馬心宇 陳福美 羅 芮 趙云燕 王 耘

(1 北京師范大學(xué)中國基礎(chǔ)教育質(zhì)量監(jiān)測協(xié)同創(chuàng)新中心，北京 100875)(2 北京師范大學(xué)認(rèn)知神經(jīng)科學(xué)與學(xué)習(xí)國家重點實驗室，北京 100875)

1 問題提出

撫養(yǎng)壓力（parenting stress）是指父母在育兒過程中因養(yǎng)育需求和實際可獲得的養(yǎng)育資源之間的不匹配所引起的消極心理體驗，如焦慮、緊張、挫折感等（Zaidman-Zait et al., 2017）。大量研究證明，父母在教養(yǎng)過程中會感受到一定水平的撫養(yǎng)壓力（Deater-Deckard, 1998; Zaidman-Zait et al., 2017），高水平的撫養(yǎng)壓力不僅會威脅父母自身的心理健康，還會對兒童發(fā)展產(chǎn)生不可忽視的消極影響（?stberg, Hagekull, & Hagelin, 2007;Planalp & Braungart-Rieker, 2016）。鑒于撫養(yǎng)壓力的普遍性和消極影響，有必要探討其影響因素及其作用機(jī)制。

1.1 兒童問題行為對父母撫養(yǎng)壓力的作用

根據(jù)親子互動壓力模型（parent-child interaction stress model）（Mash & Johnston, 1983），父母撫養(yǎng)壓力會受到來自父母、兒童和環(huán)境三方面因素的影響。而來自兒童方面的問題行為作為父母育兒過程中的重要應(yīng)激源（Neece, Green, & Baker, 2012），是造成父母壓力感受的重要外部動因。一些研究指出，兒童問題行為越多，父母的撫養(yǎng)壓力越大（Baker et.al, 2003; Krahé, Bondü, H?se, & Esser,2015）。兒童問題行為在童年期是相對穩(wěn)定的，其對父母撫養(yǎng)壓力的預(yù)測效應(yīng)甚至高于兒童智力和發(fā)展性功能（Benzies, Harrison, & Magill-Evans,1998; Robinson & Neece, 2015）。而且隨著年齡的增長，兒童擁有更高的自主性和行動能力，其行為表現(xiàn)對父母撫養(yǎng)壓力的預(yù)測作用變得更加穩(wěn)定和突出（Neece et al., 2012）。

由于母親一直被視為兒童的主要照料者，以往研究更側(cè)重于考察母親撫養(yǎng)壓力，而對父親的關(guān)注相對較少。近年來，隨著更多的女性投入職場，相應(yīng)地，父親也更多地參與到育兒過程中（Charles et al., 2018; Ponnet et al., 2013），也會面臨撫養(yǎng)壓力的困擾（Johansson, Rubertsson, R?destad, &Hildingsson, 2012; Liu & Wang, 2015）。然而，父親和母親扮演著不同的教養(yǎng)角色—母親傾向于承擔(dān)更多的養(yǎng)育和照料責(zé)任，父親則更多地參與到子女的游戲之中（Amato, Meyers, & Emery, 2009;Deater-Deckard, 1998）。因此，有必要區(qū)分撫養(yǎng)壓力的父母身份進(jìn)行深入探討（Foody, James, &Leader, 2015）。

1.2 母親撫養(yǎng)壓力與父親撫養(yǎng)壓力的關(guān)系

一些研究表明，父母之間的撫養(yǎng)壓力存在顯著差異（Foody et al., 2015; Rosnati, Montirosso, &Barni, 2008）；但也有研究發(fā)現(xiàn)，二者并不存在明顯不同（Canzi, Ranieri, Barni, & Rosnati, 2019）。不同的研究結(jié)果可能源于父母角色的一體兩面性，因而在分析父母撫養(yǎng)壓力的關(guān)系時，既要考慮父親和母親各自的角色特殊性，又要考慮父母之間的相互依存性。

一方面，從家庭系統(tǒng)的角度看（Cox & Paley,2003），作為夫妻共同體，父母彼此之間存在相互依存性，彼此之間的撫養(yǎng)壓力存在一定的相關(guān)性（Hilpert, Kuhn, Anderegg, & Bodenmann, 2015）。另一方面，由于教養(yǎng)角色不同，父母的撫養(yǎng)壓力可能存在一定差別。從撫養(yǎng)壓力的來源看，母親撫養(yǎng)壓力受兒童問題行為的作用相對更直接，而父親撫養(yǎng)壓力受兒童問題行為作用時更容易受到母親狀態(tài)、夫妻關(guān)系等因素的影響（Camisasca,Miragoli, & Di Blasio, 2014）。Deater-Deckard（1998）指出，母親的情緒會影響父親在育兒過程中的壓力和焦慮感受，在送幼兒上學(xué)時，當(dāng)母親感受到強(qiáng)烈的緊張和分離焦慮時，父親能夠感受到母親的情緒，并由此產(chǎn)生更強(qiáng)的焦慮和壓力感。因此，父親的撫養(yǎng)壓力不僅與其自身對兒童問題行為的感知有關(guān)，還可能與母親的撫養(yǎng)壓力感受有關(guān)（Canzi, Molgora et al., 2019）。綜上，本研究假設(shè)母親撫養(yǎng)壓力會部分中介兒童問題行為對父親撫養(yǎng)壓力的作用。

1.3 夫妻親密的調(diào)節(jié)作用

夫妻親密作為一種情感性社會支持，能夠在夫妻間營造出溫馨和諧的氛圍，進(jìn)而使個體能夠為配偶提供更多的情感和心理資源以幫助其應(yīng)對外界壓力（Falk, Norris, & Quinn, 2014）。此外，溢出效應(yīng)指出，個體在某一家庭子系統(tǒng)中的情緒、感受和行為會對其在另一家庭子系統(tǒng)中的情緒、感受和行為產(chǎn)生影響（Erel & Burman, 1995）。實證研究也證明父母在夫妻系統(tǒng)中體驗到的幸福感能夠有效緩解其在教養(yǎng)過程中焦慮、抑郁等消極情緒（Camisasca, Miragoli, Caravita, & Di Blasio,2015; DeBoard-Lucas, Fosco, Raynor, & Grych,2010）。同時，親密的夫妻關(guān)系能有效提升夫妻間態(tài)度、行為的一致性，提高配偶的育兒參與程度，促進(jìn)夫妻間“育兒同盟”的形成，進(jìn)而提升個體的教養(yǎng)效能感，減輕撫養(yǎng)壓力（Feeney, 2002;Merrifield & Gamble, 2013）。

以往研究大多只檢驗了夫妻親密對撫養(yǎng)壓力的主效應(yīng)，對夫妻親密是否能夠調(diào)節(jié)兒童問題行為對父母撫養(yǎng)壓力的影響，目前還少有研究關(guān)注（Coln, Jordan, & Mercer, 2013; O’Brien & Peyton,2002）。因此，本研究進(jìn)一步探索夫妻親密對兒童問題行為與父親、母親撫養(yǎng)壓力的調(diào)節(jié)作用。

綜上所述，本研究主要探討兩個問題：（1）母親撫養(yǎng)壓力在兒童問題行為對父親撫養(yǎng)壓力影響中的中介作用。（2）夫妻親密在兒童問題行為與父親、母親撫養(yǎng)壓力關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用。研究假設(shè)：母親撫養(yǎng)壓力會在兒童問題行為對父親撫養(yǎng)壓力的作用中起到部分中介；夫妻親密能夠調(diào)節(jié)兒童問題行為對父親、母親撫養(yǎng)壓力的影響，以及母親撫養(yǎng)壓力對父親撫養(yǎng)壓力的影響，夫妻親密水平越高，兒童問題行為對父親、母親撫養(yǎng)壓力的影響越小，母親撫養(yǎng)壓力對父親撫養(yǎng)壓力的影響也越小。總模型如圖1 所示。

圖1 夫妻親密的調(diào)節(jié)作用模型

以往研究表明，兒童的年齡、性別、父母年齡、家庭社會經(jīng)濟(jì)地位均對父母撫養(yǎng)壓力有影響（Choi & Becher, 2019; Cousino & Hazen, 2013），因此，本研究的數(shù)據(jù)分析中控制了以上變量。

2 研究方法

2.1 被試

被試來自北京市某區(qū)的學(xué)前兒童調(diào)查項目，通過兩階段隨機(jī)抽樣方法獲取。第一階段在該區(qū)隨機(jī)抽選50%幼兒園，第二階段在選中幼兒園的每個班級中各隨機(jī)抽取40%的兒童及家長參與測試?；谘芯繂栴}，篩選出兒童與父母同住且主要撫養(yǎng)人為父母的家庭，最終獲得67 所幼兒園的3164 個家庭的數(shù)據(jù)。兒童平均月齡為54.86（SD=10.70），其中男孩1595 名（占比50.4%）。

被試家庭中，父親、母親的平均年齡分別為36.39 歲（SD=4.77 歲）、34.13 歲（SD=3.82 歲）。父親、母親的學(xué)歷在初中及以下者分別占1.8%、2.7%，高中（職高）分別占9.6%、8.7%，大專（職專）分別占19.0%、21.2%，本科分別占44.2%、46.3%，碩士及以上分別占24.7%、20.7%，學(xué)歷缺失分別為0.7%、0.3%。被試家庭的平均年收入為295379.03 元（SD=20727.48 元）。

2.2 研究工具

2.2.1 兒童問題行為問卷

采用學(xué)前兒童問題行為問卷（Preschool Behavior Questionnaire, PBQ）（Behar & Stringfield,1974），共23 個題目，包括恐懼焦慮（8 題）、敵意攻擊（11 題）和注意分散（4 題）三個維度。采用3 級計分（0 表示“從不發(fā)生”；2 表示“經(jīng)常發(fā)生”），將所有題目得分均值作為兒童問題行為的得分，得分越高表明兒童問題行為越嚴(yán)重。本研究中，父親、母親均對兒童問題行為進(jìn)行評定，二者評定問卷的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.88 和0.87。同時問卷具有良好的結(jié)構(gòu)效度，父親問卷：χ2=1676.15，df=187，RMSEA=0.05，CFI=0.90，TLI=0.93；母親問卷：χ2=1694.03，df=187，RMSEA=0.05，CFI=0.91，TLI=0.97。由于父母對兒童問題行為的評定結(jié)果相關(guān)較高（r=0.56,p＜0.01），故在后續(xù)分析中，兒童問題行為采用父母評定的均值作為觀測指標(biāo)。

2.2.2 撫養(yǎng)壓力量表

參考Abidin（1992）編制，夏勇、方曉義、王艷萍和林磊（1994）修訂的撫養(yǎng)困難量表和李彩娜、鄒泓和段冬梅（2005）修訂的育兒壓力問卷，修訂適合學(xué)前兒童家長的撫養(yǎng)壓力量表。改編后的量表有良好的信效度（項紫霓, 張興慧, 黎亞軍,王耘, 李燕芳, 2014）。量表共39 個題目，包括兒童情緒（5 題）、適應(yīng)（6 題）、對父母的強(qiáng)化（6 題）、家長情緒反應(yīng)（5 題）、勝任感（8 題）、身體狀況（4 題）和角色適應(yīng)（5 題）七個維度。采用5級計分（1 表示“完全不符合”；5 表示“完全符合”），將所有題目得分均值作為撫養(yǎng)壓力的得分，得分越高表明父母撫養(yǎng)壓力越高。本研究中，由父母分別報告自己的撫養(yǎng)壓力，父親、母親評定量表的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.91 和0.90。量表具有良好的結(jié)構(gòu)效度，父親量表：χ2=1548.69，df=149，RMSEA=0.05，CFI=0.92，TLI=0.94；母親量表：χ2=1169.19，df=149，RMSEA=0.05，CFI=0.95，TLI=0.92。

2.2.3 夫妻親密量表

改編自“中國兒童青少年心理發(fā)育特征”調(diào)查項目的父母親密量表（董奇, 林崇德, 2011），改編后的量表具有良好的信效度（陳福美, 苑春永,張彩, 黎亞軍, 王耘, 2015）。量表共5 題，采用5級計分（1 表示“完全不符合”；5 表示“完全符合”），由母親填寫。將所有題目得分均值作為夫妻親密的得分，分?jǐn)?shù)越高表明夫妻關(guān)系越親密。本研究中量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.91，結(jié)構(gòu)效度良好（χ2=191.72,df=5, RMSEA=0.04, CFI=0.97,TLI=0.94）。

2.3 研究程序及數(shù)據(jù)處理

在幼兒園教師的協(xié)助下，向被試家庭發(fā)放知情同意書、測查問卷和測試說明，同時承諾向家長提供孩子的成長報告，以保證家長作答問卷的積極性和信息真實性。由學(xué)校負(fù)責(zé)人及班級教師向家長回收問卷，所有問卷的發(fā)放及收回均在一周內(nèi)完成。

問卷收回后，使用Epidata 軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行雙錄，并進(jìn)行一致性核對。使用SPSS23.0 計算問卷信度，并對各變量的分布情況進(jìn)行描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析。使用SPSS 宏程序PROCESS3.0 對中介和調(diào)節(jié)模型進(jìn)行檢驗。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗

由于本研究數(shù)據(jù)均來自自我報告，可能存在共同方法偏差。因此，采用Harman 單因素法和驗證性因素分析法檢驗共同方法偏差效應(yīng)（周浩, 龍立榮, 2004）。Harman 單因素檢驗結(jié)果表明，特征值大于1 的因子共有29 個，第一因子的方差解釋率為15.04%，遠(yuǎn)小于臨界值40%；進(jìn)一步使用驗證性因素分析固定一個因子對所有變量進(jìn)行解釋，發(fā)現(xiàn)模型擬合很差（χ2=120017.97,df=8777,χ2/df=13.67, TLI=0.33, CFI=0.32, RMSEA=0.06），表明數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差（Podsakoff ,Mackenzie, Lee, & Podsakoff, 2003）。

3.2 描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析

各變量的描述性統(tǒng)計和偏相關(guān)矩陣見表1。本研究的總被試量為3164 名，但是由于各變量（四個核心變量和家庭社會經(jīng)濟(jì)地位）上均存在不同程度的數(shù)據(jù)缺失，所有后續(xù)分析中各變量上均未缺失的被試為2646 名。結(jié)果表明，兒童問題行為、母親撫養(yǎng)壓力、父親撫養(yǎng)壓力皆呈現(xiàn)顯著的兩兩正相關(guān)，且均與夫妻親密呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)。

表1 描述性結(jié)果和偏相關(guān)矩陣（n=2646）

3.3 母親撫養(yǎng)壓力在兒童問題行為對父親撫養(yǎng)壓力中的中介作用

首先進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)兒童問題行為對父親、母親撫養(yǎng)壓力均有顯著的正向預(yù)測作用（β父=0.49, β母=0.50,ps＜0.001），母親撫養(yǎng)壓力對父親撫養(yǎng)壓力有顯著的正向預(yù)測作用（β=0.52,p＜0.001）。使用逐步回歸分析進(jìn)行中介檢驗，結(jié)果表明母親撫養(yǎng)壓力在兒童問題行為對父親撫養(yǎng)壓力的作用中起部分中介作用，中介效應(yīng)為0.26（95%Bootstrap的置信區(qū)間為[0.16, 0.21]），占兒童問題行為對父親撫養(yǎng)壓力總效應(yīng)的38.78%。見圖2。

圖2 中介作用模型

3.4 夫妻親密在兒童問題行為對父親、母親撫養(yǎng)壓力中的調(diào)節(jié)作用

對所有變量做標(biāo)準(zhǔn)化處理后進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，夫妻親密對父親、母親撫養(yǎng)壓力的主效應(yīng)均顯著（β父=-0.05, β母=-0.31,ps＜0.001），夫妻親密與母親撫養(yǎng)壓力的交互項對父親撫養(yǎng)壓力的預(yù)測作用顯著（β=0.04,p＜0.01），詳細(xì)結(jié)果見表2，表明夫妻親密可以調(diào)節(jié)母親撫養(yǎng)壓力對父親撫養(yǎng)壓力的作用，但不會調(diào)節(jié)兒童問題行為對父親、母親撫養(yǎng)壓力的直接作用。

進(jìn)一步對顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)做簡單斜率分析。因為夫妻親密為連續(xù)變量，使用選點法進(jìn)行簡單斜率分析會導(dǎo)致部分信息缺失，而且結(jié)果容易受到樣本均值分布的影響，因此根據(jù)方杰、溫忠麟、梁東梅和李霓霓（2015）的建議使用J-N 法。結(jié)果表明，當(dāng)夫妻親密的取值大于-2.8 時，隨著夫妻親密水平的升高，母親撫養(yǎng)壓力對父親撫養(yǎng)壓力的預(yù)測作用逐漸增強(qiáng)，預(yù)測系數(shù)的取值區(qū)間為[0.18, 0.41]，具體見圖3。

當(dāng)夫妻親密取均值及均值上、下一個標(biāo)準(zhǔn)差時，兒童問題行為對父親撫養(yǎng)壓力的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)值見表3。

表2 夫妻親密在兒童問題行為對父親、母親撫養(yǎng)壓力中的調(diào)節(jié)作用

圖3 母親撫養(yǎng)壓力在夫妻親密不同水平上對父親撫養(yǎng)壓力的預(yù)測效應(yīng)

表3 兒童問題行為在夫妻親密不同水平上對父親撫養(yǎng)壓力的預(yù)測效應(yīng)

綜上所述，母親撫養(yǎng)壓力在兒童問題行為與父親撫養(yǎng)壓力間起部分中介作用，夫妻親密可以調(diào)節(jié)母親撫養(yǎng)壓力對父親撫養(yǎng)壓力的作用，當(dāng)夫妻親密越高時，母親撫養(yǎng)壓力對父親撫養(yǎng)壓力的預(yù)測作用越強(qiáng)，兒童問題行為通過母親撫養(yǎng)壓力對父親撫養(yǎng)壓力的間接作用也越強(qiáng)。

4 討論

4.1 兒童問題行為對父親、母親撫養(yǎng)壓力的作用

研究驗證了母親撫養(yǎng)壓力在兒童問題行為與父親撫養(yǎng)壓力之間起部分中介作用的假設(shè)。兒童的問題行為會對父母提出更高的教養(yǎng)要求（Baker et al., 2003; Zaidman-Zait et al., 2017），為幫助兒童調(diào)節(jié)情緒、減少不良行為，父母勢必需要投入更多的精力和資源應(yīng)對兒童的問題行為、學(xué)習(xí)更多的育兒知識、改善育兒方式等，這對父母來說一種挑戰(zhàn)，甚至是很大的壓力源（Deater-Deckard,2004）。母親在受到兒童問題行為的消極影響后撫養(yǎng)壓力升高，并會進(jìn)一步促進(jìn)父親撫養(yǎng)壓力的升高。其中原因可能為：一方面，根據(jù)交叉效應(yīng)理論和家庭系統(tǒng)理論（Cox & Paley, 2003; Ponnet et al.,2013），家庭中各成員之間相互影響，某一家庭成員體驗到的情緒或經(jīng)驗會對其他家庭成員產(chǎn)生影響。母親通常是兒童的主要照料者，因此會受到兒童問題行為更直接的影響（Crnic & Ross, 2017），母親感受到撫養(yǎng)壓力后的緊張、焦慮等情緒可能會交叉?zhèn)魅窘o父親，進(jìn)而導(dǎo)致父親的撫養(yǎng)壓力增加（Mackler et al., 2015; Oelofsen & Richardson,2006）。另一方面，當(dāng)兒童的問題行為導(dǎo)致母親感受到較高的撫養(yǎng)壓力時，可能會要求父親投入更多資源和精力到兒童的養(yǎng)育中，或者父親在感受到母親的撫養(yǎng)壓力時會主動介入，為母親分擔(dān)部分育兒壓力，因而父親會感受到更高的撫養(yǎng)壓力（Deater-Deckard, 2004）。

4.2 夫妻親密在兒童問題行為對父親、母親撫養(yǎng)壓力影響中的調(diào)節(jié)作用

本研究發(fā)現(xiàn)，夫妻親密能夠顯著負(fù)向預(yù)測父親、母親的撫養(yǎng)壓力，但并不能調(diào)節(jié)兒童問題行為對父親、母親撫養(yǎng)壓力的直接影響。這可能意味著夫妻親密緩解父母撫養(yǎng)壓力的作用模式更符合社會支持的主效應(yīng)模型（Chang, Yuan, & Chen,2018），即夫妻親密能夠直接減輕父母的撫養(yǎng)壓力感受，而非通過緩沖兒童問題行為的消極影響進(jìn)而減輕父母的撫養(yǎng)壓力。

此外，夫妻親密可以調(diào)節(jié)母親撫養(yǎng)壓力中介效應(yīng)的后半段路徑，即夫妻親密越高，母親撫養(yǎng)壓力對父親撫養(yǎng)壓力的預(yù)測作用越強(qiáng)，兒童問題行為通過母親撫養(yǎng)壓力對父親的間接作用越大。這一結(jié)果恰恰與研究假設(shè)相反，這意味著夫妻親密越高，母親將自身的撫養(yǎng)壓力“傳染”給父親的可能性就越大。根據(jù)親密的人際關(guān)系過程模型，夫妻親密往往伴隨著夫妻間的自我表露和來自伴侶的反應(yīng)，即夫妻中一方對配偶袒露自己的經(jīng)歷、想法或感受等，并可能通過非語言行為進(jìn)一步交流情感，同時配偶會通過表達(dá)相似的感受或發(fā)起親密行為等方式回應(yīng)前者，以使對方感受到支持和被理解（Laurenceau & Bolger, 2005; Reis &Shaver, 1988）。夫妻親密對男性而言并不總是起積極作用：男性在感知配偶的壓力、緊張時，更容易受到“感染”，產(chǎn)生同樣的消極感受（Deater-Deckard & Scarr, 1996）。研究表明，女性更傾向于在親密互動中與配偶傾訴自己的經(jīng)歷和感受，不僅包括發(fā)生在夫妻之間的，也包括發(fā)生在夫妻系統(tǒng)外的經(jīng)歷、行為及引發(fā)的情緒感受（Hilpert et al.,2015）。因此，在一個兒童問題行為較多，且夫妻較為親密的家庭中，母親可能會向父親講述更多自己在育兒過程中的困難和壓力感受，父親在夫妻親密互動中感受到配偶的壓力時會感同身受，因而自身的撫養(yǎng)壓力也相應(yīng)升高。

4.3 研究的貢獻(xiàn)與不足

本研究考察了兒童問題行為與父親、母親撫養(yǎng)壓力之間的關(guān)系，以及夫妻親密在其中的調(diào)節(jié)作用。研究對象包括兒童、父親和母親，涉及變量來源于家庭的不同層面，充分考慮了家庭系統(tǒng)中的多層面、多種類因素，為進(jìn)一步理解家庭中不同成員間的相互影響提供了更綜合、系統(tǒng)的視角。研究發(fā)現(xiàn)夫妻親密在兒童問題行為對父母撫養(yǎng)壓力的作用中起調(diào)節(jié)作用，指出父母撫養(yǎng)壓力不僅來源于兒童因素，還會受到夫妻系統(tǒng)中夫妻親密的影響，拓展了親子互動壓力理論。研究通過揭示夫妻親密在母親撫養(yǎng)壓力與父親撫養(yǎng)壓力關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用，指出夫妻親密作為社會支持的一種，并不總是起到積極作用，還可能會使母親撫養(yǎng)壓力更容易傳導(dǎo)給父親，造成父親撫養(yǎng)壓力的升高。以往研究大都關(guān)注母親的撫養(yǎng)壓力，而忽視了父親在育兒過程中的壓力感受，本研究揭示了兒童問題行為對父親撫養(yǎng)壓力的作用機(jī)制，有助于心理工作者開發(fā)針對性強(qiáng)、切實有效的父母撫養(yǎng)壓力干預(yù)項目，以維護(hù)父母的身心健康。

不過，本研究還存在一些不足之處。第一，本研究采用橫斷研究設(shè)計，難以確定變量之間的因果關(guān)系。以往研究發(fā)現(xiàn)，父母撫養(yǎng)壓力能夠預(yù)測兒童問題行為（馬心宇, 陳福美, 玄新, 王耘, 李燕芳, 2019; Dennis, Neece, & Fenning, 2018），今后可采用縱向追蹤設(shè)計，考察父母撫養(yǎng)壓力與兒童問題行為的雙向因果關(guān)系。第二，本研究中數(shù)據(jù)均來自被試自我報告，且夫妻親密僅由母親一人報告，盡管數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示并不存在嚴(yán)重的共同方法偏差，但也可能會對研究結(jié)果產(chǎn)生一定的影響。今后研究應(yīng)綜合使用多種方法、從多種視角進(jìn)行數(shù)據(jù)收集。

5 結(jié)論

本研究主要結(jié)論如下：（1）在兒童問題行為對父親撫養(yǎng)壓力的作用中，母親撫養(yǎng)壓力起部分中介作用。（2）夫妻親密能夠調(diào)節(jié)母親撫養(yǎng)壓力對兒童問題行為與父親撫養(yǎng)壓力中介過程的后半段路徑，夫妻親密越高，母親撫養(yǎng)壓力對父親撫養(yǎng)壓力的預(yù)測作用越強(qiáng)，兒童問題行為通過母親撫養(yǎng)壓力對父親的間接作用越大。