与工作-家庭冲突两者相联系，从教育角度出发对工作-家庭冲突问题的研究还不充分，受教育水平如何分别从工作和家庭两方面影响冲突的产生及其传导路径有待充分探究。

（四）受教育水平的影响路径分析

目前受教育水平对个体方方面面的影响均有颇为丰硕的研究成果，但并非各方面都对工作-家庭冲突的发生具有较强的相关性，同时国内关于工作-家庭冲突的研究大多数将工作与家庭问题杂糅在一起，数据结果在一定程度上存在偏差，进而容易对结论产生误判，为保障结果稳健，本文在理论机制上从工作和家庭分别论述了受教育水平对工作-家庭冲突的影响路径（见图1），并提出如下假设：

第一，受教育水平与个体的经济社会地位和失业概率均具有强烈相关性。一方面，受教育程度较高的群体在习惯上被认定为社会经济地位相对较高；［26］另一方面，受教育水平越高的劳动者失业风险越低。因此，基于资源保存理论，受教育水平的提高能够改善个体的工作环境，提高其经济社会地位，降低失业可能性，减缓资源压力的形成，进而通过溢出与补偿机制影响家庭，减缓工作-家庭冲突的产生。

第二，受教育水平对个体的认知水平、交际能力具有正向影响。［27］受教育水平较高的家庭的家庭氛围好、家庭关系较为友善，［28］面临的冲突问题较少，有利于构建和睦的家庭环境。当工作领域情绪不足时，家庭领域所获得的正面情绪将会缓解工作压力带来的负面情绪，进而减缓家庭-工作冲突的产生。

综上所述，受教育水平的提高能够从工作和家庭两个方向有效降低已婚人群工作-家庭冲突发生的概率。

二、数据来源、变量与模型设定

（一）数据来源

本文数据来源于中国社会科学院社会学研究所“中国社会状况综合调查”（Chinese Social Survey，简称CSS）2019 年的基线调查。将已婚且处于在职状态的人群作为研究对象，对原始数据进行了如下预处理：首先，选取了本人婚姻状态为在婚的样本，包括初婚有配偶和再婚有配偶；其次，基于国家法定结婚年龄和退休年龄，选取女性年龄为20-50岁及男性年龄为22-60岁的在业样本，筛选掉失业及未就业人群；最后，在剔除重要变量缺失样本后，最终获得1 199个分析样本。

（二）变量设置

1.被解释变量

依据Netemeyer 和Carlson 等学者对工作-家庭冲突双向异质性的解释，［5-6］本文将工作-家庭冲突①为明确概念，本文中工作-家庭冲突的三种状况总称为“工作-家庭冲突”，工作和家庭共同发挥作用的双向冲突以“工作-家庭双向冲突”代指。的三种发生状况作为被解释变量，即“工作-家庭双向冲突”“工作-家庭冲突”“家庭-工作冲突”。基于传统工作-家庭冲突量表的问题设置，本文选取问题“我工作完回到家后总是很累，没有精力再做家务（照顾孩子）”“我大部分时间都花在工作上了，很难承担家庭责任”“做家务（照顾孩子）很累，我总是不能够很好地完成工作”“由于要尽家庭责任，我很难把精力集中在工作上”四个问题作为被解释变量的依据。其中前两个问题为工作因素所造成的家庭困境，后两个问题为家庭因素所造成的工作困境。因此，本文将前两个问题合并设置为第一个被解释变量“工作-家庭冲突”，若有前两个问题中的任意一项则说明存在“工作-家庭冲突”，将后两个问题合并设置为第二个被解释变量“家庭-工作冲突”，若有后两个问题中的任意一项则说明存在“家庭-工作冲突”，此外，若同时存在前后两个问题中的任意一项则说明工作家庭困境存在双向性，设置第三个被解释变量“工作-家庭双向冲突”，最终一共形成三个被解释变量。

表1 变量设置及赋值

2.核心解释变量

本文的核心解释变量为受教育水平。原问题中选项有“未上学”“小学”“初中”“高中”“中专”“职高技校”“大学专科”“大学本科”“研究生”，对此，本文将各层次的受教育程度转换为受教育年限以衡量受教育水平。

3.控制变量

加入个体特征、家庭特征及工作特征作为控制变量。个体特征包括性别、年龄、户籍、地区。伴随着经济社会的迅速发展与生育观念的转变，我国已婚人群家庭问题受到子女数量及家庭经济状况的影响，因此本文将现有子女数和全年家庭收入作为家庭特征上的控制变量。而工作方面的问题多以所在单位的工作状况所决定，对此本文根据“您从事这份工作所在单位/公司是？”认定单位性质，将“党政机关、人民团体、军队”“国有企业及国有控股企业”“国有/集体事业单位”“民办事业单位（民办非企业单位）”“社区居委会、村委会等自治组织”合并为“行政事业性单位及国有企业”，其具有规模大、工作稳定、工作强度小的特征；将“集体企业”“私营企业”“三资企业”归纳为“其他企业”，相对于行政事业性单位及国有企业其具有规模较小、工作不稳定、工作强度大等特征；将“个体工商户”和“没有单位”合并为“个体及自由职业者”，其不具有雇佣关系，相对独立，但工作时长和强度不稳定；剩余选项认定为缺失值给予剔除。此外，基于工作-家庭冲突的基本概念，已婚人群在工作与家庭领域的角色时间具有相对性，因此本文以“每月工作时长”为依据，来衡量已婚人群每月在工作领域所分配的角色时间对工作-家庭冲突的影响。

4.中介变量

受教育水平能够有效改善个体的综合素质，从而提高与人交际及处理矛盾的能力。本文从工作和家庭两方面出发，共设置三个中介变量。基于资源保存理论，影响已婚人群压力状况的工作因素主要有个体的工作获益和其工作资源损失的可能性，将问题“目前，您认为您的经济社会地位处于何种程度？”作为个体从工作中获取的收益，设定为“工作获得（M1）”；将问题“您认为自己在未来6个月内失业的可能性有多大？”作为个体“失业恐惧”的主观评价，设定为“工作损失（M2）”。此外，家庭经济状况与工作收入有紧密联系，因此本文侧重从家庭关系状况出发，揭示受教育水平对家庭-工作冲突状况的影响。将问题“在过去12 个月中，您或您家庭遇到下列哪些生活方面的问题？”中的“家庭关系不和（如离婚、分居、婆媳关系不好等）”和“家人无业、失业或工作不稳定”两个与家庭成员关系相关的选项合并为“家庭关系问题”，设置为“家庭融洽（M3）”，作为家庭方面的中介变量。

（三）模型设置

本文工作-家庭双向冲突、工作-家庭冲突和家庭-工作冲突三个被解释变量均属于二分类变量，适用于二元Logistics 模型进行回归分析。其中模型（1）、模型（3）、模型（5）为基准回归，模型（2）、模型（4）、模型（6）为加入了个体、家庭和工作层面控制变量后的回归模型，具体模型公式如下：

P为已婚人群发生各形式工作-家庭冲突的概率，edu为核心解释变量受教育水平，β0为回归系数。Zj是已婚人群第j个控制变量，βj为第j个控制变量的回归系数，α0是常数项，ε0为标准误。

本文基于性别、户籍、年龄三大特征，通过分样本回归对受教育水平与不同特征已婚人群工作-家庭冲突的关系进行了异质性分析。

本文将机制分析建立在关系理论、资源保存理论和已有学者的研究基础之上，分别分析了工作获得和工作损失在受教育水平与工作-家庭冲突之间、家庭融洽在受教育水平与家庭-工作冲突之间的中介作用。因二分类因变量的方差无法直接观察，自变量与中介变量、中介变量与因变量之间的链接函数具有差异性，运用传统中介效应检验方式具有一定的偏差，同时为防止内生性问题，本文借鉴江艇关于因果推断经验研究中机制分析的思路，［29］在理论分析上，基于资源保存理论和关系理论分析了中介变量对工作-家庭冲突和家庭-工作冲突的影响，在实证分析上，仅考察受教育水平对中介变量的影响，进而达到克服使用传统三步法进行中介效应模型构建的缺陷，建立如下模型：

三、分析结果

（一）描述性统计

表2和表3报告了样本描述性统计的结果。从整体来看，发生工作-家庭双向冲突、工作-家庭冲突、家庭-工作冲突的已婚人群分别占比28.7%、60.6% 和33.6%，可知存在工作-家庭冲突问题的已婚人群较多且矛盾诱因以工作为主。从样本特征上看，所选样本的平均学历处于初中和高中之间，核心解释变量受教育水平的平均值为11.27。在个体特征层面，样本男女比例均衡，城市人口略少于农村人口。在家庭特征层面，样本个体平均每人有一个孩子，且全年家庭收入标准差小于1，整体上收入差异在标准范围内。在工作特征层面，样本中的已婚人群都面临着在工作领域分配角色时间较长的现实情况。

表2 各形式工作-家庭冲突发生比例（%）

表3 描述性统计

（二）受教育水平对工作-家庭冲突的回归分析

表4报告了受教育水平对工作-家庭冲突的影响效应。从表中结果可知，无论是否控制个人、家庭和工作特征，受教育水平均在1%水平上显著影响工作-家庭冲突的发生，且从回归系数上看，受教育水平负向影响工作-家庭冲突，即受教育水平越高的已婚人群，其工作-家庭冲突发生的可能性越低。这和受教育水平所带来个体价值和综合素质的提升具有强烈的相关性。从-2对数似然值的变化可知，加入控制变量后的模型-2对数似然值均有一定程度的减少，说明回归模型拟合度较未加入控制变量之前程度越好，加入控制变量后的模型概率估计更加准确。

在个体特征中，男性发生工作-家庭冲突的诱因侧重于工作，男性因工作压力而导致工作-家庭冲突的发生比是女性的1.386倍，已婚男性群体在工作积累的负面情绪要大于女性，这与以往学者得出的研究结论具有一致性；年龄仅在5%水平上显著影响家庭-工作冲突的发生，随着年龄的增长，家庭生活趋于稳定，发生家庭-工作冲突的概率得到一定程度地降低；城市已婚人群相对于农村已婚人群发生家庭-工作冲突的可能性更低，也从侧面反映当前我国农村人口流动性大，进城务工人群多，农村家庭稳定性降低，离婚率升高的实际现象；中部地区和西部地区的已婚人群相较于东部地区的已婚人群发生工作-家庭冲突和家庭-工作冲突的概率均更大，其主要受到地区之间整体收入差异的影响，中西部地区已婚人群通过一定经济支撑以缓解工作家庭矛盾的效果也因此不如东部地区。

在家庭特征中，亲职压力所带来的工作-家庭冲突具有异质性。一方面，有二孩的已婚人群发生工作-家庭冲突的概率比无子女的已婚人群更高，另一方面，不仅是有二孩的已婚人群，凡是有子女的已婚人群产生家庭-工作冲突的可能性都显著大于无子女的已婚人群，这也符合亲职压力对工作-家庭冲突具有促进作用的结论。此外，全年家庭收入在5%水平上显著影响家庭-工作冲突的发生，资产丰富的已婚人群能通过增加额外开销以获取雇佣服务缓解家庭的主要压力，如照料子女和老人等。

在工作特征中，在集体企业、私营企业、三资企业等其他企业工作的已婚人群相较于在行政事业性单位及国有企业等体制内工作的已婚人群发生工作-家庭冲突的概率更高，每月工作时长在5%的水平上显著正向影响工作-家庭冲突的发生，可知工作稳定性和工作强度是影响工作-家庭矛盾发生的重要因素，这也印证了以往学者关于混乱和过长的工作时间会促成工作-家庭矛盾的结论。而个体工商户及自由职业者虽然工作时间相对自由，但其在工作领域和家庭领域的角色时间相互杂糅，导致其发生家庭-工作冲突的概率高于在行政事业性单位及国有企业工作的已婚人群。

（三）受教育水平对工作-家庭冲突影响的异质性分析

不同已婚人群各形式工作-家庭冲突具有差异，本文主要从性别、年龄、户籍三大特征出发对受教育水平与工作-家庭冲突之间的关系进行分样本回归。从表5 至表7 可知，受教育水平对工作-家庭冲突的抑制作用主要集中在男性身上，受教育水平对女性的家庭-工作冲突在1%水平上显著，对男性的家庭-工作冲突在5%水平上显著，这和传统观念上的性别分工有关，伴随着社会各行业竞争日趋激烈，工作上不仅要求女性像男性一样不断开拓进取、敬业负责，家庭中传统的性别观念还要求其扮演好贤妻良母的角色，从受教育水平对工作-家庭双向冲突的系数上看，伴随着受教育水平的提高，女性平衡工作-家庭困境较男性表现更佳；在年龄方面，受教育水平均在1%水平上显著影响中年已婚人群各形式工作-家庭冲突的发生，同时其显著性和影响系数也均高于青年已婚人群，与中年已婚人群相比，青年已婚人群多处在工作上升期和家庭组建期，教育所发挥的实践效应需较长时间的“发酵”，而中年已婚人群在工作和家庭领域均处于相对稳定阶段，教育所积攒的专业知识技能已较为完备，解决生活问题的方式方法也更为妥当，因此中年已婚人群受教育水平对各形式工作-家庭冲突的影响水平更为显著，影响系数也相对更高；在户籍方面，受教育水平对农村已婚人群的工作-家庭冲突均在1%水平上显著，而对城市已婚人群则仅在10%的水平上显著影响家庭-工作冲突和工作家庭双向冲突，其原因可能是农村已婚人群进入工作与家庭交织并存的阶段相较于城市已婚人群更早，同时，农村已婚人群较城市已婚人群，个体间受教育水平差异更大，因此教育所表现出来的抑制效果也更为强烈。

表5 受教育水平对工作-家庭双向冲突的分样本回归

表6 受教育水平对工作-家庭冲突的分样本回归

表7 受教育水平对家庭-工作冲突的分样本回归

（四）受教育水平对工作-家庭冲突影响的中介效应分析

工作-家庭冲突是已婚人群工作与家庭状况相矛盾的共同结果，但为重点探寻受教育水平对单一状况的影响异质性，本文将受教育水平对工作-家庭冲突的影响划分为工作-家庭和家庭-工作两个路径，分别进行机制分析。在实证层面，从表8可知，核心解释变量受教育水平对中介变量工作获得（M1）在1%水平上具有显著性，系数为0.046，对中介变量工作损失（M2）在1%水平上具有显著性，系数为-0.042，对中介变量家庭融洽（M3）在1%水平上具有显著性，系数为0.079，三条路径均通过机制检验。而在理论层面，基于资源保存理论和关系理论，可知工作获得的增加和工作损失的减少会缓解个体的工作资源压力，促进积极工作情绪的产生，降低工作-家庭冲突发生的概率，假设一得到印证；教育能提高个人的综合素质，构建友好家庭关系，加强家庭正面情感的补偿，降低家庭-工作冲突发生的概率，假设二得到印证。

表8 受教育水平对工作-家庭冲突和家庭-工作冲突的机制分析检验结果

机制分析结果表明：第一，工作获得和工作损失在受教育水平和工作-家庭冲突之间发挥中介作用。［30］受教育水平对提高工作获得的效用要略高于减少工作损失，这也和当前激烈的社会竞争状况相吻合，受教育水平虽然能提高个人职业价值，从而使个体获得更高层次的经济社会地位，实现阶层跃迁，但高学历并不意味着不失业，只是在一定程度上降低了失业的可能性。第二，家庭融洽在受教育水平和家庭-工作冲突之间发生中介效应。受教育水平的提高能够增强已婚人群个体综合素质，缓解家庭关系矛盾，减少家庭-工作冲突的产生。在此基础上本文也采用传统三步法及bootstrap 法对结果进行再次检验，［31］结论同上。

（五）稳健性检验

本文采取工具变量和二阶最小平方法验证模型的稳健性。传统上，父母的受教育水平常被用作内生变量个体受教育水平的工具变量，［31-32］父母受教育水平一般和子女受教育水平具有同向性，受教育水平越高的父母培养出的子女其学业表现更为优异，［33］进而影响其最终的受教育水平，［34-35］但暂无研究直接表明父母的受教育水平与子女工作-家庭矛盾状况有直接联系，因此符合工具变量选取的假定。工具变量回归结果如表9 所示，第一阶段F值为52.135，大于10，拒绝原假设H0=存在弱工具变量，表明不存在弱工具变量问题。同时，第一阶段回归结果显示工具变量父母受教育水平在1%的显著性水平上正向影响内生变量个体受教育水平，因此工具变量对内生变量具有强解释性。将工具变量引入并处理内生性问题后，在三个模型的第二阶段，个体受教育水平仍显著负向影响各形式工作-家庭冲突的发生，因此个体受教育水平的提高能缓解工作-家庭冲突这一结论具有稳健性。

表9 个体受教育水平对工作-家庭冲突的工具变量回归

四、结论与讨论

本文研究受教育水平对我国已婚人群平衡工作与家庭冲突的影响效应，最终得出以下结论：

第一，受教育水平的提高能有效缓解已婚人群工作与家庭之间的矛盾关系，抑制工作-家庭冲突的发生。推动人口高质量发展的主要任务是不断提高人口素质，因此，大力提升义务教育质量，推进扩大高等教育规模，不断提高人民教育水平至关重要。

第二，受教育水平对工作-家庭冲突的影响在不同已婚人群之间存在异质性。因此，要完善教育发展机制，缩小地域教育差距和城乡教育差距，同时，也要注重教育的性别平等，在教育领域保障男女两性的受教育权利，注重性别平等理念的培养，倡导优良的性别观念。

第三，受教育水平通过提高个体价值以增加个体的工作获得、减少个体的工作损失，进而缓解工作与家庭之间的矛盾冲突。为促进个体社会价值的实现，提高其经济社会地位，保障稳定的工作环境，建立弹性工作机制，降低高负荷的工作强度，促进高效的工作效率至关重要。

第四，受教育水平通过提高个体综合素质有效缓解家庭关系矛盾、减少家庭生活问题，降低家庭-工作冲突的产生。应完善家庭支持政策，从家庭矛盾源头入手，缓解家庭压力，营造和谐稳定的家庭关系。坚持优化生育政策，建立普惠多元的托育服务体系，降低养育成本，同时也要建立高质量的养老服务体系，减轻赡养负担，以促进人口长期均衡发展。构建全方位、全周期、多元化社会服务体系需要多方助力，持续推进。

此外，本文还存在着以下不足：第一，受教育水平仅反映了人口综合素质不断提高的大趋势，但不同受教育程度已婚人群存在的工作家庭困境也存在异质性，受制于样本数量，本文未进行分类论述；第二，本文未进行匹配处理，工作家庭冲突在很大程度上也会受到家庭中婚姻主体双方异质性的影响，后续研究可以从此方面继续跟进。