1. 引言
养育子女的过程充满了责任和挑战。父母需要教会孩子掌握基本的生活技能，陪伴并引导他们应对来自学习和同龄人竞争的压力，帮助他们走出青春期的迷茫及自我认同的困惑，等等。这些经历往往给父母带来幸福和压力的双重体验(李志红，2019)。“养育心理灵活性”的提出则为研究这一议题提供了全新的视角。“养育心理灵活性”(Parental psychological flexibility, PPF)是指父母接纳当下关于孩子的负面想法、情绪和冲动，仍然能够采取有效养育行为的能力(Burke & Moore, 2015)。养育心理灵活性包括认知解离、承诺行动和接纳三个因子。其中，认知解离是指父母在养育过程中有意识地将自身情绪和想法与养育相关的行为分离开来的能力；承诺行动是指父母在养育子女过程中让孩子以适当的方式来维护自身的独立性而不进行干扰；接纳是指父母能在养育过程中接纳让自己痛苦的情绪和想法，不试图改变和回避它们(李志红，杨林华，朱丽莎，祝卓宏，2018)。以往对父母养育心理灵活性的研究主要集中在养育心理灵活性对儿童心身功能作用的探讨，如父母养育心理灵活性对儿童慢性疼痛的缓解(Wallace, Woodford, & Connelly, 2016)、哮喘的改善(Chong, Mak, & Loke, 2020)和心理健康的促进(Moyer & Sandoz, 2015；付桐等，2018；李志红，2019)。然而，少有研究致力于考察养育心理灵活性的内、外影响因素及促进策略。
已有研究表明情绪困扰会导致父母更有可能采取无效的育儿策略(Bayer, Sanson, & Hemphill, 2006)。如，父母可能会因过度卷入负面情绪而忽视了对孩子的关注，或因持续担忧而过度干涉孩子(Moyer & Sandoz, 2015)。研究发现过度焦虑可导致父母对孩子施加更多的限制(Lindhout et al., 2006; Moyer & Sandoz, 2015)，抑郁症状则往往伴随着养育过程中的体罚行为(Querido, Eyberg, & Boggs, 2001)和言语交流的减少(Coyne et al., 2007)。最近一项研究还发现有焦虑和抑郁症状的父母更倾向于使用心理攻击来管教孩子(Wang, Wang, Wang, & Xing, 2019)。然而文献梳理发现目前还鲜有研究直接考察抑郁、焦虑等消极情绪对养育心理灵活性的影响。
在家庭系统中，共同养育是潜在影响父母养育心理灵活性的另一重要因素。共同养育是指夫妻双方在其作为父母的角色中相互支持和协调的方式(Bayer et al., 2006; Feinberg et al., 2016)。事实证明，夫妻间的关系与家庭功能、父母养育方式及儿童发展均存在密切关联(Metz, Colonnesi, Majdandžić, & Bögels, 2018a)。研究发现父母焦虑会导致破坏性的共同养育关系(Metz, Majdandžić, & Bögels, 2018b)，良好的共同养育关系则可促进父母的养育效能感(Merrifield & Gamble, 2012)。据此，我们推测共同养育可能在消极情绪和养育心理灵活性之间起着至关重要的作用。本研究通过对6~18岁儿童父母的调查旨在阐明负性情绪(即焦虑和抑郁)与养育心理灵活性的关系，并检验共同养育在其中的重要作用。具体研究假设如下：
H1：在0.05水平上，焦虑、抑郁与养育心理灵活性呈显著负相关；
H2：在0.05水平上，焦虑、抑郁与共同养育质量呈显著负相关；
H3：在0.05水平上，养育心理灵活性与共同养育质量呈显著正相关；
H4：共同养育中介了焦虑与养育心理灵活性、抑郁与养育心理灵活性的关系；
H5：共同养育调节了焦虑与养育心理灵活性、抑郁与养育心理灵活性的关系。
2. 研究方法
2.1. 被试
本研究借助问卷星平台发放问卷，以方便抽样方式对重庆市602名6~18岁儿童父母进行在线调查研究。数据整理时，剔除答题时间少于300秒的问卷16份及婚姻状态为未婚或离异的问卷24份，最终获得有效问卷562份。被试年龄跨度25~52岁，37.18 ± 4.58岁，其中父亲195人(32.39%)，母亲367人(60.96%)。被试初中及以下学历者81人(14.41%)，高中或中专152人(27.05%)，大专或本科277人(49.29%)，研究生及以上学历者52人(9.25%)。其中286名被试为独生子女家长，276名被试为非独生子女家长。填写问卷前，向被试介绍本研究的研究目的和调查注意事项，并告知他们有知情同意权和中途退出的权利。被试完成问卷调查后即可查看个人的调查结果及解释。
2.2. 研究工具
2.2.1. 个人基本信息
包含被试的性别、年龄、职业、婚姻状况、教育水平、家庭中孩子的个数及孩子的年龄等信息。
2.2.2. 广泛性焦虑障碍问卷
广泛性焦虑障碍问卷(The 7-item Generalized Anxiety Disorder Questionnaire, GAD-7)包含7个条目，用于评估在过去2周内个体受焦虑症状困扰的频率(Spitzer, Kroenke, Williams, & Löwe, 2006；曲姗，胜利，2015)。采用Likert 4级评分法，其中“0”表示“完全没有”，“3”表示“乎每天都有”。该量表在中国被试群体中有较高的信度和效度(曲姗，胜利，2015)。在本研究中GAD-7问卷克隆巴赫α系数为0.92。
2.2.3. 抑郁症筛查问卷
抑郁症筛查问卷(The 9-item Patient Health Questionnaire, PHQ-9)包含9个条目，源自Spitzer (1999)等编制的患者健康问卷中的抑郁模块，又称患者健康问卷抑郁症状群量表。量表采用Likert 4级评分法，让被试对过去2周里自己的抑郁症状进行评分(其中“0”表示“无症状”，“3”表示“几乎每天都有症状”)。得分越高，抑郁越严重。PHQ-9问卷在中国成年人中具有良好的信度和效度(Lai et al., 2010; Zhang et al., 2013)。本研究中PHQ-9问卷克隆巴赫α系数为0.90。
2.2.4. 共同养育关系量表
共同养育关系量表(Coparenting Relationship Scale, CRS)包含9个条目，用于评估父母共同养育关系的质量(Feinberg, Brown, & Kan, 2012；吴佳铭，李广隽，赵红，2017)。例如，“我和配偶对我们的孩子有共同的期许”。量表采用0-6 Likert 7级评分，分数越高代表共同养育关系越好，即在养育子女方面夫妻间的支持和沟通越好。以往研究表明在中国文化背景下该量表具有良好的心理测量学指标(吴佳铭，李广隽，赵红，2017)。本研究中CRS量表克隆巴赫α系数为0.86。
2.2.5. 养育心理灵活性量表
研究采用我国学者李志红等(2018)修订的养育心理灵活性问卷(Parental Psychological Flexibility Questionnaire, PPFQ)。中文修订版问卷共有16个条目，包含认知解离、承诺行动和接纳三个因子。量表采用李克特7级计分方法，总分越高表示父母养育心理灵活性越高。以往研究结果显示，该问卷具有良好的内部一致性信度和重测信度(Burke & Moore, 2015；李志红，杨林华，朱丽莎，祝卓宏，2018)。本研究中认知解离、承诺行动和接纳三个分量表的克隆巴赫α系数分别为0.88、0.74和0.85。
2.3. 数据处理
使用SPSS 24.0和AMOS 20.0软件进行相关分析、独立样本t检验、单因素方差分析、中介效应和调节效应分析。
3. 研究结果
3.1. 数据的描述性统计与相关分析
表1显示了本研究各主要变量的描述统计及变量间的皮尔逊相关系数。结果显示养育心理灵活性总分及三个因子分与焦虑、抑郁均呈现显著负相关( r= −0.25~−0.53, ps < 0.01)，与共同养育呈现显著正相关(r = 0.17~0.44, ps < 0.01)。此外，焦虑、抑郁与共同养育呈现显著负相关(ps < 0.01)。因此研究假设H1、H2与H3均得到了验证。
Table 1. Descriptive statistics and correlation analyses among main study variables
表1. 各主要变量的描述统计及变量间的相关系数
注：**p < 0.01, n = 562。
3.2. 不同人口学特征父母各量表得分比较
采用独立样本t检验考察焦虑、抑郁、共同养育和养育心理灵活性在性别上的组间差异，如表2所示父亲在焦虑和抑郁上的得分显著高于母亲(ps < 0.05)，父亲和母亲在共同养育和养育心理灵活性上的得分则无显著差异(ps > 0.05)。独立样本t检验发现与独生子女父母相比，非独生子女父母的焦虑和抑郁水平均较高(ps < 0.01)，而其共同养育质量和养育心理灵活性水平则较低(ps < 0.05)。根据孩子的发展阶段将被试划分为6~11岁儿童父母和12~18岁儿童父母，采用独立样本t检验发现孩子的发展阶段对父母的焦虑、抑郁、共同养育及养育心理灵活性均无显著影响(ps > 0.05)。
Table 2. Effects of parents’ gender and number of children on study variables
表2. 各研究变量在父母性别、是否独生子女上的组间差异比较
注：*p < 0.05, **p < 0.01，以下相同。
采用单因素方差分析考察各研究变量在父母教育水平上的组间差异，结果发现(表3所示)教育水平对父母的焦虑、抑郁和养育心理灵活性影响显著(ps < 0.05)，而对共同养育质量的影响不显著(p > 0.05)。多重比较发现初中及以下学历父母的焦虑和抑郁水平均高于大专、本科及研究生以上学历的父母，高中或中专父母的抑郁水平高于研究生以上学历的父母(ps < 0.05)。在养育心理灵活性上，初中及以下学历父母的得分显著低于另外三组(ps < 0.05)，高中或中专学历父母的得分显著低于研究生及以上(p < 0.05)。
Table 3. Effects of parents' education level on study variables
表3. 各研究变量在父母教育水平上的组间差异比较
注：A：初中及以下，B：高中或中专，C：大专或本科，D：研究生及以上。
3.3. 共同养育在焦虑、抑郁与养育心理灵活性间的中介作用分析
为了考察共同养育在焦虑、抑郁和养育心理灵活性间的中介作用，研究使用AMOS 20.0建立结构方程模型。饱和模型中4条不显著路径被删除，对调整后的模型重新计算后所得模型如图1所示。模型的绝对拟合指数χ2/df = 0.64 < 5 (p = 0.63)，RMSEA = 0.01 < 0.05，SRMR = 0.020 < 0.05；GFI = 0.998，TLI = 0.998，CFI = 1.000，IFI = 1.001，均大于0.90，表明模型拟合度良好。
图1所示中介模型可以解释共同养育23.4%的变异，承诺行动11.6%的变异，认知解离27.30%的变异以及接纳15.6%的变异。结果显示焦虑和抑郁均会显著降低共同养育质量(焦虑：β = −0.23, p < 0.01；抑郁：β = −0.28, p < 0.05)。焦虑会直接对认知解离(β = −0.41, p < 0.01)和承诺行动因子(β = −0.34, p < 0.01)产生显著的负向作用，同时焦虑还通过影响共同养育间接降低认知解离(β = −0.04, p < 0.05)和接纳(β = −0.07, p < 0.05)。抑郁对接纳有直接的负向作用(β = −0.16, p < 0.01)，并通过影响共同养育间接影响认知解离(β = −0.05, p < 0.05)和接纳(β = −0.08, p < 0.05)。据此可知，共同养育完全中介了抑郁与认知解离、焦虑与接纳间的关系，同时共同养育还部分中介了焦虑与认知解离、抑郁与接纳间的关系，因此研究假设H4得到了部分验证。这意味着焦虑、抑郁会破坏夫妻的共同养育关系，进一步导致其认知解离和接纳水平的低下，此外，焦虑还会直接降低个体的认知解和承诺行动，抑郁会直接降低个体的接纳水平。
Figure 1. Analysis of the mediating role of coparenting
图1. 共同养育的中介作用分析
3.4. 共同养育在焦虑与养育心理灵活性间的调节作用分析
根据结构方程模型分析结果可知，焦虑对认知解离、焦虑对承诺行动具有显著的预测作，抑郁对接纳具有显著的预测作用。研究采用分层回归分析进一步考察共同养育在焦虑、抑郁与养育灵活性间的调节作用。所有连续变量进入模型前均进行了去中心化处理，分别对认知解离、承诺行动和接纳进行分层回归分析。检验共同养育在焦虑和认知解离间的调节作用的具体步骤为：第一步将认知解离作为因变量，将人口学变量(性别、年龄、教育程度、家庭中孩子的个数)作为自变量纳入回归模型；第二步将焦虑、抑郁和共同养育作为自变量纳入方程；第三步将交互项焦虑 × 共同养育作为自变量纳入方程。如表4所示，在控制人口学变量后焦虑和共同养育可显著影响认知解离(ps < 0.01)，而抑郁对认知解离无显著影响(p > 0.05)，当焦虑×共同养育交互项进入方程后，能够显著预测认知解离β = −0.25, p < 0.05)，而焦虑对认知解离的作用不再显著(p > 0.05)，这提示共同养育缓冲了焦虑对认知解离的作用。依照相同的程序研究考察了共同养育在焦虑和承诺行动、抑郁和接纳之间的调节作用，结果发现共同养育不能调节焦虑与承诺行动之间的关系，也不能调节抑郁与接纳之间的关系。
Table 4. The moderating role of coparenting in the relationship between anxiety and cognitive flexibility
表4. 共同养育对焦虑和认知灵活性关系的调节作用分析
为了进一步考察共同养育在焦虑和认知解离间的调节作用，以Mean ± SD为划分标准，我们选取高共同养育组(> 67.76)和低共同养育组(<39.96)分别进行简单斜率分析。结果发现，焦虑对认知解离的预测作用在低共同养育组(β = −0.38, p < 0.001)比在高共同养育组上(β = −0.35, p = 0.002)更显著。研究结果部分地支持了研究假设H5，即共同养育可以调节焦虑与认知解离间的关系。
4. 讨论
本研究探讨了焦虑、抑郁对6~18岁儿童父母养育心理灵活性的影响，以及共同养育在焦虑、抑郁和养育心理灵活性之间的中介和调节作用。结果发现本研究中6~18岁父母养育心理灵活性得分显著低于李志红等(2018)对北京市1075名小学生父母的调查结果(83.62 ± 17.21 vs 96.80 ± 15.60, t(561) = −18.15, p< 0.01)。这提示我们有必要开展该群体养育心理灵活性的深入调查，据此制定针对性心理干预措施，提升父母养育心理灵活性水平。
独立样本t检验发现父亲比母亲有更多的焦虑和抑郁水平，这可能与男性承担更多养育家庭的责任和压力有关。研究还发现非独生子女父母有较多的焦虑和抑郁情绪，较低的共同养育质量与养育心理灵活性，这意味着同时养育多个孩子，会使父母面临时间和经济的多重的压力(洪秀敏，刘倩倩，2020)，导致夫妻间在养育子女上缺乏有效的支持和沟通，其养育心理灵活性也同步下降。这提示我们在二孩政策背景下，应建立健全养育社会支持体系，给予非独生子女父母更多情感、信息与实际资助等多方面的社会支持，以促进其养育心理灵活性。与以往研究(李志红等，2018；李志红，2019)一致，父母的教育水平对养育心理灵活性影响显著。本研究发现初中及以下学历父母的养育心理灵活性最低，其次是高中或中专学历的父母。这一现象背后的可能原因是，父母的教育程度在很大程度上决定了家庭收入、社会地位、社会资源等(Bluth, Park, & Lathren, 2020)，低学历父母在养育子女方面可供使用的社会资源较少，从而导致较多的焦虑、抑郁情绪，并进一步导致其共同养育质量和养育心理灵活性的低下。
皮尔逊相关分析显示焦虑、抑郁与养育心理灵活性呈显著负相关，这一结论与以往研究者的结论一致(Moyer & Sandoz, 2015; Sairanen, Lappalainen, & Hiltunen, 2018)，这意味着焦虑和抑郁情绪越多的父母，养育子女过程中思维越僵化。共同养育质量与养育心理灵活性呈正相关，这提示若伴侣在养育子女中给予更多支持，并进行良好沟通，会促进对方的养育心理灵活性。结构方程模型显示，焦虑对养育心理灵活性的认知解离和承诺行动因子有直接负性作用，并通过破坏共同养育关系间接影响接纳因子，抑郁对接纳有直接的负性作用，并通过破坏共同养育关系影响认知解离。正如以往研究者(Majdandžić, de Vente, Feinberg, Aktar, & Bögels, 2012; Metz et al., 2018b; Williams, 2018)所提出的，焦虑和抑郁情绪会削弱父母共同养育的质量。在家庭系统中，夫妻一方的焦虑和抑郁会导致夫妻间的冲突、不一致的养育方式和不合理的分工(Lamela, Figueiredo, Bastos, & Feinberg, 2016)，这会进一步传导到父母对待孩子的态度和行为。
研究还探讨了共同养育对父母养育心理灵活性的影响以及共同养育在焦虑、抑郁与养育心理灵活性之间的中介和调节作用。与假设一致，共同养育可有效预测认知解离和接纳，对承诺行动则无显著作用。这一结果也解释了夫妻间的支持和协调可以有效促进家庭功能，因此共同养育质量较高的夫妻更有可能采用有效的养育策略(Sotomayor-Peterson, De Baca, Figueredo, & Smith-Castro, 2013)。分层回归分析发现良好的共同养育关系可以缓冲焦虑对认知解离的负面影响。具体来说，相对于共同养育水平较低的父母，共同养育水平较高的父母更容易接受孩子和自己的消极情绪和想法，在教育孩子的过程中不易受到焦虑的干扰。研究揭示共同养育是减轻父母焦虑对养育心理灵活性影响的一个保护因素，这对养育社会支持体系的构建具有重要的启示意义，同时也为家庭教育专业咨询和心理干预提供了一个全新的视角。
5. 结论
1) 焦虑和抑郁情绪对父母养育心理灵活性存在显著负面影响，夫妻良好的共同养育关系可促进养育心理灵活性。2) 父母的性别、教育水平及孩子的数量对焦虑、抑郁、共同养育和养育心理灵活性均有不同程度的影响，教育水平低、家庭中养育多个子女的父母其养育心理灵活性更低。3) 夫妻的共同养育关系是父母养育心理灵活性的重要保护性因素，它中介了焦虑、抑郁与养育心理灵活性的关系，同时缓冲了父母焦虑对认知解离的负面影响。