1. 引言
自2019年新冠疫情在我国爆发以来，各行各业都受到了巨大的冲击。公交公司作为提供公共交通服务的行业，既要保证市民的安全出行，又要面对疫情防控的诸多难题，面临着比以往更大的工作压力(姜英来，2020)。同时，受到疫情影响，许多学校停课停学，儿童居家在线学习，这意味着职业为公交司机的父母不仅要适应更加复杂的工作状态，还要兼顾子女的教养任务，这些因素都会增加父母的养育压力。对大多数父母来说，与养育有关的压力都是可以缓解的，不会给生活带来重大影响；然而，对一部分家长来说，压倒性的养育压力会产生养育倦怠(Roskam et al., 2017)。
养育倦怠(Parental Burnout)是由于父母长期缺乏应对子女压力所需的资源时出现的负面心理现象，它被定义为父母由于其家长角色和长期的养育压力所导致的一系列负面症状(Mikolajczak et al., 2019)，主要症状有三：一是父母因需要扮演父母角色而感到身心俱疲；二是体验到倦怠的父母会与孩子出现情感上的疏离；三是父母难以从父母角色中获得成就感(Roskam et al., 2018)。影响养育倦怠的因素众多，比如，养育倦怠与父母的身心健康、家庭和谐息息相关，有研究表明，养育倦怠与父母的逃避、自杀意念、药物和行为成瘾的频率、睡眠障碍都有显著的相关(Mikolajczak et al., 2019; Mikolajczak et al., 2018)；同时，体验到高水平养育倦怠的父母也更容易虐待和忽视儿童(Mikolajczak et al., 2018)，这不仅影响了家庭关系，也不利于子女的健康成长。因此，探讨养育倦怠的发生机制对父母本人及其家庭都具有重要意义。
2. 以往研究与假设
工作–家庭冲突(Work-Family Conflict)基于角色冲突理论提出，认为角色期望是对个体所扮演的角色应承担的责任和应有的行为表现出的一种预期和设想，这种角色期望会引发个体身心压力，产生角色压力，不同角色压力之间相互影响，产生角色冲突(张艳莉，2009)。而工作–家庭冲突即是一种工作和家庭角色间的冲突(陆佳芳等，2002)，可分为工作干扰家庭和家庭干扰工作两个方向(Greenhaus & Beutell, 1985)。近年来，双职工和单亲家庭增多，意味着传统“男主内，女主外”的家庭模式被打破，工作、家务和育儿的任务不再由传统性别角色承担，父母将面临更高水平的工作–家庭冲突，因此更容易感知到心理倦怠。例如，Ronald等人以医院重组和裁员期间的护理人员为被试，发现工作–家庭冲突与高水平的心理倦怠正相关(Burke & Greenglass, 2001)，李超平等人的研究也表明工作–家庭冲突对工作倦怠有较强的预测作用(李超平等，2003)，降低工作–家庭冲突能有效地预防和矫治工作倦怠。此外，工作–家庭冲突还与个体的抑郁(邓林园等，2023)、和家庭绩效(Frone et al., 1997)、婚姻满意度(周春燕等，2018)等家庭生活方面的变量相关。因此本文提出：
假设1：工作–家庭冲突正向预测养育倦怠。
处于工作–家庭冲突的父母会因照顾子女时间不足而产生低教养能力感。教养能力能感的研究源于班杜拉自我效能感理论，是效能信念在教养领域的应用。教养能力感(Parenting sense of competence)是指家长对其教养能力的自信程度，分为教养能力满意度(Parenting Satisfaction)和教养能力效能感(Parenting Efficacy)两部分。教养满意度是指父母对教养者角色的喜爱或满意程度。而教养能力效能感，是指父母对教养角色的感知(Johnston & Mash, 2010；邢凯等，2019)。有研究表明，工作–家庭冲突与教养效能感呈负相关(Lee et al., 2007; Kim & Yun, 2022)。同时，父母教养效能感与其教养能力高相关，高教养效能的父母往往拥有更好的教养技能，更相信自己能有效教导子女，在与子女互动时常采用温暖和支持的方式，而低教养效能的父母对自己的教养能力缺乏信心，常感到沮丧、焦虑和烦恼(Jones & Prinz, 2005)。而这些因素是造成养育倦怠的预测因素。因此提出：
假设2：教养效能感在工作–家庭冲突与养育倦怠中起中介作用。
3. 研究方法
3.1.研究对象
本研究以重庆某公交公司拥有青少年子女(就读大学以下)的员工为研究对象，剔除不符合要求的问卷后，最终获得459份问卷。样本具体分布信息见表1。
Table 1. Sample description (n = 459)
表1. 样本描述(n = 459)
3.2. 研究工具
3.2.1. 养育倦怠
采用Cheng等翻译的养育倦怠量表(Parental Burnout Assessment, PBA) (Roskam et al., 2018)。该量表共21个题目，如“我做父母的时候实在是太累了，以至于我没有充足的睡眠”。采用liktert式7点计分，“1”为“从不”，“7”为“每天”，得分越高，倦怠水平越高。在本研究中量表的Cronbach’s α系数值为0.98。
3.2.2. 工作–家庭冲突
采用Carlson et al. (2000)编制，甘艳芬在2007年翻译修订的量表。量表包括工作–家庭的冲突(WIF)和家庭–工作的冲突(FIW)两个子量表，由于本研究关注工作对家庭的影响，只采用了其中工作–家庭冲突的问题。工作–家庭冲突子量表共三个维度，九道题目，如“由于工作原因，我不得不错过一些家庭活动”。采用Likert5点记分，“1”代表“非常不同意”，“5”代表“非常同意”，得分越高代表冲突程度越强。在本研究中的Cronbach’s α系数值为0.92。
3.2.3. 教养能力感
采用中文版教养能力感量表(Parenting Sense of Competence Scale, PSOC)进行测量(Ohan et al., 2000)。该量表共17道题，如“即使为人父母会有回报，面对此时的孩子我感到困惑”。量表采用5点计分，1代表“完全不符合”，5代表“完全符合”，其中9个条目(2、3、4、5、8、9、12、14、16)反向计分，得分越高，父母教养能力感越高。本研究Cronbachs’s α系数值为0.64。
3.3. 数据分析
采用spss26.0对数据进行分析，利用process插件，检验教养效能感在工作–家庭冲突和父母养育倦怠间的中介作用。
4. 结果
4.1. 共同方法偏差检验
对收集的数据用Harman单因素检验法进行检验，将工作–家庭冲突、教养能力感、养育倦怠在内的所有项目进行未旋转的因子分析。其中，第一个特征值大于1的因子的方差解释百分比为29.96%，小于40%的临界值，可以认为本研究存在的共同方法偏差是不严重的。
4.2. 养育倦怠现状分析
检验结果显示，父母养育倦怠的得分为1.88 ± 1.28。依据Roskam的观点，个体得分位于1.5个标准层之上，可认为具有养育倦怠的风险。在本次调查中，临界值为1.88 + 1.28 × 1.5 = 3.8。样本中高于3.8的个体有49人(其中母亲9位，父亲40位)，养育倦怠发生率为10.77%。养育倦怠的发生率在父母性别(t(453) = −1.25, P > 0.05)、年龄(F(5,449) = 1.36, P > 0.05)方面没有显著差异，但家庭收入(F(4,450) = 2.54, P = 0.04 < 0.05)对父母养育倦怠具有显著影响。
4.3. 主要变量的描述性统计和相关分析
各变量描述性统计及相关分析如表2所示。相关分析显示，父母养育倦怠与工作–家庭冲突正相关，与教养效能感呈显著负相关。工作–家庭冲突与教养效能感呈显著负相关。
Table 2. Descriptive statistics and correlation analysis of each variable
表2. 各变量描述性统计及相关分析
4.4. 教养效能感在工作–家庭冲突与养育倦怠间的中介作用
采用process插件中的模型4来检验教养效能感在工作–家庭冲突与养育倦怠间的中介作用(结果见表3)。结果表明，工作–家庭冲突能显著正向预测养育倦怠(β = 0.61, P < 0.01)、负向预测教养效能感(β = −0.31, P < 0.01)；当工作–家庭冲突与教养效能感同时预测养育倦怠时，教养效能感显著负向预测养育倦怠(β = −0.91, P < 0.01)，工作–家庭冲突对养育倦怠的正向预测作用仍然显著(β = 0.33, P < 0.01)。
Table 3. Testing the mediating model of work-family conflict
表3. 工作–家庭冲突中介模型检验
注：*表示P < 0.05；**表示P < 0.01。
进一步的中介效应分析，如表4可知，以工作–家庭冲突为自变量，以养育倦怠为因变量，以教养效能感为中介变量，考察工作–家庭冲突与养育倦怠的关系，包括直接效应和以教养效能感为中介变量的间接效应。结果发现工作–家庭冲突对养育倦怠的直接效应为0.033，95%置信区间为[0.15, 0.50]，以教养效能感为中介的间接效应为0.29，95%置信区间为[0.18, 0.40]。
Table 4. The analysis of the mediating role of parental efficacy on work-family conflict and parental burnout
表4. 教养效能感对工作–家庭冲突与养育倦怠之间的中介效应分析
综合上述数据可以看出直接效应的置信区间不包含零，间接效应的95%置信区间也不包含零。这说明工作–家庭冲突对养育倦怠的间接效应具有统计学意义；在控制了教养效能感之后，工作–家庭冲突对养育倦怠的直接效应仍是显著的。因此，教养效能感在工作–家庭冲突和养育倦怠之间存在部分中介，且中介占比为47.54%，如图1所示。
注：**P < 0.01，路径数字为标准化系数
Figure 1. The mediating model of work-family conflict, parental efficacy, and parental burnout
图1. 工作–家庭冲突、教养能力感与养育倦怠的中介作用模型
5. 结果与讨论
当前阶段我国社会的主要矛盾是人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾。中国人对美好生活的期待大多体现为家庭美满、工作顺意。公交司机作为一种职业，具有工作时间长，工作期间人际交流少，需要长时间保持注意力集中等特点，容易产生家庭和工作的失衡，对家庭教育功能的发挥产生不良影响。对公交司机工作–家庭冲突和养育倦怠关系的研究，有利于找到其工作–家庭冲突影响养育倦怠的路径，为减少他们的养育倦怠，增加他们的幸福感提供参照。
本研究发现父母的工作–家庭冲突不仅会直接影响父母的养育倦怠，还会通过降低父母的教养效能感对其养育倦怠产生间接影响。在公交司机群体中，养育倦怠的发生率达到了10.77%，王玮(2021)等人的调查表明父亲养育倦怠的发生率为8.1%，张金荣(2021)等人的研究也表明有8.1%的父母在经历养育倦怠，而本研究中公交司机中养育倦怠的发生率超过了10%，高于其他群体。在参与调查的公交司机中，132名(28.7%)公交司机的家中有超过1名孩子，128名(27.8%)公交司机的家中有小学学段及以下的孩子，74名(16%)独自抚养子女。有多个孩子需要抚养，需要抚养的孩子部分是低龄儿童，以及单亲抚养都可能是此次取样分析出公交司机群体养育倦怠比其他群体严重的原因。另一方面，公交司机的工作时间长，其教养子女的精力可能受到来自工作方面的干扰。此次数据分析的结果也证实了其工作–家庭冲突与养育倦怠的显著相关，支持了这种可能。相关机构部门应当建立起规范的评估筛查方式，甄别这部分存在更高养育倦怠的公交司机父母，通过企业文化活动等形式给予更多的物质精神支持，提高他们的工作生活满意度。
研究发现，工作–家庭冲突与养育倦怠呈现显著的正相关，即经历高工作–家庭冲突的父母体验到更高水平的养育倦怠，这与已有研究一致。Kocalevent等人(2020)的研究发现工作–家庭冲突和工作倦怠显著正相关；Wang等人(2022)针对工作夫妇的研究，发现配偶的养育倦怠会显著地影响另一半的工作倦怠。这些研究表明，工作–家庭冲突与养育倦怠可能存在相关。对于公交司机而言，工作–家庭冲突和养育倦怠呈显著正相关具有一定的现实基础。一方面，公交司机是一个高压力群体，时常需要加班加点，同时公交司机的工作要求更高的技能和更集中的注意力，这要求员工不得不在工作上投入更多的精力和时间来完成工作任务，根据资源储存理论(Hobfoll, 1989)，对某一方面的资源分配较多，势必会减少对另一方面资源的分配，因此当父母面临更高的工作压力时，无法兼顾家庭内的角色，由此导致情绪耗竭感；另一方面，随着教育要求的提高，父母面对更为严重的养育压力，而处于工作–家庭冲突的父母无暇兼顾子女教养任务，更容易产生低效能感，从而引发养育倦怠。
本研究还发现教养效能感部分中介了工作–家庭冲突与养育倦怠的关系，即工作–家庭冲突既会直接引起父母的养育倦怠，也会通过低教养效能感从而影响养育倦怠水平增高。当父母经历家庭冲突时，会认为自己没有能力完成教养任务，缺乏教养好子女的信心，从而产生低教养效能感。班杜拉自我效能感理论(Bandura, 1977)认为，低效能感会影响人的归因方式，将失败归因为自己的能力不足，因此具有低教养效能感的父母更容易产生沮丧和消极情绪，进而产生养育倦怠。
但本文还存在以下局限：首先，本次研究样本收集仅在重庆市某公交公司，样本代表性不足，未来研究可以扩大取样范围；其次，本研究仅仅描述了工作–家庭冲突对养育倦怠的一个影响路径，未来研究可以考虑其他的中介作用，并探讨从哪方面进行应对。