家庭功能、亲职效能感对学前儿童父母亲职压力的影响

摘要：本研究基于系统视角，探析家庭功能、亲职效能感、子女数量、父母受教育水平对学前儿童父母亲职压力的联合影响及作用机制，采用家庭功能量表、亲职压力量表和亲职效能感量表对3 135位学前儿童父母进行了问卷调查。相关分析发现，家庭功能的失调程度与亲职压力呈显著正相关，与亲职效能感呈显著负相关，亲职效能感与亲职压力中的困难儿童呈显著负相关。有调节的中介结构方程模型分析发现，家庭功能的失调程度显著正向预测亲职压力、负向预测亲职效能感，亲职效能感在家庭功能与亲职压力之间起显著的中介效应，父母受教育水平显著调节家庭功能通过亲职效能感影响亲职压力的后半路径。基于以上研究结果，本研究建议采用积极的家庭建设政策、成长型的教养心态、有效的家庭教育指导帮助学前儿童父母缓解亲职压力。

关键词：家庭系统 家庭功能 亲职效能感 亲职压力 家庭教育指导

作者简介：贾 云/江苏第二师范学院讲师、博士（南京 211200）

一、问题提出

亲职压力是父母在承担抚养、照顾、陪伴和教育子女的责任时，因个人特质、子女特质、家庭情境等因素的影响，产生的诸如忧虑、不安、担心等消极体验。[1]较高的亲职压力不仅直接损害父母的身心健康、夫妻关系，还消极化父母对孩子的态度、教养行为，破坏亲子关系[2][3][4][5][6]，给儿童的语言、社会性、情感等方面的发展造成即时的或长期的阻碍[7][8][9]，而且会降低父母的生育意愿[10][11][12][13]。因此，缓解年轻父母的亲职压力既是提升家庭生活质量、促进家庭教育发展的需要，又有助于提升生育率。已有研究或从个人因素视角[14]，或从子女因素视角[15][16]，或从家庭情境或社会支持视角[17][18]探讨亲职压力的影响因素并提出相应的压力缓解建议，但尚未有研究基于系统视角，综合考察家庭因素、个人因素、子女因素对亲职压力的影响及作用机制。基于此，本研究旨在探析家庭因素、个人因素、子女因素对学前儿童父母亲职压力的联合影响及作用机制，据此提出缓解学前儿童父母亲职压力的措施建议，积累从家庭内部提高家庭幸福感、家庭教育质量和生育率的经验。

二、文献综述和研究假设

布朗芬布伦纳（Urie Bronfenbrenner）提出的生态系统理论认为，个体的发展是个体与环境系统的复合函数，个体嵌套在由一系列相互影响的系统组成的生态系统中，个体在发展过程中与生态系统发生着千丝万缕的联系与互动，这些系统以各种方式和途径影响着个体的认知、感受和行为。其中，最里层的微观系统对个体的影响最深远，往往在潜移默化中形塑个体的行为方式、价值观念和人际关系模式。[19]对绝大多数人来说，家庭是影响其行为、价值观和人际关系模式的最重要的微观系统。家庭主要通过自身功能实现水平影响家庭成员。家庭功能是一个包含多种因素的综合变量，被认为是家庭规则、家庭沟通、家庭氛围以及家庭应对外部事件有效性的体现。[20]家庭的基本功能就是为家庭成员的健康发展提供一定物质和心理环境条件，家庭功能的实现水平越高，家庭成员的身心健康状况就越好，若家庭功能失调，家庭成员易出现各种心理和行为问题。[21][22]养育子女是家事，父母的养育行为和养育体验离不开家庭提供的条件，即与家庭功能的实现水平紧密相关。如对婴幼儿家庭亲职压力的研究发现，家庭月收入为5 000元及以下家庭的养育压力明显高于收入为20 001元及以上的家庭[23]，对孤独症儿童父母亲职压力的研究发现，家庭亲密度越高，亲职压力越低[24]。据此，本研究提出研究假设1。

研究假设1：家庭功能影响学前儿童父母的亲职压力，家庭功能失调越严重，亲职压力越大。

父母对自身的教养能力或成功影响子女发展能力的自信程度，被称为亲职效能感。[25]研究发现，亲职效能感与亲职压力呈负相关[26][27][28]，高亲职效能感的父母往往能更积极地应对教养过程中的挑战[29]，缓解亲职压力[30][31][32]。在家庭系统中，家庭功能同样会影响父母养育孩子的信心和胜任感，生00be63f1989ebffd8046fa3ef90f3531359ad46540dd23fb6c7e47aa384f9930活稳定、成员关系融洽、情感氛围积极的家庭，父母一般比较有信心胜任亲职角色。如研究发现，流动家庭父母的亲职效能感整体水平不如非流动家庭父母。[33]基于此，本研究提出研究假设2和研究假设3。

研究假设2：家庭功能影响学前儿童父母的亲职效能感，家庭功能失调越严重，亲职效能感越低。

研究假设3：亲职效能感在家庭功能与亲职压力间起中介效应。

对家庭功能、亲职压力和亲职效能感的研究还发现，抚养子女的数量、父母的受教育程度显著影响学前儿童家庭功能[34]、学前儿童父母亲职压力的潜在分类[35]和抚养子女的数量正向预测亲职压力[36]、负向预测亲职效能感，一孩父母的亲职效能感与二孩父母的亲职效能感存在显著差异。[37]亲职压力与父母受教育水平的关系尚存争议，一些研究发现，父母的受教育水平越低，亲职压力越高[38][39]，受过高中教育的母亲比大专以上文化程度的父母承受更大的亲职压力[40]；另一些研究则发现，父母受教育水平越高，亲职压力越大[41][42]。基于对以上研究的梳理和分析，本研究提出研究假设4、研究假设5、研究假设6。

研究假设4：子女数量调节亲职效能感在家庭功能与亲职压力间的中介效应。

研究假设5：父亲受教育水平调节亲职效能感在家庭功能与亲职压力间的中介效应。

研究假设6：母亲受教育水平调节亲职效能感在家庭功能与亲职压力间的中介效应。

三、研究方法

（一）研究对象

本研究以40周岁及以下的学前儿童父母为研究对象。通过方便抽样法在J省选取26所幼儿园，邀请在园幼儿的父母在知情自愿的基础上匿名参与电子问卷调查，共收到3 135份有效问卷。调查对象中，有2 524位母亲（80.5%），平均年龄是33.5岁（SD=4.1），有611位父亲（19.5%），平均年龄是34.6岁（SD=4.3）；1 456位一孩父母（46.4%），1 679位二孩或多孩父母（53.6%）。按照各类学历的受教育年限：义务教育9年、高中或中专3年、大专3年、本科4年、研究生3年，本研究在整理数据时将调查对象的受教育水平划分为初中及以下、高中或中专、大专、本科、研究生五个等级，分别赋值为9、12、15、16和19。调查对象的受教育水平结构如表1所示。

（二）研究工具

1.家庭功能量表

依据McMaster家庭功能模式编制的家庭功能量表（Family Assessment Device，FAD），包括问题解决、沟通、角色、情感反应、情感介入、行为控制6个因子和1个一般功能。[43]本研究选取FAD的沟通、角色、情感反应、情感介入和行为控制5个因子，共42个题项，评估学前儿童家庭的家庭功能，5个因子得分之和为学前儿童家庭功能总分。沟通因子（9 项）评估家庭成员的信息交流情况，如言语信息的内容是否清楚，信息传递是否直接；角色因子（11 项）评估家庭是否建立了完成一系列家庭功能的行为模式，任务分工是否明确和公平，家庭成员是否认真地完成了任务；情感反应因子（6 项）评估家庭成员对刺激的情感反应程度；情感介入因子（7 项）评估家庭成员相互之间的关心和重视程度；行为控制因子（9 项）评估家庭在不同情形下的不同行为控制模式。家庭功能量表采用李克特4级评分法，得分越高说明家庭功能失调越严重。本研究中，5个因子的Cronbach's α系数分别是0.68、0.63、0.63、0.76和0.53。

2.亲职压力量表

本研究采用阿比丁（Richard R. Abidin）等人编制的亲职压力量表简表（Parenting Stress Index-Short Form，PSI-SF）评估学前儿童父母的亲职压力。[44] 本研究中亲职压力量表包含3个因子，共36个题项。亲职愁苦因子（6项）评估父母受困于亲职角色的感受，得分越高表示父母因亲职角色导致的压力越大；亲子冲突因子（6项）评估亲子间的互动情况，得分越高表示亲子互动质量越差，父母在亲子关系上感受到的压力越大；困难儿童因子（6项）评估父母对自己孩子个性的看法，得分越高表示孩子个性让父母感受到的养育压力越大。亲职压力量表采用李克特5级评分法，3个因子得分之和为亲职压力总分，分数越高代表亲职压力越大。本研究中，3个因子的Cronbach's α系数分别是0.91、0.92、0.90。

3.亲职效能感量表

吉博德·沃斯顿（Gibaud-Wallston）等人编制的亲职胜任感量表（Parenting Sense of Competence Scale，PSOC），常被作为一个包含满足感和效能感2个因子的量表使用[45]，中文版PSOC的2因子结构也得到过验证[46][47]。但也有研究论证，PSOC分效能感、满足感和养育兴趣3个因子时拟合度更好。[48][49]本研究在测试时也发现，3因子结构的拟合度优于2因子结构。因此，本研究选取3因子中的效能感因子作为亲职效能感量表，评估学前儿童父母的亲职效能感。本研究中亲职效能感量表包含以下4个题项：“鉴于我当父母已经这么长时间，我觉得我已经很熟悉自己的这个角色了”“我认为自己拥有当好父母所需要的所有技能”“我养育孩子的知识技能达到了我对自己的要求”“我愿意成为青年父母的榜样，使他们知道怎样成为好父母”。亲职效能感量表采用李克特6级评分法，4个题项得分之和为亲职效能感得分，得分越高代表亲职效能感越高。本研究中亲职效能感量表的Cronbach's α系数是0.72。

（三）统计分析

本研究的调查数据均来自调查对象的自我报告，为减少共同方法偏差，在调查阶段通过自愿匿名参与的方式进行程序控制。在统计分析阶段，采用Harman单因素因子分析方法检验共同方法偏差，将家庭功能量表的42个题项、亲职压力量表的36个题项和亲职效能感量表的4个题项共同进行未旋转的主成分因素分析，发现特征值大于1的因子共有11个，第一因子的方差贡献率为23.3%，低于40%的临界值。采用单一的共同方法因子控制法进行检验，结果显示，单一因子模型的拟合指数不理想。两种检验方法的结果均表明，本研究的共同方法偏差不严重，能够进行进一步的数据分析。

本研究按照方杰和温忠麟的建议，使用潜调节结构方程（Latent Moderate Structural Equations， LMS）方法得到偏差校正的Bootstrap置信区间来进行基于结构方程模型的有调节的中介效应分析。[50]利用SPSS 25.0进行数据管理和描述统计、相关分析，利用Mplus8.3进行有调节的中介效应分析。

四、研究结果

（一）研究变量的描述统计和相关分析

研究变量的平均值、标准差和相关矩阵如表2所示。由表2可知，子女数量与家庭功能（r=0.07，p＜0.01）、亲职压力（r=0.14，p＜0.01）呈显著正相关；父亲和母亲的受教育水平均与家庭功能（r父亲受教育水平= -0.20，p＜0.01；r母亲受教育水平= -0.18，p＜0.01）、亲职压力（r= -0.19父亲受教育水平，p＜0.01；r母亲受教育水平= -0.20，p＜0.01）呈显著负相关，父亲和母亲的受教育水平与亲职效能感之间的相关均不显著；家庭功能失调程度（包括5个因子）与亲职压力（r=0.49，p＜0.01）呈显著正相关，与亲职效能感（r= -0.28，p＜0.01）呈显著负相关；亲职效能感与亲职压力的困难儿童因子（r= -0.04，p＜0.01）呈显著负相关。

（二）测量模型检验

本研究中有3个潜变量：家庭功能潜变量（5个因子作为观察变量）、亲职压力潜变量（3个因子作为观察变量）和亲职效能感潜变量（4个题项作为观察变量）。运用验证性因子分析检验3个潜变量组成的测量模型的拟合情况，得出模型的拟合指标、组合信度与收敛效度，如表3和表4所示。由两表内容可知，测量模型的整体拟合程度良好，除亲职效能感的收敛效度偏低外，其余指标都大于建议值。潜变量之间的相关情况如下：家庭功能与亲职压力呈显著正相关（r=0.56，p＜0.001）、与亲职效能感呈显著负相关（r= -0.32，p＜0.001），亲职效能感与亲职压力之间的相关不显著（r= -0.02，p=0.307）。

（三）利用LMS方法的有调节的中介效应分析

利用LMS方法进行有调节的中介效应分析包括三个步骤：步骤一，判断不包含调节变量的基准模型是否可接受，接受则进入步骤二；步骤二，判断有调节的中介模型是否可接受，接受则进入步骤三；步骤三，利用系数乘积法进行有调节的中介效应分析，如果Bootstrap置信区间不包括0，就表示有调节的中介效应显著。[51]本研究按此流程进行分析的结果如下。

1.基准模型拟合检验

只包含家庭功能和亲职压力两个潜变量的简单结构模型拟合良好，家庭功能影响亲职压力的标准化路径系数是0.56（p＜0.001），95%的偏差校正bootstrap置信区间（以下简称置信区间）是［0.519，0.597］。将亲职效能感作为中介变量加入模型，简单中介效应模型即基准模型的拟合指数为：χ2=943.544，df=51，CFI=0.95，TLI=0.93，RMSEA=0.075，SRMR=0.05。拟合指数良好，代表基准模型可接受，基准模型的标准化估计值模型如图1所示。

基准模型中，家庭功能直接影响亲职压力的标准化路径系数是0.614（p＜0.001），表示家庭功能显著影响学前儿童父母的亲职压力，家庭功能失调程度越严重，亲职压力越大，假设1得到验证。家庭功能影响亲职效能感的标准化路径系数是-0.315（p＜0.001），表示家庭功能也显著影响学前儿童父母的亲职效能感，家庭功能失调程度越严重，亲职效能感越低，假设2得到验证。亲职效能感影响亲职压力的标准化路径系数是0.171（p＜0.001），代表亲职效能感显著影响亲职压力，亲职效能感越高，亲职压力越大。标准化中介效应值是-0.054（p＜0.001），95%置信区间是［-0.076，-0.033］，不包括0，说明中介效应显著，中介效应与直接效应比例的绝对值是8.8%，表示亲职效能感在家庭功能和亲职压力间起中介效应，假设3得到验证。控制中介变量后，家庭功能对亲职压力的直接效应（0.614）大于原来的总效应（0.56），说明亲职效能感遮掩了家庭功能对亲职压力的影响，亲职效能感实际发挥的是一种遮掩效应。[52]

2.有调节的中介模型拟合检验

基准模型经检验可以接受，接下来依次检验加入调节变量子女数量、父亲受教育水平和母亲受教育水平，有调节的中介模型是否能够接受。本研究利用AIC值进行判断：相对基准模型的AIC值，如果包含潜调节项的有调节的中介模型的AIC值变小或不变，表示有调节的模型至少没有变坏或者有改善，可以接受。[53]本研究中，基准模型和有调节的中介模型的AIC值之间的比较如表5所示。

3.有调节的中介效应分析

利用乘积系数法对可接受的4个有调节的中介模型进行有调节的中介效应分析。父亲受教育水平和母亲受教育水平调节亲职效能感中介效应前半路径的模型虽然可以接受，但中介效应检验结果并不显著，因此不再进行后续分析。父亲受教育水平和母亲受教育水平调节亲职效能感中介效应后半路径的中介效应检验结果显著，具体的调节作用如表6所示。

由表6可知，亲职效能感中介家庭功能与亲职压力关系的后半路径受父亲受教育水平、母亲受教育水平的显著调节。在以父亲受教育水平作为调节变量的模型中，亲职效能感的非标准化中介效应值为-0.553（p＜0.001），95%置信区间为［-0.848，-0.375］，不包括0，说明中介效应显著。潜交互项的非标准化路径系数是-0.067（p＜0.001），95%置信区间为［-0.101，-0.046］，不包括0，说明调节效应显著。有条件的中介效应为a1（b1+b3＊父亲受教育水平）= -0.553+（0.033＊父亲受教育水平），中介效应值随父亲受教育水平的变化而变化。简单效应分析结果显示，当父亲受教育水平取均值减一个标准差的值10.99时，中介效应值为-0.19；当取均值13.77时，中介效应值为-0.1；当取均值加一个标准差的值16.55时，中介效应值为-0.007。这些结果表明，亲职效能感的中介效应值随父亲受教育水平的变化发生变化，即父亲受教育水平显著调节亲职效能感的中介效应，假设5得到验证。

在以母亲受教育水平作为调节变量的模型中，亲职效能感的非标准化中介效应值为-0.552（p＜0.001），95%置信区间为［-0.845，-0.383］，不包括0，说明中介效应显著。潜交互项的非标准化路径系数是-0.068（p＜0.001），95%置信区间为［-0.094，-0.046］，不包括0，说明调节效应显著。有条件的中介效应为a1（b1+b3＊母亲受教育水平）= -0.552+（0.034＊母亲受教育水平）。简单效应分析结果显示，当母亲受教育水平取均值减一个标准差的值10.76时，中介效应值为-0.19；当取均值13.58时，中介效应值为-0.09；当取均值加一个标准差的值16.4时，中介效应值为0.06。以上结果表明，随着母亲受教育水平的提高，亲职效能感的中介效应值和方向都在发生变化，即母亲受教育水平能够显著调节亲职效能感的中介效应，假设6得到验证。

为了更清晰地说明父亲和母亲受教育水平的调节效应，分别取父亲和母亲受教育水平的均值和均值加减1个标准差、亲职效能感的均值加减1个标准差时，将亲职压力对应的值绘制成简单斜率图，分别如图2（a）和图2（b）所示。从图2可以看出，亲职效能感在父亲和母亲受教育水平较低时对亲职压力的正向影响较大，在父亲和母亲受教育水平较高时对亲职压力的正向影响较小。

五、研究结论与建议

（一）研究结论

本研究基于系统视角，探析家庭功能、亲职效能感、子女数量、受教育水平对学前儿童父母亲职压力的联合影响及影响机制。研究得出如下结论：家庭功能越差，学前儿童父母的亲职效能感越低、亲职压力越大，亲职效能感在家庭功能对亲职压力的影响中发挥中介效应；父母的受教育水平能够显著调节亲职效能感对家庭功能和亲职压力的中介效应，子女数量对此的调节作用不显著。

（二）启示建议

1.加强家庭建设，发挥幸福家庭在缓解亲职压力、促进人口高质量发展中的关键性作用

本研究发现，家庭功能的失调程度越严重，学前儿童父母的亲职压力越大，亲职效能感越低。家庭功能良好，代表家庭系统运行顺畅，家庭成员明确自己的家庭角色并能履行自己的家庭责任，家庭成员间沟通通畅，能够相互理解和支持。在这样的环境和条件下，养育孩子的生活需求和心理需求能够得到适宜的满足，从而可以减少教养过程中的消极体验，提升养育孩子的信心和胜任感。在这样的家庭环境中，父母能够更多地感受养儿育女带来的价值感和生命意义感，也更愿意以积极的态度和方式履行亲职，为孩子提供良好的成长环境。这样的养育经验才可能提高父母生育更多孩子的意愿和可能性。简而言之，一个功能良好的家庭不仅是人们幸福生活的港湾，也是儿童成长和父母生育的友好环境。

一个世纪以来，中国家庭在经受了指向家庭制度的批判、指向家庭情感的政治运动、指向家庭责任的经济理性入侵三次冲击和经济社会巨变的背景下，处于压力增加和能力下降的失衡状态[54]，家庭功能日渐弱化。一项对家庭压力的社会调查发现，子女教养负担位列家庭压力源的首位。[55]基于以上研究结果，本研究建议政府通过积极的家庭建设政策，帮助家庭高效地发挥功能以减轻学前儿童父母的亲职压力。比我们早一步面临人口老龄化、少子化等人口问题的欧美国家，解决问题的主要措施就是进行积极的家庭建设。[56]家庭系统嵌套在社会系统中，并受社会系统及其要素影响，积极的家庭建设就是为家庭创建良好的生态系统环境，如实施家庭友好政策、提高家庭福利、帮助家庭分担育儿责任；建设家庭友好型社区，为家庭运行需求的满足提供便利的环境条件；创建家庭友好型工作场所，帮助父母更好地平衡家庭与工作的关系。

积极的家庭建设在我国有着更丰富的内涵和价值，新时代，我们在传承诸如尊老爱幼、和睦团结、勤俭持家、重家教家风等优秀传统家文化的基础上，更需要积极地丰富家文化的时代内涵，通过积极宣传充满时代感的新型家文化，如人人平等、共建共享等，引领家庭建设，让优秀的家文化持续润养新时代中国人。

2.端正父母教养心态，和孩子共同成长

本研究中，相关分析发现学前儿童父母的亲职效能感与亲职压力存在负相关关系，但没有达到显著水平（与困难儿童因子的负相关显著）。两者之间负相关不显著的原因可能是，不同于以往研究对亲职效能感的评估[57][58][59]，本研究对学前儿童父母亲职效能感的评估不包括育儿满足感，而育儿满足感恰是对抗亲职压力的重要积极因素。利用结构方程模型综合分析家庭功能、亲职效能感对亲职压力的联合影响时发现，学前儿童父母的亲职效能感正向预测亲职压力，亲职效能感遮掩了家庭功能对亲职压力的影响。这一研究发现表明，学前儿童父母的亲职效能感并非越高越好。

自班杜拉提出效能感的概念后，效能感一直被认为是一种支持个体发展的积极的内在力量。然而，学前儿童父母的亲职效能感并非总是能缓解亲职压力。出现这种情况的原因可能是，儿童虽然在生活中与父母紧密依存，但他们其实是不同于父母的发展主体。他们有自己的认知体验、兴趣需求和成长任务，在成长中具有主体性、主动性和个体差异性。养育子女是父母与孩子之间相互理解、相互调适、共同成长的过程。如果学前儿童父母认为自己已经掌握了足够的教养知识和技能，说明他们持有的是一种消极的固定型教养心态。

实际上，“小孩子不但是难养的，而且也难教得很”。[60]儿童是某一特定年龄群体，其发展既遵循该年龄阶段的规律并呈现相应的特征，又是有着独特气质、生长速度、兴趣特长的个体，同时也是某一具体文化群体。他们的成长需求和成长问题层出不穷，父母没办法事先准备好应对所有需求的技术包、解决所有问题的知识锦囊，因此，为他们提供发展适宜性的教育需要秉持一种积极的成长型教养心态。基于固定型教养心态的亲职效能感越强，父母越可能囿于对亲职角色、家庭教育的刻板理解，强制孩子服从自己的期望和规划，忽视孩子个性化的、当下的兴趣和需要，不做寻求适宜的问题解决方法的努力，这样的教养方式自然容易引发亲子冲突，加重亲职压力。现实中，许多家庭教育的失败正是缘于此。因此，本研究建议学前儿童父母秉持一种开放的成长型心态教养孩子，把“我会做父母”的思想态度转变为“学习做父母”的思想态度，尊重孩子发展的主体性，因材施教、因势利导，这样更助于和孩子和谐相处，减轻亲职压力。

3.持续推进家庭教育指导服务，为父母减压增能

本研究在综合分析家庭功能、亲职效能感、子女数量、父母受教育水平对亲职压力的联合作用时发现，父母受教育水平显著调节亲职效能感对家庭功能与亲职压力的中介效应，子女数量对此的调节作用不显著。这个研究发现说明，学前儿童父母无论养育一个还是两个及以上的孩子，在家庭功能、亲职效能感一样时，他们感受到的亲职压力并没有显著差异。但是，不同受教育水平的学前儿童父母感受到的亲职压力会有所不同，教育水平越高，亲职压力越低，其中母亲受教育水平对此的调节作用相对更明显。受教育水平的积极调节作用可能缘于受教育水平的提高，学前儿童父母的育儿知识和对亲职角色的理解越丰富，使得他们能够更多地从满足孩子成长需要的角度评价自己的育儿能力，秉持成长型的心态教养孩子，理解接纳孩子的个性特点和成长节奏，从而减轻了他们的亲职压力。基于这一调查结果，本研究建议学校、儿童保健等相关部门提供以儿童发展知识为中心的家庭教育指导服务，有效帮助学前儿童父母缓解亲职压力。父母作为最熟悉自己孩子的人，应和熟悉孩子整体情况的家庭教育指导者相互学习、携手合作，这样能为孩子提供适宜的家庭教育，也会体验到更多为人父母的积极感受。

【参考文献】

[1] ABIDIN R. Parenting stress index-professional manual [M].3rd Ed.Lutz，FL：Psychological Assessment Resource， 1995：53-55.

[2] HILDINGSSON I， HAINES H， JOHANSSON M，et al.Childbirth fear in Swedish fathers is associated with parental stress as well as poor physical and mental health[J].Midwifery，2014（2）：248-254.

[3] HUANG C， COSTEINES J， KAUFAN J，et al.Parenting stress， social support，and depression for ethnic minority adolescent mothers：Impact on child development[J].Journal of Child and Family Studies，2014（1）：255-262.

[4] JACKSON A P， HUANG C C.Parenting stress and behavior among single mothers of preschoolers：The mediating role of self-efficacy[J].Journal of Social Service Research，2000（4）：29-42.

[5] 关文军.残疾儿童家长亲职压力的特点及其与生活质量的关系：社会支持的中介作用[J].心理发展与教育， 2015（7_{wlBjpDvWm+qNIhmlHZNvp2zk9DRwMEGjx6HS+AuZw0Q=}）：15.

[6] 钱小芳，苏晓娟，等.极低出生体质量早产儿母亲心理状态与亲职压力的相关性分析[J].护理管理杂志， 2018（2）：85-88.

[7] NOEL M，PETERSON C，JESSO B.The relationship of parenting stress and child temperament to language development among economically disadvantaged preschoolers[J].Journal of Child Language， 2008（4）：823-843.

[8] CARAPITO E，RIBEIRO M T，PEREIRA A I， et al.Parenting stress and preschoolers' socio-emotional adjustment：the mediating role of parenting styles in parent-child dyads[J].Journal of Family Studies， 2018（1）： 1-17.

[9] 陈羽双，周乐山.学龄前儿童家长亲职压力的现状及其影响因素[J].解放军护理杂志，2018（2）：34-38.

[10] MARGOLIS R， MYRSKYLAY M.Parental well-being surrounding first birth as a determinant of further parity progression[J].Demography，2015（4）：1147-1166.

[11] LUPPI F.When is the second one coming？The effect of couple's subjective well-being following the onset of parenthood[J].European Journal of Population， 2016（3）：1-24.

[12] LUPPI F，MENCARINI L.Parents' subjective well-being after their first child and declining fertility expectations[J].Demographic Research，2018（9）：285-314.

[13] 高玉春.推拉模型视角下的生育意愿影响因素研究[J].中国青年研究，2022（3）：15-21.

[14] FINAI D R，TRIWITZ Y S，GOLUBCHIK P.Predictors of stress-related growth in parents of children with ADHD[J].Research in Developmental Disabilities， 2011（2）：510-519.

[15] MCSTAY R L，DISSANAYAKE C，SCHEEREN A，et al.Parenting stress and autism：The role of age，autism severity，quality of life and problem behaviour of children and adolescents with autism[J].Autism the International Journal of Research＆Practice，2014（5）：502-510.

[16] 黄赛君，俞红，刘珂，等.不同类型抽动障碍儿童父母亲职压力水平分析[J].中国儿童保健杂志，2018（2）： 202-205.

[17] WIENER J， BIONDIC D， GRIMBOS T，et al.Parenting stress of parents of adolescents with attention-deficit hyperactivity disorder[J].Journal of Abnormal Child Psychology，2016（3）：561-571.

[18] 张焱，钟永碧.孤独症谱系障碍儿童父亲亲职压力现状及影响因素研究[J].中国特殊教育，2015（4），38-44.

[19] 卓彩琴.生态系统理论在社会工作领域的发展脉络及展望[J].江海学刊，2013（3）：113-119.

[20] OLSON D H.Circumplex model of marital and family systems[J].Journal of Family Therapy，2000（2）：144-167.

[21] MILLER I W， RYAN C E， KEITNER G I，et al.The McMaster approach to families：Theory， assessment， treatment and research[J].Journal of Family Therapy， 2010（2）：168-189.

[22] SKINNER H， STEINHAUER P， SITARENIOS G.Family assessment measure （FAM） and process model of family functioning[J].Journal of Family Therapy，2010（2）： 190-210.

[23] 张文洁，施祺葳，龙如意，等.“三孩”政策背景下婴幼儿家庭养育压力的影响因素探究[J].成都师范学院学报，2024（2）：84-94.

[24] 陈奕荣，甘昭良，吴忠良，等.家庭亲密度与孤独症儿童主观幸福感的关系：亲职压力的中介作用[J].现代特殊教育，2022（2）：15-20.

[25] HALBERSTADT A G， CASSIDY J， STIFTER C A，et al.Self-expressiveness within the family context： Psychometric support for a new measure[J].PRUtKvgVw9gCRjx8g5/z/1A==sychological Assessment，1995（1）：93-103.

[26] RAIKES H A， THOMPSON R A.Efficacy and social support as predictors of parenting stress among families in poverty[J].Infant Mental Health Journal，2005（3）： 177-190.

[27][36] 洪秀敏，刘倩倩.父母养育压力的类型及其影响因素——基于一孩父母和两孩父母的潜在剖面分析[J].中国临床心理学杂志，2020（4）：766-772.

[28][35] 贾云.学前儿童父母亲职压力的潜在分类与影响因素研究——基于16058份调研数据的潜在剖面分析[J].中华家教，2023（6）：53-64.

[29] 叶妍，符明弘，陈瑶.国内关于父母教养效能感研究的文献综述[J].青年与社会，2014（1）：296-297.

[30][57] 张文婷.父母效能感在一般自我效能感与父母养育压力之间的中介作用[J].桂林师范高等专科学校学报，2016（2）：73-77.

[31][58] 刘文元.自闭症儿童父母亲职压力与家庭生活质量关系的研究：亲职效能和社会支持的中介作用[D].华东师范大学，2019：65，36.

[32][59] 詹佩珊，任杰，李星凯，等.亲子关系对父母心理健康的影响：养育压力和养育效能的链式中介作用[J].中国临床心理学杂志，2021（1）：123-127.

[33] 刘婷，王诗尧，张明红.父母养育效能感与家庭教养活动参与对婴幼儿认知发展的影响——基于流动与非流动家庭的对比研究[J].学前教育研究，2018（7）： 26-37.

[34] 贾云.学前儿童家庭功能的潜在分类及影响因素研究——基于16058份调研数据的潜在剖面分析[J].幼儿教育（教育科学），2023（3）：35-40.

[37] 杜雨茜，左志宏.3～6岁幼儿父母教养效能感类别及与亲子关系的联系——基于一孩父母和二孩父母的潜在剖面分析[J].幼儿教育，2021（Z3）： 65-70.

[38] 任文香.幼儿母亲亲职压力、因应策略与亲子关系满意之间关系研究[D].台湾师范大学，1995：1.

[39] 项紫霓，张兴慧，黎亚军，等. 3～5岁儿童母亲抚养压力类型特点及其影响因素[J].心理发展与教育， 2014（4）：427-434.

[40] 李彩娜，邹泓，段冬梅.幼儿母亲育儿压力的特点及其与婚姻质量的关系[J].中国心理卫生杂志，2005（2）： 136-138.

[41] 陈若琳，李青松.台北县双工作家庭父母亲的亲职喜悦与压力之探讨[J].生活科学学报，2001（7）：157-179.

[42] CHANG Y， FINE M A.Modeling parenting stress trajectories among low-income young mothers across the child's second and third years： Factors accounting for stability and change[J]. Journal of Family Psychology，2007（4）：584-594.

[43] 汪向东，王希林，马弘.心理卫生评定量表手册（增订版）[M].北京：中国心理卫生杂志社，1999：149-152.

[44][45][53] 杨玉凤.儿童发育行为心理评定量表[M].人民卫生出版社，2016：538， 539-541.

[46] NGAI F W， CHAN W C， HOLROYD E.Translation and validation of a Chinese version of the parenting sense of competence scale in Chinese mothers[J].Nursing Research，2007（5）：348-354.

[47] LI X Y， MAO K N， MI X Y，et al.Reliability and validity of the Chinese version of parenting sense of competence scale in mothers of preschool children[J].Journal of Peking University （Health sciences），2021（3）：479-484.

[48] GILMORE L，CUSKELLY M.Factor structure of the Parenting Sense of Competence scale using a normative sample[J].Child Care Health & Development， 2010（1）：48-55.

[49] ROGERS H， MATTHEWS J.The parenting sense of competence scale： Investigation of the factor structure， reliability and validity for an Australian sample[J].Australian Psychologist，2011（1）： 88-96.

[50][51]方杰，温忠麟.基于结构方程模型的有调节的中介效应分析[J].心理科学，2018（2）：453-458.

[52] 温忠麟，叶宝娟.中介效应分析：方法和模型发展[J].心理科学进展，2014（5）：731-745.

[54] 孟宪范.家庭：百年来的三次冲击及我们的选择[J].清华大学学报（哲学社会科学版），2008（3）：133-145.

[55] 徐安琪，张亮.转型期家庭压力特征和社会网络资源的运用[J].社会科学研究，2008（2）：112-119.

[56] 全国妇联妇女研究所.部分国家家庭政策介绍[J].中国妇运，2014（1）： 41，44-46.

[60] 陈鹤琴.家庭教育[M].长江文艺出版社，2013：7.

The Influence of Family Functioning， Parental Self-Efficacy on Parenting Stress of Preschoolers' Parents： Moderated Mediation Effect

JIA Yun

Abstract： In this study a moderated mediation model was constructed to examine the integrated effect and underlying mechanisms of family functioning， parental self-efficacy， education level and the number of children on parenting stress of preschoolers’ parents. A questionnaire survey was administered to 3，135 parents of preschool children， utilizing the Family Functioning Scale， Parental Stress Scale， and Parental Efficacy Scale. The analysis results indicate a significant positive correlation between the degree of family dysfunction and parenting stress， as well as a significant negative correlation between family dysfunction and parental efficacy. Parental self-efficacy is also significantly negatively correlated with difficult children in parenting stress. The moderated mediation structural equation model analysis reveals that the degree of family dysfunction significantly predicts both parenting stress and parental self-efficacy. Parental self-efficacy plays a significant mediating role between family functioning and parenting stress. Additionally， parental education level moderates the effect of family functioning on parental stress through parental self-efficacy. Based on these findings， we recommend implementing positive family building policies， fostering a growth-oriented parenting mindset， and providing effective family education guidance to help parents of preschool children alleviate parental stress.

Keywords： Family System; Family Functioning; Parental Self-Efficacy; Parenting Stress; Family Education Guidance

（责任编辑：李 宇）

收稿日期：2024-06-11

* 本文系江苏省教育科学规划重点项目“幼儿园教师关怀能力的发展机制与培养路径研究”（B/2023/01/183）阶段性研究成果。