1. 引言
养育子女被视为父母尤其是母亲的核心职责，随着社会的发展和家庭结构的变化，母亲在养育过程中面临着诸多挑战，养育倦怠(Parental Burnout)这一现象逐渐受到关注。养育倦怠是指父母因长期承受养育压力而产生的一种情绪耗竭、与子女情感疏离以及对养育角色感到厌倦的状态(Mikolajczak & Roskam, 2018)。在中国文化背景下，母亲通常承担着主要的养育责任，面临着来自家庭、社会等多方面的压力，这使得母亲在养育倦怠的易感人群中占据核心地位。
现有研究较多关注父母共同养育或祖辈–母亲共同养育对母亲心理健康的影响。例如，Feinberg (2003)指出，父母之间的共同养育质量直接关系到母亲的情绪适应和家庭功能。另一方面，祖辈–母亲共同养育关系虽能提供实际帮助，但也可能因育儿观念差异引发冲突，反而增加母亲压力(Conger & Little, 2010)。相较而言，“父辈–母亲”共同养育作为核心养育子系统，其支持程度与母亲心理福祉密切相关(Van Bakel et al., 2020)。然而，现有研究对“祖辈–父辈”这一特定共同养育关系的探讨仍显不足。与祖辈–母亲或父辈–母亲这类直接作用于母亲的养育关系不同，祖辈–父辈共同养育关系既通过家庭子系统协作对母亲养育倦怠产生直接作用，也通过增强父亲角色参与、改善代际协作氛围等途径间接影响母亲心理资源。研究表明，祖辈–父辈良好的合作能够显著降低母亲的育儿压力感和情绪衰竭(Flierman et al., 2016)，同时也有助于提升父亲育儿参与度，从而减轻母亲负担(Chen & Liu, 2012)。因此，探讨祖辈–父辈共同养育关系对母亲倦怠的影响，不仅有助于揭示多代育儿家庭中的动态机制，也能丰富和拓展现有文献中关于此特定共同养育路径的实证证据。
本研究聚焦于三个关键变量：祖辈–父辈共同养育关系(Grandparents-parents Co-parenting Relationships)、母亲育儿胜任感(Maternal Parenting Sense of Competence)与母亲养育倦怠(Maternal Parental Burnout)。祖辈–父辈共同养育关系是指祖辈和父辈在养育子女过程中的合作与互动模式，包括养育观念的一致性、情感支持以及实际养育任务的分担等方面(李晓巍等，2016)。良好的共同养育关系能够为父辈提供情感支持和实际帮助，减轻其养育压力；反之，冲突频繁或支持不足的共同养育关系则可能增加父辈的养育负担，进而影响其养育倦怠水平(Sorkkila & Aunola, 2020)。育儿胜任感指母亲对自身履行育儿角色的能力评估与信心水平(Johnston & Mash, 1989)，包含效能感和满意度两个维度，即处理育儿问题的能力信念和履行母职的价值体验(Gibaud-Wallston, 1977)。
祖辈–父辈共同养育关系、母亲育儿胜任感与母亲养育倦怠之间存在着密切的关联。首先，祖辈–父辈共同养育关系对母亲养育倦怠具有直接的影响。当祖辈与父辈在养育观念和方式上达成一致、相互支持时，母亲能够获得更多的资源和力量来应对养育过程中的困难，从而降低养育倦怠的发生风险；相反，紧张和冲突的共同养育关系会使母亲陷入孤立无援的境地，增加其养育压力和倦怠感(Mikolajczak et al., 2018)。其次，母亲育儿胜任感在祖辈–父辈共同养育关系与母亲养育倦怠之间发挥着重要的中介作用。良好的共同养育关系能够提升母亲的育儿胜任感，使母亲更加自信地应对养育挑战，减少养育倦怠；而育儿胜任感的提升又能够进一步促进共同养育关系的和谐，形成良性循环。反之，紧张的共同养育关系可能导致母亲对自己的育儿能力产生怀疑，降低育儿胜任感，进而加重养育倦怠。高育儿胜任感的母亲更能够积极应对养育过程中的各种问题，采用有效的养育策略，从而降低养育倦怠的风险。而养育倦怠则表现为母亲在养育过程中出现的持续性情绪疲惫、对子女的情感疏离以及对自身母亲角色的否定和疲惫感。
通过深入探讨这三个变量之间的关系，本研究旨在揭示祖辈–父辈共同养育关系如何影响母亲养育倦怠以及育儿胜任感在其中所起的作用，为预防和干预母亲养育倦怠提供理论依据和实践指导，以促进家庭和谐与母亲的心理健康，优化家庭养育系统。
基于以上分析，本研究提出以下假设(见图1)：
假设1：祖辈–父辈共同养育关系负向预测母亲养育倦怠。
假设2：育儿胜任感在祖辈–父辈共同养育关系与母亲养育倦怠之间起中介作用。
Figure 1. Mediation model
图1. 中介模型
2. 研究方法
2.1. 研究对象
在网络平台公开招募被试，家中至少有1个未满18岁的孩子，祖辈参与育儿的核心家庭的母亲。发放问卷施测，回收有效问卷483份。
2.2. 研究工具
2.2.1. 简式养育倦怠量表中文版(S-PBA)
本研究采用简式养育倦怠量表中文版(Chinese Short Version of Parental Burnout Assessment, S-PBA)，由王玮等(2021)在养育倦怠评估量表(PBA)及Cheng等(2020)修订的中文版基础上，进一步开发的条目更精简的版本。S-PBA单因子结构，共7个条目，采用1 (从不)~7 (每天) 7级评分，母亲根据条目中所叙述的情景与自身状况是否符合来作答，得分越高倦怠水平越高。本次研究调查问卷内部一致性信度α系数为.891，KMO值检验结果为.920，信效度良好。
2.2.2. 祖辈–父辈共同养育关系量表(GCRS)
本研究采用祖辈–父辈共同养育关系量表(Grandparents-parents Co-parenting Relationships Scale, GCRS)，由李晓巍，魏晓宇(2018)对原量表CRS (Feinberg, 2003)进行汉化及修订，并将其扩展到祖辈–父辈共同养育中。修订后的量表共有38个条目，包括养育一致性、养育亲密度、矛盾暴露、养育支持、养育认可、养育破坏和劳动分工7个维度。采用7点计分，从1至7分别代表“完全不符合”到“非常符合”，分别计为1分到7分。其中，除矛盾暴露和养育破坏维度得高分代表消极评价外，其他5个维度得高分均代表积极评价。计算量表总分时，将消极维度反向计分后进行量表总分计算，总分越高表明祖辈–父辈养育关系越积极。本次研究调查问卷内部一致性信度α系数为.948，KMO值检验结果为.949，信效度良好。
2.2.3. 育儿胜任感量表(PSOC)
本研究采用育儿胜任感量表(Parenting Sense of Competence Scale, PSOC)，由Gibaud-Wallston and Wandersman (1978)编制，杨晓等(2014)对原量表进行翻译修订为中文版。量表的计分方式采用6级评分法，从“绝对不同意”到“绝对同意”的计分为1~6分，包括育儿效能感、满意度两个维度，育儿效能感采用正向计分，而满意度采用反向计分。本次研究调查问卷内部一致性信度α系数为.942，KMO值检验结果为.955，信效度良好。
2.3. 统计方法
收集数据输入SPSS25.0统计软件包，进行共同方法偏差检验、差异分析、相关分析、回归分析、中介效应检验等数据处理。
3. 结果
3.1. 共同方法偏差检验
本研究对所有题项进行因子分析，采用无旋转的主成分分析方法(即Harman单因子检验法)来评估共同方法偏差的影响。分析结果显示，未旋转的最大的因子方差解释率为30.382%，低于临界值40%，这表明样本数据中不存在能够解释绝大部分变异的单一因子，即本研究不存在明显的共同方法偏差。
3.2. 差异分析
经过SPSS软件中的独立样本t检验和单因素方差分析法对子女数量、照顾最多孩子的年龄、祖辈是否与孩子同住、祖辈参与共同养育的频率、最高教育程度、工作状态、是否单亲家庭、家庭年收入、和年龄共计9个人口信息变量与母亲养育倦怠量表进行的差异性分析。结果显示，母亲养育倦怠量表在子女数量(F = 10.150, P = .000 < .001)、祖辈是否与孩子同住(t = 1.988, P = .047 < .05)、工作状态(F = 6.007, P = .003 < .01)、是否单亲家庭(t = −2.733, P = .008 < .01)和家庭年收入(F = 2.963, P = .032 < .05)共计5个方面存在显著性的差异(P < .05)。
而母亲养育倦怠得分在照顾最多孩子的年龄(F = 1.195, P = .311 > .05)、祖辈参与共同养育的频率(F = 1.056, P = .304 > .05)、最高教育程度(F = .641, P = .527 > .05)、年龄(F = 2.148, P = .093 > .05)四个方面虽然也有一些差异，但是并未表现出显著的统计学意义(P > .05)。
3.3. 相关分析
采用皮尔逊相关性分析，验证本研究所涉及的各个变量间是否具有相互的关联关系，即相关分析。通过统计学的显著性检验(见表1)，结果显示：祖辈–父辈共同养育关系与母亲养育倦怠两两之间具有显著的负向相关关系，r = −.552，P < .01；母亲育儿胜任感与母亲养育倦怠两两之间具有显著的负向相关关系，r = −.503，P < .01；祖辈–父辈共同养育关系与母亲育儿胜任感两两之间具有显著的正向相关关系，r = .516，P < .01。
Table 1. Correlation analysis of maternal parental burnout, grandparents-parents co-parenting relationships, maternal parenting sense of competence
表1. 祖辈–父辈共同养育关系、母亲育儿胜任感与母亲养育倦怠之间的相关分析
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1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
9 |
10 |
11 |
12 |
母亲养育倦怠 |
1 |
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祖辈–父辈共同 养育关系 |
−.552** |
1 |
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共同养育认可 |
−.467** |
.734** |
1 |
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共同养育亲密度 |
−.497** |
.762** |
.528** |
1 |
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共同养育支持 |
−.462** |
.731** |
.598** |
.630** |
1 |
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|
劳动分工 |
−.350** |
.602** |
.418** |
.446** |
.450** |
1 |
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共同养育一致性 |
−.354** |
.650** |
.522** |
.411** |
.444** |
.265** |
1 |
|
|
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|
共同养育破坏 |
−.260** |
.654** |
.244** |
.367** |
.249** |
.199** |
.271** |
1 |
|
|
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|
矛盾的暴露 |
−.115** |
.543** |
.098** |
.227** |
.091* |
.124** |
.332** |
.573** |
1 |
|
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|
母亲育儿胜任感 |
−.503** |
.516** |
.408** |
.461** |
.451** |
.365** |
.275** |
.288** |
.213** |
1 |
|
|
育儿效能感 |
−.436** |
.489** |
.403** |
.450** |
.455** |
.340** |
.260** |
.226** |
.165** |
.792** |
1 |
|
满意度 |
−.458** |
.428** |
.316** |
.360** |
.343** |
.297** |
.220** |
.262** |
.197** |
.908** |
.463** |
1 |
注：*P < .05，**P < .01。
3.4. 中介效应检验
根据建立的中介模型，进一步检验变量之间的路径影响关系，其中祖辈–父辈共同养育关系为自变量，母亲养育倦怠为因变量，母亲育儿胜任感为中介变量。通过SPSS25.0用分步回归法进行检验。第一步检验自变量对于因变量的独立影响关系是否成立，结果见表2的模型1，调整后R为.278，说明祖辈–父辈共同养育关系对母亲养育倦怠的解释程度为27.8%，方差分析结果F = 267.025，p < .001，结果显著，说明构建的线性回归模型拟合程度较好。回归系数检验结果显示祖辈–父辈共同养育关系β = −.528，t = −16.341，p < .001，说明祖辈–父辈共同养育关系对母亲养育倦怠为显著的负向影响关系，因此满足中介效应检验的第一步要求。第二步检验自变量对中介变量的影响关系，结果见表2中的模型2，祖辈–父辈共同养育关系对母亲育儿胜任感为显著的正向影响关系β = .526，t = 16.227，P < .001，因此第二步检验的结果也成立。第三步同时检验祖辈–父辈共同养育关系和母亲育儿胜任感对母亲养育倦怠的综合影响关系，表2中的模型三可以看出，祖辈–父辈共同养育关系的标准化回归系数β为−.351，t = −9.810，P < .001，说明在中介效应检验中直接效应显著，母亲育儿胜任感对母亲养育倦怠为显著的负向影响关系β = −.337，t = −9.405，p < .001。
Table 2. Mediation effect test via stepwise regression for maternal parenting sense of competence
表2. 母亲育儿胜任感分步回归法中介效应检验
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模型1 |
模型2 |
模型3 |
因变量：母亲养育倦怠 |
因变量：母亲育儿胜任感 |
因变量：母亲养育倦怠 |
β |
t |
β |
t |
β |
t |
祖辈–父辈共同养育关系 |
−.528*** |
−16.341 |
.526*** |
16.227 |
−.351*** |
−9.810 |
母亲育儿胜任感 |
|
|
|
|
−.337*** |
−9.405 |
R2 |
.279 |
.276 |
.361 |
调整后的R2 |
.278 |
.275 |
.360 |
F |
267.025*** |
263.305*** |
194.691*** |
注：*p < .05，**p < .01，***p < .001。
综合分步回归法的检验结果可以说明母亲育儿胜任感在祖辈–父辈共同养育关系对母亲养育倦怠影响关系中的中介效应成立。通过计算可以知，母亲育儿胜任感在模型中的间接效应量为.526 × (−.337) = −.177，直接效应β =−.351，总效应β = −.528。中介模型见图2，综上所述，本研究的结果与假设相符，即母亲育儿胜任感在祖辈–父辈共同养育关系与母亲养育倦怠之间起到中介作用。
注：*p < .05，**p < .01，***p < .001。
Figure 2. The mediating role of maternal parenting sense of competence between grandparents-parents co-parenting relationships and maternal burnout
图2. 母亲育儿胜任感在祖辈–父辈共同养育关系与母亲养育倦怠之间的中介作用
4. 讨论
4.1. 人口信息变量与母亲养育倦怠的差异性分析
差异分析结果显示，在子女数量方面，子女越多的被试者的母亲养育倦怠得分越高，符合“资源稀释理论”(Resource Dilution Theory)。子女增多导致母亲精力、时间与情感资源被分割，角色负荷超载，进而引发情感耗竭(Nomaguchi & Milkie, 2020)。这与现有研究一致(Roskam et al., 2018)，验证了多子女家庭发生养育倦怠的风险更高。祖辈与孩子同住的被试群体的母亲养育倦怠得分要略高于不同住的群体，与预期相反，同住群体倦怠更高，或可解释为：(1) 代际教养冲突增加(如育儿观念差异)，引发母亲角色紧张；(2) 同住模糊家庭界限，削弱母亲育儿自主权，导致心理控制感下降(Mikolajczak et al., 2018)。在工作状态方面，全职妈妈群体的母亲养育倦怠得分要明显高于全职工作和其他状态的群体，全职妈妈倦怠的危机性：该群体倦怠显著高于职业母亲与其他状态者，凸显“无酬劳动”的心理代价。脱离职场可能弱化其社会认同与社会支持网络，同时因缺乏“角色转换”机会而持续暴露于育儿压力。印证了“角色累积理论”中单一角色的过度投入风险(Sieber, 1974)。单亲家庭的被试群体的母亲养育倦怠得分要略高于非单亲家庭的群体，单亲母亲需独立承担育儿责任与经济压力，支持系统薄弱，符合“家庭压力模型”(Family Stress Model)的预测(Conger et al., 2010)。即使效应量较小，其累积性压力仍需政策关注。在家庭年收入方面，收入在30~50万元之间的家庭母亲养育倦怠得分相对较低，而收入在50万元及以上的家庭的母亲养育倦怠得分相对较高，这一U型关系暗示：(1) 中等收入可能达到“资源–需求”最优平衡；(2) 高收入家庭或存在“成就压力传导”(如高标准教养投入、精英教育焦虑) (Ciciolla et al., 2017)，且高收入常伴随高工作负荷，间接压缩母亲恢复时间。
4.2. 祖辈–父辈共同养育关系对母亲养育倦怠的直接影响
良好的祖辈–父辈共同养育关系能够为母亲提供情感支持和实际帮助，减少母亲在育儿过程中的孤独感和压力，从而降低养育倦怠的发生。例如，当祖辈和父辈在育儿观念上达成一致、共同分担育儿任务时，母亲会感受到更多的支持和理解，从而减轻其养育负担和心理压力。相反，如果共同养育关系紧张，如频繁发生矛盾冲突、育儿理念分歧较大等，会增加母亲的心理负担，使其更容易产生养育倦怠。
4.3. 母亲育儿胜任感在祖辈–父辈共同养育关系与母亲养育倦怠中起中介作用
育儿胜任感在祖辈–父辈共同养育关系和母亲养育倦怠之间起中介作用。良好的共同养育关系有助于提升母亲的育儿胜任感，使母亲更加自信地应对育儿过程中的各种问题，从而降低养育倦怠。具体来说，当祖辈和父辈认可母亲的育儿方式、给予其充分的支持和鼓励时，母亲会觉得自己在育儿方面是有能力的，能够更好地应对育儿挑战，进而减少因不确定性和无助感而产生的养育倦怠。此外，良好的共同养育关系还可以为母亲提供更多的育儿经验分享和交流机会，帮助母亲不断学习和成长，进一步增强其育儿胜任感。
5. 结论
本研究通过实证分析，揭示了养育倦怠受家庭结构与资源的多维塑造：子女数量增多、单亲状态、全职母亲身份是显著风险因素；“祖辈同住”因潜在冲突可能加剧倦怠。家庭经济存在“适度保护”效应：中等收入(30~50万元)家庭倦怠最低，而高收入(50万以上)家庭因成就压力与教养焦虑呈现“富裕悖论”。
通过横断面调查发现，祖辈–父辈共同养育关系与母亲养育倦怠呈负向关联，且母亲育儿胜任感在二者之间起中介作用。研究结果表明，更好的祖辈–父辈共同养育关系与更高的母亲育儿胜任感相关联，并可能与更低的养育倦怠水平有关。这一发现为理解家庭养育环境中母亲心理健康的保护性因素提供了初步依据。后续研究可采用纵向设计或实验干预方法，检验变量间的因果关系及作用机制。
在实践层面，建议关注家庭共同养育关系的建设，促进代际间的育儿合作，同时可通过增强母亲的育儿知识和信心，为其提供必要的心理支持，从而在一定程度上缓解养育倦怠。
从家庭系统视角构建干预框架：强化祖辈协同质量、优化全职母亲支持网络、引导高收入家庭理性育儿，并为多子女与单亲家庭提供制度化社会支持。未来研究应整合纵向设计与中介模型，深入解析经济、文化因素与心理资源的动态交互机制。
NOTES
*通讯作者。