PAGE48母親多胎養育壓力的影響因素實證研究目錄TOC\o"1-2"\h\u177951引言 132702方法 4303582.1研究對象 4197902.2測量工具 5214692.3施測程序 626803結果與分析 721753.1共同方法偏差檢驗 7263263.2研究變量的現狀描述分析 7186203.3各變量在人口學變量上的差異檢驗 8229663.4各變量間的相關分析 9149703.5研究變量的結構方程模型擬合檢驗 12302184討論與結論 1729128參考文獻 201引言在中國推行三胎政策的社會背景下，我國未來的生育率是否會增加？婚姻家庭中的夫婦養育子女過程中產生的倦怠感潛在影響因素的相關研究具有獨創性的價值和意義，本文將以家庭為單位，從家庭成員中夫妻的視角，婚姻滿意度與父親教育參與程度是否對養育倦怠產生影響？母親在婚姻關系中的滿意程度是否會對母親的養育壓力有影響，從而影響其養育子女的倦怠感？另外，父親在養育子女過程中的參與程度是否通過會對母親養育壓力有影響，從而影響母親養育子女的倦怠感？因此，有必要探索我國文化背景下婚姻滿意度、父母雙方面養育的狀態特征對養育倦怠的現狀及心理機制。家庭是社會關系的最基礎單位，家庭主要是由婚姻關系雙方構成的，而夫婦雙方的人際關系也直接影響并制約到整個家庭社會關系的狀況和發展，因此家庭的穩定性對社會穩定和計生政策的落實都具有一定的重要性，而優質的家庭婚姻關系不但促進了心理健康，同時也對個人事業成功和孩子們健康發展有很大的積極意義，在某種意義上講，增強婚姻的滿意度和家庭穩定性都可以改善我國人口的身心素質，進而在提升人口生育數量的同步提高我國人口的生育質量。婚姻滿意度與父母養育相關特質的結合，可能會更易導致父母的養育倦怠狀態。雖然在針對父母的科普出版物中經常討論這一問題，但國內只有少數已發表的科學研究對父母養育倦怠進行了探討，而且這些研究都是在患有嚴重或慢性病的兒童的父母中進行的。在我國，女性就業率不斷攀升，越來越多的女性參與到工作的浪潮之中，而母親在教養孩子的過程中扮演著重要的角色，母親往往要比父親更多地參與到教養孩子的過程中，因此，母親很容易面臨來自家庭與工作的兩方面的壓力。面臨更多壓力的母親可能更容易產生養育倦怠。雖然隨著時代的不斷進步，人類的養育觀念也在不斷發生變化，父親逐漸從傳統的“道德導師”和“經濟提供者”角色轉變為“與妻子共同撫養子女”的角色，開始逐漸意識到自身在家庭教育中的重要性。父親不再單純是為家庭提供經濟支撐的角色，而是轉變為幼兒的玩伴、引導者、協助者等多種角色（Lamb，2010）。但由于中國有著以“儒家”思想為主導地位的文化背景，母親依然充當著養育子女的主要角色，本研究將從母親的角度出發，從婚姻滿意度、母親感知到父親在教養子女過程中的參與程度以及提供的資源支持和其養育壓力與養育倦怠之間的相互作用關系。本課題對前人的研究進行總結并創新性提出以下假設，詳情見圖1所示。H1：婚姻滿意度能負向預測養育倦怠。H2：母親養育壓力在婚姻滿意度影響母親養育倦怠的過程中起中介作用。H3：父親教養投入能負向預測母親養育倦怠。H4：母親養育壓力在父親教養投入影響養育倦怠的過程中起中介作用。圖1：婚姻滿意度、父親教養投入、養育倦怠與母親養育壓力的關系模型2方法2方法2.1研究對象在某市選取3所中小學中，年齡在3-16歲的學生母親進行網絡發放問卷。預計發放問卷600份，通過作答時間長度以及規律性作答剔除無效問卷后，收集到有效問卷446份，其中本次調查人群中母親處于31-40歲居多，占比為48.2%;孩子年齡處于9-13歲最多，占總調查人群的77.4%;孩子為女孩的母親居多，占比為62.3%;同時本次調查人群中孩子數量為一個的最多，占總樣本量的96.4%;77.1%的母親表示不愿意再養育一個孩子;母親學歷為本科占54.9%。表2.1樣本在各人口學變量上的分類變量選項頻率百分比母親的年齡段18-25歲276.126-30歲14432.331-40歲21548.241-50歲5512.351-60歲51.1孩子的年齡3-8歲6514.69-13歲34577.414-16歲368.1孩子的性別男16837.7女27862.3孩子數量1個43096.42個112.53個30.74個20.4是否愿意再養育孩子是10222.9否34477.1母親學歷初中及以下92高中4610.3大專12227.4本科24554.9碩士214.7博士30.72.2測量工具2.2.1婚姻滿意度量表采用Olson編制，李凌江和楊德森（1999）修訂的婚姻質量問卷中的婚姻滿意度分量表，該量表共包含10個條目，采用計分制，最低分為1分，即“非常不同意”，滿分為5分，即“非常同意”，婚姻滿意度越高的人得分越趨近于滿分。根據筆者研究，我們把這份量表的α系數定為0.94。2.2.2父親參與教養量表采用Hawkins等人（2002）開發，尹霞云等人（2012）修訂的父親參與教養量表（InventoryofFatherInvolvement，IFI），該量表包括26個題項，采用維度制，一共有四個維度，分別為支持與否，照顧程度，鼓勵與否，管教約束。采用7點計分。0代表“非常差”，6代表“非常好”,在本研究中該問卷的α系數為0.97。2.2.3養育倦怠量表采用Cheng等人（2020）翻譯的養育倦怠量表（ParentalBurnoutAssessment,PBA），該量表共包括21個題項，采用Likert7點計分，“1”代表“從不”，“7”代表“每天”，依據Roskam等人的觀點，個體得分在平均值1.5個標準差之上，可被認定為具有較高的養育倦怠風險。根據筆者研究，我們把這份量表的α系數定為0.98。2.2.4母親養育壓力問卷采用Abidin（1990）編制的簡式養育壓力問卷（ParentingStressIndex-ShortForm，PSI)、任文香（1995）修訂，該問卷共有36個項目，采用5點計分，1分表示“從不”，5分表示“總是”。母親的養育壓力越大，總分越趨近于滿分。根據筆者研究，我們把這份量表的α系數定為0.97。2.3施測程序采用隨機抽樣法，本研究以某城市三所中小學生母親為研究對象，問卷通過網絡發放，通過微信群告知，問卷通過網絡方式回收，通過作答時間以及作答的規律性剔除問卷中無效個案后，得到有效問卷446份。在得到問卷結果后，筆者采用SPSS方法進行計量分析，通過T檢驗、相關回歸分析等方法使結果進一步量化呈現。3結果與分析3結果與分析3.1共同方法偏差檢驗雖然本研究收集了大量被試信息，但這些數據均來自被試的主觀報告。為了盡可能避免共同方法偏差的問題，在實測過程中首先采用程序控制法，包括隨機取樣、統一指導語、匿名回答等一系列措施。首先，我們采用Harman單因子檢驗法對調查數據進行共同方法偏差檢驗。檢驗結果表明，共有11個因子的特征值大于1，僅占到總樣本的2%，遠遠低于國際上通用的40%臨界標準，并且檢驗的第一個因子導致了變異率的25.81%，這說明本研究不存在嚴重的偏差，可以使用3.2研究變量的現狀描述分析結果顯示，婚姻滿意度、母親養育壓力各維度最小值均為1，最大值為5，父親教養投入各維度最小值為0，最大值為6，養育倦怠最小值均為1，最大值為7。各變量的平均數、標準差如表3.1所示。表3.1研究變量的現狀描述分析結果一級維度二級維度NMSD最小值最大值維度均值維度標準差父親教養投入支持與規劃4464.720.85064.670.83日常照顧4464.640.8806鼓勵與表揚4464.690.9006管教約束4464.600.8806養育倦怠養育倦怠4463.131.5017//母親養育壓力親職愁苦4463.270.92153.340.79親子互動失調4463.430.8315困難兒童4463.310.8415婚姻滿意度婚姻滿意度4462.820.9015//3.3各變量在人口學變量上的差異檢驗3.3.1養育倦怠的人口學變量差異檢驗采用單因素ANOVA檢驗，來分析探討養育倦怠在人口學變量上的差異，結果發現，養育倦怠在年齡、學歷、子女年齡、子女性別上不存在顯著差異，并且在子女數量上不存在顯著差異，這一研究結果與以往研究不同，可能本次研究被試人群受家庭模式以及經濟條件的影響，存在隔代養育或保姆輔助作用。3.3.2婚姻滿意度的人口學變量差異檢驗采用單因素ANOVA檢驗，來分析探討婚姻滿意度在人口學變量上的差異，結果發現，母親婚姻滿意度在年齡、學歷、子女數量、子女年齡、子女性別上均不存在顯著差異。3.3.3父親教養投入的人口學變量差異檢驗采用單因素ANOVA檢驗，來分析探討父親教養投入在人口學變量上的差異，結果發現，父親教養投入在年齡、學歷、子女數量、子女年齡、子女性別上均不存在顯著差異。3.3.4母親養育壓力的人口學變量差異檢驗3.3.4.1母親養育壓力在年齡、學歷、子女數量、子女性別上的差異檢驗采用單因素ANOVA檢驗，來分析探討母親養育壓力在人口學變量上的差異，結果發現，母親養育壓力在年齡、學歷、子女數量、不存在顯著差異，這與以往的研究不同（Anthony，2005），可能由于調查人群、養育環境、與以往研究的不同，以及本次調查人群中以獨生子居多，在母親的養育壓力方面，受子女數量影響較少。母親的養育壓力在子女的性別上也無顯著性差異，這與以往的研究一致（耿嵐等，2008）。3.3.4.2母親養育壓力在子女年齡上的差異檢驗采用單因素ANOVA檢驗來分析探討不同年齡段子女的母親養育壓力的差異，具體結果如表3.2所示。分析發現，不同年齡段子女的母親養育壓力存在顯著差異，這與以往的研究結果一致（李彩娜等，2015），對其進行事后檢驗，分析發現3-8歲子女的母親養育壓力顯著高于14-16歲母親。表3.2不同年齡段子女的母親養育壓力上的差異檢驗變量子女年齡nMSDFp事后比較母親養育壓力3-8歲2963.400.774.000.021＞3*9-13歲1143.240.8014-16歲363.070.84注：*p<0.05，雙尾;子女年齡為虛擬變量，3-8歲=1，9-13歲=2，14-16歲=3。3.4各變量間的相關分析3.3.1婚姻滿意度與養育倦怠的相關分析采用Pearson相關對婚姻滿意度與養育倦怠進行雙變量相關分析，具體結果如表3.3所示。分析發現，婚姻滿意度及養育倦怠間呈顯著負相關（p<0.01）。表3.3婚姻滿意度與養育倦怠的相關分析變量婚姻滿意度養育倦怠-0.29**注：*p<0.01。3.3.2父親教養投入與養育倦怠的相關分析采用Pearson相關對父親教養投入與養育倦怠進行雙變量相關分析，結果如表3.4所示。父親教養投入及各子維度與養育倦怠間呈顯著負相關（p<0.01）。表3.4父親教養投入與養育倦怠的相關分析變量及子維度父親教養投入支持與規劃日常照顧鼓勵與表揚管教約束養育倦怠-0.17**-0.17**-0.16**-0.16**-0.13**注：**p<0.01。3.3.3婚姻滿意度與父親教養投入的相關分析采用Pearson相關對婚姻滿意度與母親養育壓力及其各維度間進行雙變量相關分析，結果如表3.5所示。結果顯示，婚姻滿意度與父親教養投入及其各子維度間呈顯著正相關（p<0.01）。表3.5婚姻滿意度與父親教養投入的相關分析變量及子維度父親教養投入支持與規劃日常照顧鼓勵與表揚婚姻滿意度0.13**0.13**0.12*0.13**注：*p<0.05,**p<0.01。3.3.3婚姻滿意度與母親養育壓力的相關分析采用Pearson相關對婚姻滿意度與母親養育壓力及其各維度間進行雙變量相關分析，結果如表3.6所示。結果顯示，婚姻滿意度與母親養育壓力及其各子維度間呈顯著負相關（p<0.01）。此結果與以往的研究結果一致（Belsky&Kelly，1994，Cowan&Cowan，2000;Glenn&Mclanahan，1982;Michaels&Goldberg，1988;Carlson&VanOrman，2017;周春燕等，2018;侯娟等，2019）表3.6婚姻滿意度與母親養育壓力的相關分析變量及子維度母親養育壓力親職愁苦親子互動失調困難兒童婚姻滿意度-0.43**-0.39**-0.43**-0.36**注：**p<0.01。3.3.4母親養育壓力與養育倦怠的相關分析采用Pearson相關對母親養育壓力及其各子維度與養育倦怠進行雙變量相關分析，結果如表3.7所示。分析表明，母親養育壓力及其各子維度與養育倦怠間呈顯著正相關（p<0.05，p<0.01）這與前人的研究結果一致（程華斌等，2021）。表3.7母親養育壓力與養育倦怠的相關分析變量及子維度母親養育壓力親職愁苦親子互動失調困難兒童養育倦怠0.26**0.24**0.25**0.23**注：**p<0.01。3.3.5父親教養投入與母親養育壓力的相關分析采用Pearson相關對父親教養投入及其各子維度與母親養育壓力及其各子維度間進行雙變量相關分析，結果如表3.8所示。分析表明，母親養育壓力及其各子維度與養育倦怠間呈顯著負相關（p<0.05，p<0.01）。此結果與以往研究結果一致，丈夫或妻子在養育子女過程的缺失會增加養育壓力的程度（楊曉靜等，2021;Hall&Graff，2011）表3.8父親教養投入與母親養育壓力的相關分析變量及子維度母親養育壓力親職愁苦親子互動失調困難兒童父親教養投入-0.14**-0.12*-0.14**-0.12*支持與規劃-0.14**-0.11*-0.15**-0.12**日常照顧-0.12**-0.11*-0.13**-0.10*鼓勵與表揚-0.16**-0.13**-0.15**-0.14**管教約束-0.11*-0.11*-0.10*-0.09注：*p<0.05，**p<0.01。3.5研究變量的結構方程模型擬合檢驗3.5.1婚姻滿意度對養育倦怠的預測作用。以父親教養投入作為自變量、養育倦怠作為因變量進行線性回歸分析，分析結果如表3.9所示，模型R2值為0.08，意味著父親教養投入能夠提供8.0%貢獻率。分析可知，父親教養投入會對養育倦怠產生影響關系（F=12.73，p<0.05），父親教養投入的回歸系數值為-0.30（t=-3.57，p<0.01），這表明父親在教養中與養育倦怠產生了負相關關系，且較為嚴重。這支持了本文的研究假設3，即父親教養投入對養育倦怠具有顯著的負向預測作用。表3.9婚姻滿意度對養育倦怠的預測作用BBetaNdftR2調整后R2F婚姻滿意度-0.48-0.29446445-6.27**0.080.08F(1,444)=39.293,p=0.000注：**p<0.01。圖3.1婚姻滿意度對養育倦怠的預測作用3.5.2父親教養投入對養育倦怠的預測作用。以父親教養投入作為自變量、父母養育倦怠作為因變量進行線性回歸分析，分析結果如表3.10所示，模型R2值為0.03，意味著父親教養投入能夠提供3.0%貢獻率。分析可知，父親教養投入會對養育倦怠產生影響關系（F=12.73，p<0.05)，父親教養投入的回歸系數值為－0.30（t=-3.57，p<0.01），意味著父親參與教養會對養育倦怠產生顯著的負向影響關系。這支持了本文的研究假設3，即父親在教養中與養育倦怠產生了負相關關系，且較為嚴重。表3.10父親教養投入對養育倦怠的預測作用BBetaNdftR2調整后R2F父親教養投入-0.30-0.17446445-3.57**0.030.03F(1,444)=12.73,p=0.000注：**p<0.01。圖3.2父親教養投入對養育倦怠的預測作用3.5.3母親養育壓力在婚姻滿意度與養育倦怠之間的中介作用進一步考察婚姻滿意度對養育倦怠預測作用的內部機制，根據Hayes（2013）的觀點，首先采用SPSS宏程序PROCESSv3.4.1的Model4（Model4為簡單的中介模型），檢驗母親養育壓力在婚姻滿意度對養育倦怠影響中的中介作用。結果如表3.11和3.12所示，在投入中介變量母親養育壓力之前，婚姻滿意度對于養育倦怠的直接作用為β=-0.29（p<0.001）,而投入中介變量后，其直接效應變為β=-0.43（p<0.001），因此，母親養育壓力部分中介了婚姻滿意度與養育倦怠（中介效應=-0.12，SE=0.04，95%CI[-0.20,-0.05]）。因此，本研究的研究假設2成立。表3.11母親養育壓力在婚姻滿意度與養育倦怠之間的中介作用模型模型一模型二模型三變量養育倦怠母親養育壓力養育倦怠指標βtβtβt婚姻滿意度-0.29-6.26***-0.43-10.01***-0.21-4.27***母親養育壓力0.163.39***R20.290.430.32調整后R20.080.180.10F39.27***100.13***25.87***注：***p<0.001。表3.12母親養育壓力在婚姻滿意度與養育倦怠間中介效應的Bootstrap結果效應關系效應值SELLCIULCI效應占比總效應-0.470.08-0.62-0.33直接效應-0.350.08-0.52-0.1975%間接效應-0.120.04-0.20-0.0525%圖3.3母親養育壓力在婚姻滿意度與養育倦怠之間的中介效應3.5.4母親養育壓力在父親教養投入與養育倦怠之間的中介作用進一步考察婚姻滿意度對養育倦怠預測作用的內部機制，根據Hayes（2013）的觀點，首先采用SPSS宏程序PROCESSv3.4.1的Model4（Model4為簡單的中介模型），檢驗母親養育壓力在父親教養投入對養育倦怠影響中的中介作用。結果如表3.13和3.14所示，在投入中介變量母親養育壓力之前，父親教養投入對于養育倦怠的直接作用為β=-0.29（p<0.001），而投入中介變量后，其直接效應變為β=-0.13（p<0.001），因此，母親養育壓力部分中介了父親教養投入與養育倦怠（中介效應=-0.06，SE=0.02，95%CI[-0.11,-0.02]）。本研究的研究假設4成立。表3.13母親養育壓力在父親教養投入與養育倦怠之間的中介作用模型模型一模型二模型三變量養育倦怠母親的養育壓力養育倦怠指標βtβtβt父親教養投入-0.17-3.57***-0.14-2.96***-0.13-2.90***母親養育壓力0.245.27***R20.170.140.29調整后的R20.030.020.09F2.19***8.79***20.61***注：***p<0.001。表3.14母親養育壓力在父親教養投入與養育倦怠之間的中介效應Bootstrap結果效應關系效應值SELLCIULCI效應占比總效應-0.300.08-0.47-0.14直接效應-0.240.08-0.40-0.0880.00%間接效應-0.060.02-0.11-0.0220.00%圖3.4母親養育壓力在父親教養投入與養育倦怠之間的中介效應4討論與結論4討論與結論4.1討論1982年，國務院宣布實行計劃生育政策，直到2013年，國務院批準實施單獨二孩政策，我國共經歷了三十多年的獨生子女時代。在我國從1982年開始施行計劃生育后，經歷了30多年的獨生子女時代。2016年國家推出“二孩政策”，但是人口出生率非增反降，以至于一度刷新歷史記錄，2021年5月開始在我國正式開放三孩政策的時代背景下，面對中國人口逐漸老齡化的事實，本研究從母親的角度出發，研究母親養育倦怠與父親教養投入程度、母親對婚姻滿意程度及養育壓力深層次的作用機制。研究結果有助于探索我國文化背景下婚姻滿意度、父母雙方面養育的狀態特征對養育倦怠的現狀及心理機制。在本文的研究結果中表明，婚姻滿意度、父親教養投入、養育倦怠研究結果表明，擁有較高婚姻滿意度的母親，具有較低水平的養育倦怠，這與以往的研究保持一致（Mikolajczak,etal.，2018a），本研究還發現，養育倦怠水平與夫妻婚姻滿意度有密切關系（張金榮等，2019），同時研究結果顯示，婚姻滿意度低，養育壓力水平偏高，這與以往的研究結果也是一致的（周春燕等，2018）。養育倦怠在當前社會背景下，是一個備受關注的焦點問題，養育倦怠不僅帶來諸多負面影響，而且在家庭系統中，婚姻感情與配偶的影響通過對養育壓力的作用導致出現養育倦怠的問題，特別是在養育倦怠的影響下，影響其養育質量，養育倦怠成為一個核心問題。4.1.1婚姻滿意度對養育倦怠的負向預測作用根據社會交換理論，在家庭氛圍中，母親受到壓力的刺激，并花費精力、時間、親密關系等來滿足養育需要。持續的育兒壓力導致持續消耗母親的資源。經過理性分析，母親們衡量自己的努力和回報是否相等，是否符合互利原則，并重新審視與家庭的關系。長期的壓力和資源消耗增加了母親的育兒倦怠感，降低了育兒效率。育兒倦怠是一種特殊的育兒壓力，個體只有在長期的壓力下，在沒有來自個體自身或外界資源支持的情況下才會發展為育兒倦怠。在新形勢下，母親們面臨著來自各個方面的壓力。新舊壓力使母親不斷消耗自己的身體、精神和資源，母親在育兒過程中容易抑郁，從而增加了育兒倦怠感。育兒倦怠對母親的育兒行為和婚姻滿意度有負面影響，容易導致無形的負面行為。盡管母親們仍然積極地照顧著自己的家庭，但她們在面對養育子女時并不積極主動，而且養育效率低下，這導致家庭甚至社會對母親的負面評價增加。因此，父母倦怠導致的婚姻滿意度下降的后果可能比單純的婚姻滿意度下降更嚴重。有效降低育兒壓力水平，避免母親長期處于壓力環境中，有利于降低育兒倦怠，促進母親減輕育兒壓力，保持良好形象。4.1.2父親教養投入對母親養育倦怠的負向預測作用本研究結果證實第三個假設成立，并與以往研究結果一致（Flouri&Buchanan，2003）。結果表明，從總體上看，父親參與養育對母親的養育倦怠具有顯著的負預測效應，即父親參與養育的總體質量越高，母親的養育倦怠行為越少。結果表明，父親教養投入的四個維度對母親的養育倦怠有顯著的負向預測作用。在本研究中，父親的支持與規劃反映了父親與母親之間的直接互動，而日常照顧、鼓勵與表揚、管教約束則反映了父親對養育的直接參與。因此，根據上述結果總結，父親直接或間接投入于對孩子的養育過程，都會降低母親的養育倦怠水平，這與以往的研究結果一致（劉莉，2015）。4.1.3母親養育壓力在婚姻滿意度與養育倦怠之間的中介作用在一般研究中，在討論兩者之間的關系時，母親的養育壓力被用作預測變量，母親的養育倦怠或母親的婚姻滿意度被用作有效變量。也有研究將母親的養育壓力和養育倦怠作為預測變量，母親的婚姻滿意度作為有效變量。一般認為，母親的養育壓力是第一位的，母親的養育倦怠與母親的婚姻滿意度之間沒有優先關系。本研究以母親的養育壓力為中介變量，以婚姻滿意度和母親的養育倦怠為自變量和因變量，探討母親的養育壓力與兩者之間的關系。研究發現，婚姻滿意度高的母親養育壓力偏低，養育倦怠就從二者關系的結構模型來看，母親的養育壓力對母親的婚姻滿意度和母親的養育倦怠間有部分中介作用，即提高婚姻滿意度會減輕母親的養育壓力，而同時通過減輕其養育壓力而降低養育倦怠水平。因此需要提高生活水平或幸福感水平，營造和諧寬松的養育環境和家庭和諧關系，建立合理的激勵機制，都會降低倦怠感;否則，會增加倦怠感。4.1.4母親養育壓力在父親教養投入與養育倦怠之間的中介作用以往大量研究表明，這種影響反映了母親在父親參與撫養方面的重要性。另一方面，根據家庭系統理論，父親對子女的養育責任對母親產生重要的影響體現于母親養育壓力。當父親花更多的時間撫養孩子時，他們分擔母親孩子的責任和壓力。在親子互動不那么直接的情況下，父親不僅提高了他們的婚姻滿意度，而且還通過從配偶那里給予母親情感上的支持來減輕父母的壓力。根據研究發現，母親更希望能得到丈夫的支持和幫助，在丈夫介入家庭教育后，母親的壓力持續走低，反之壓力會更高。本研究得出相同結果同時發現，父親教養投入的增加會減弱母親養育壓力水平，同時通過減輕母親的養育壓力，從而降低其養育倦怠水平。此外，研究發現，父親教養投入的四個維度可以減少母親的養育擔憂和親子互動障礙，減少母親的養育擔憂也可以減少母親的養育倦怠等一系列問題。這一結果表明，父親教養投入可以減少母親的養育困難和親子互動障礙;相對而言，母親的養育擔憂對母親的養育倦怠有顯著影響。母親對養育子女的擔憂主要指父母對其養育子女能力的看法，包括與配偶或伴侶的沖突、社會支持以及限制其他生活角色的相關壓力。母親親子互動障礙主要是指與子女互動少或溝通不暢造成的親子關系壓力。因此，無論父親直接養育還是間接投入子女養育中，都有可能減輕母親的養育壓力，從而進一步降低母親的養育倦怠。在本研究中，母親的養育壓力被作為中介變量，發現顯著的部分中介效應。母親的養育壓力通常會受到父親的教養投入或母親的婚姻滿意度的強烈影響，然后母親的養育壓力對父親的教養投入或母親的婚姻滿意度有顯著影響，這可以進一步證明母親養育壓力的存在及其形成原因。參考文獻程華斌，劉霞，李藝敏，&李永鑫.(2021).養育是一種幸福的體驗嗎？養育倦怠述評.心理發展與教育，37(1)，146-152.耿嵐，薛晴，池霞，賈佳，周穎，陳平，陸祖宏.(2009).6個月嬰兒母親育兒壓力調查.臨床精神醫學雜志，19(1)，16-18.侯娟，潘學飛，馬美靜，蘭菁，琚曉燕，&方曉義.(2019).新生嬰兒父母養育壓力對婚姻質量的影響：配偶支持的中介作用.

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