育儿经验在职父母育儿胜任感影响因素分析.docx
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育儿经验在职父母育儿胜任感影响因素分析
在职父母育儿胜任感影响因素分析
[摘要]应用问卷调查获得的一手数据和结构方程模型分析在职父母工作—家庭冲突、社会支持和育儿胜任感的关系。
研究发现:
(1)在职父母双方在工作—家庭冲突、社会支持和育儿胜任感各维度的均值都没有显著差异,但30岁以上的父母的自我效能感显著高于30岁以下的父母。
(2)日工作时长及周工作天数对工作—家庭冲突的影响均有显著性差异,日工作时长对时间冲突、紧张冲突和行为冲突都有显著性影响,而周工作天数仅对时间冲突的影响有显著性差异。
(3)紧张冲突和行为冲突对在职父母的育儿满意度产生消极影响,并存在溢出现象,但建模结果不支持时间冲突对育儿满意度产生消极影响的假设。
(4)情感方面的社会支持对父母自我效能与育儿满意度都存在积极作用。
提高育儿满意度需要缓解工作—家庭冲突、增强父母自我效能感和加大社会支持力度。
[关键词]在职父母;工作—家庭冲突;育儿胜任感;自我效能感
一、引言与文献综述
我国双职工家庭是普遍现象,绝大多数的成年人必须兼顾工作与家庭,承受着工作和家庭的双重压力及负担。
生活成本居高不下、养育成本不断攀升等使生育意愿持续下降。
即使生育政策进一步放宽,我国仍面临着陷入极低生育率的巨大风险(刘金菊、陈卫,2019)[1]。
国家卫计委调查结果显示,由于“无人看护”而不愿意生育二孩的调查对象占60.5%,现代女性普遍就业和社会支持不足的现状使得孩子的家庭照料成为社会问题。
20世纪80年代,中国儿童对于父母的主要价值体现在生产效用和养老效用(郭威,1986)[2],但是现在中国父母生育二孩的主要原因是有利于孩子成长及家庭幸福(张晓青等,2016)[3]。
育儿胜任感是父母生育决策的主要影响因素,表现为育儿满足感和对育儿能力的自我评定,个人职业发展、家庭经济和儿童照料负担等因素形成的工作—家庭冲突降低了育儿胜任感。
在高就业的时代背景下,在职父母的工作—家庭冲突严重影响到正常的家庭生活、工作效率以及身心健康。
如果能找出社会支持多寡、角色冲突程度与育儿胜任感高低的关系,对于促进家庭和工作的和谐发展,提高育儿胜任感和在职父母的心理健康,进而推动我国二孩政策达到预期人口效果均有现实意义。
工作—家庭冲突主要有时间冲突、紧张冲突和行为冲突,个体的精力无法同时满足双重角色需求时,会导致角色压力、心理忧虑和身体病症(张伶、胡藤,2007;Strazdinsetal.,2013)[4-5]。
工作状况是工作—家庭冲突的主要因素,对儿童负有主要照料责任的女性员工更容易受到工作—家庭冲突的影响。
育儿胜任感包含育儿效能与育儿满意度两个维度,前者指父母对自己组织和完成育儿任务的信念,后者指父母在担任育儿角色时所获得的快乐与满足感(Salonenetal.,2011)[6]。
目前该方面的研究文献大多仅关注前者,且多面对产褥期妇女(李真等,2017)[7],研究方法停留在运用零阶相关寻找相关关系上,没有考虑到组间相关性。
事实上,控制第三个变量,原来相关关系的方向、大小都可能发生变化,单纯使用零阶相关系数进行统计分析风险较大。
目前国内对于在职父母育儿胜任感的研究偏少,工作—家庭的矛盾冲突与育儿胜任感之间关系的文献匮乏。
本文使用结构方程模型进行建模,通过假设检验验证变量间因果关系,建模结果比目前现有的研究方法更加稳健。
不仅如此,本文创新性地引入基于社会刺激和心理健康视角的社会支持变量,包含客观可见的支持和主观体验的支持两类,而第二类比第一类更有意义,因为被感知的现实属于心理现实,可作为实际的变量影响人的行为和发展(肖水源,1994)[8]。
国内研究多使用肖水源(1994)[8]编制的社会支持评定量表,本文采用的是分级更加详尽的Duke-UNC功能性社会支持量表,这是本文的另一个创新点。
二、变量操作化、研究设计和预调研分析
(一)变量操作化
1.工作—家庭冲突的测量。
Carlson(2000)[9]等构建和验证了一个多维的工作—家庭冲突量表,全面测量了两个方向、三种形式的工作—家庭冲突,满足内容丰富性、多维度性、可靠性、因子结构恒定性以及结构效度的要求,可灵活测量工作—家庭冲突六维度中任何一维度,本文采用了其中三种形式的量表题目,具体参考的是Liu等(2011)[10]使用的量表题目。
2.社会支持的测量。
具有代表性的有肖水源(1994)[8]编制的社会支持评定量表、领悟社会支持量表和Duke-UNC功能性社会支持量表(Broadhead,1988;Sherbourne,1991;Weitzman,1990;Call,1992;Ellen,2001;Bovier&Chamot,2004)[11-16],本文采用的是应用更广泛、更具有代表性的Duke-UNC功能性社会支持量表(下文简称为“社会支持量表”)。
3.育儿胜任感的测量。
育儿胜任感量表是获得父母育儿自尊最常用的度量之一,适合用于各年龄段儿童的父母(Coleman&Karraker,2000)[17],对于正常婴儿、年龄稍大的儿童及临床样本,育儿胜任感量表都是有效的,该量表的内容效度、结构效度、效标关联效度、判别效度、内部一致性、重测信度均为良好。
本文采用该量表对育儿胜任感进行测量。
(二)研究设计、预调研和样本特征
问卷分为个人基本信息、父母受到的工作—家庭冲突、得到的社会支持和感知到的育儿胜任感四个部分。
实际派发问卷528份,回收问卷528份,问卷回收率为100%。
其中有效问卷299份,无效问卷229份,问卷有效率为56.6%①。
对122份预调研问卷量表进行路径分析,问卷经二次修改后的调研结果整理如表1所示②:
父亲占比28.1%,母亲占比71.9%。
育有的孩子个数主要为1~2个,“仅育一胎”的占比最高,为58%。
91%的受访者表示“已适应当前岗位”。
学历为“本科”的父母占比最高,为39.9%,“高中及以下”的占25.5%,“专科”为25.2%,“硕士及以上”学历占9.4%。
受访者的年龄主要集中在26~40岁,其中31~35岁占比最多,为38.8%。
此外,有84.3%的父母表示孩子“接受过祖父母或外祖父母的照顾”,有49%的父母表示在儿童照料上“一直得到孩子祖父母或外祖父母的协助”。
“0~12岁”的孩子需要父母付出较多的时间及精力予以照顾。
本次调研对象中,孩子年龄为“0~3岁”的父母最多(101人);孩子年龄为“6~12岁”的父母为92人,“3~6岁”孩子的父母有75人。
78%的受访者表示孩子“曾到相关机构”就读③;其孩子“未到相关机构就读”的65名父母中,仅20%的孩子为3岁以上,可以看出,适龄儿童的父母倾向于寻求相关机构提供儿童照料服务。
受访父母日工作时长为6~10小时占比最高,为89%。
而周工作时间比重最高的为5天,占52%。
其中,有12%的父母一周七天均需要工作。
值得注意的是,有11.4%的受访父母“一周均在岗且日工作时长在8小时以上”,存在由于工作时间过长而挤占父母育儿所需投入的时间,产生工作和家庭难以兼顾的问题。
表1样本情况汇总表
三、实证分析
(一)预分析
1.信度分析:
工作—家庭冲突量表、育儿胜任感量表、社会支持量表的Cronbach’s值分别为0.887、0.795和0.843,表明这三个量表数据的稳定性和一致性是可靠的。
2.效度分析:
工作—家庭冲突、育儿胜任感和社会支持三个量表的KMO值分别为0.881、0.851和0.862,同时Bartlett球形检验结果显著。
3.运用R语言对工作—家庭冲突、育儿胜任感得分和社会支持中各维度因子得分进行可视化分析(为节省篇幅,运用R语言做出的可视化结果图以及本文所有的软件运行结果均备索),发现父母受到的工作—家庭冲突差别并不大,时间冲突和行为冲突亦没有明显的差异,但父亲受到的紧张冲突更为集中;父亲的育儿胜任感得分比母亲更为集中,父亲和母亲在自我效能感和育儿满意度中亦没有显著差异;父亲和母亲感受到的社会支持非常相近,母亲感受到的情感支持的众数比父亲的大,而父亲感受到的知己支持比母亲集中。
4.基于年龄差异(30岁以上和30岁以下)的育儿胜任感独立样本t检验发现,不同年龄段的父母在育儿胜任感方面存在显著性差异(t=-2.569,p<0.05)。
具体表现为,其在育儿满意度方面没有显著差异,在自我效能感上有显著差异(t=-2.234,p<0.05)。
30岁以上的父母的育儿胜任感比30岁以下的父母更高。
5.基于工作时间的单因素方差分析发现:
不同的日工作时长对工作—家庭冲突的影响有显著性差异,且对时间冲突、紧张冲突和行为冲突都有显著性影响;不同的周工作天数对工作—家庭冲突有显著性差异,但仅对时间冲突有显著性影响。
(二)模型假设
1.工作—家庭冲突与育儿胜任感。
由“母亲以无酬照顾为主、父亲以赚钱为主”过渡到“夫妻双就业”的过程中,家庭照料安排困境突出(王向贤,2017;吴帆、王琳,2017)[18-19]。
父母双方在工作与家庭之间的角色转换,对其身心造成困扰。
工作—家庭冲突作为一种压力来源,会带来很多消极的影响,尤其是对有子女的员工造成诸多生理和心理上的不适症状,如工作效率低下、态度倦怠、缺勤和离职、士气受挫、生活质量以及精神健康水平下降等。
心理困扰通过溢出效应从个人的工作角色转移到家庭角色中,通过交互作用从个人转移到家庭成员身上(鞠蕾,2016)[20]。
基于此,模型假设:
H1a:
时间冲突对育儿满意度有负向影响;
H1b:
紧张冲突对育儿满意度有负向影响;
H1c:
行为冲突对育儿满意度有负向影响。
2.社会支持与育儿胜任感。
当社会支持处在一种低水平的情况下时,育儿压力会呈现高水平状态。
当周遭环境较为恶劣时,情感性的社会支持与育儿满意度之间的正相关关系弱化。
社会支持对父母自我效能感有一定的调节作用(CECutronaetal,1986)[21]:
获得来自家庭和朋友的社会支持的可能性越大,自我效能感越高(Turneretal,1994)[22]。
当获得的主观支持较多,即被理解被尊重时,个体的倦怠会得到调节,自我效能感获得提升(袁立新、曾令彬,2007;王翠荣,2008)[23-24]。
基于此,模型假设:
H2a:
情感支持对育儿满意度有正向影响;
H2b:
情感支持对父母自我效能感有正向影响。
3.父母自我效能感与育儿满意度。
自我效能会影响人们的努力程度和面对困难的态度。
低自我效能者对个人可以胜任育儿任务没有自信,鲜少感受到育儿过程的愉悦。
育儿满意度是根据父母育儿过程中对自身育儿角色产生的困惑、焦虑以及动力缺乏等表现的测量。
父母的育儿满意度受父母自我效能感的积极影响。
基于此,模型假设:
H3a:
父母自我效能感对育儿满意度有正向影响。
(三)模型设定
1.验证性因子分析。
首先进行验证性因子分析以检验观察变量与潜变量的关系。
本文各潜变量及对应指标设计见表2。
表2潜变量与其对应观察变量表
图1一阶验证性因素分析概念模型
根据表2建立一阶验证性因素分析—多因素斜交模型。
参与建模样本为中等规模样本,根据各指标的偏度与峰度①,可以认为数据符合正态分布,采用极大似然估计法估计方程的参数。
运用Amos22.0软件计算发现模型可以识别收敛,概念模型及标准化的路径系数如图1所示。
图1中各路径的因素负荷量均介于0.5~0.95之间(0.542~0.834),模型基本适配度良好。
将每个潜变量与其中一个观察变量的标准化回归系数设为固定参数值1,表3显示有6个参数不需要进行路径显著性检验,其标准误(S.E.)、临界比(C.R.)、显著性(P)均空白,其余参数标准误介于0.070~0.133之间,标准误较小,p值均达到显著性水平,结果显著。
结合因素负荷量、标准误及误差变异量评价,可以认为验证性因素分析的基本适配指标良好,没有违反模型辨认规则。
在整体模型适配度的检验方面,NFI虽然未达0.90,但是考虑了模型复杂度的TLI指标(NFI的修正指标)达到适配标准。
综上,模型的外在质量和收敛效度都较好。
表3验证性因素分析未标准化回归系数
由表4可见基于育儿胜任感量表进行测量的父母自我效能感与育儿满意度和基于工作—家庭冲突量表测量的行为冲突的平均方差抽取未达0.5②,其他潜在变量平均方差抽取均大于0.5;潜在变量组合信度介于0.721~0.867之间。
综合来看,模型的内在质量理想,而基于育儿胜任感进行测量的潜在变量存在改善空间。
表4测量指标组合信度与平均变量抽取值
2.结构方程模型路径设定。
根据验证性因子分析结果可知,模型基本适配指标良好、外在质量佳且内在质量理想。
根据理论假设,建立概念模型,并运用Amos22.0进行参数估计,模型可识别收敛,输出标准化路径系数如图2所示:
社会支持对父母自我效能感的直接效果值为0.225,对育儿满意度的直接效果值为0.342;紧张冲突对育儿满意度的直接效果值为-0.364,行为冲突对父母自我效能感的直接效果值为-0.261,父母自我效能感对育儿满意度的直接效果值为0.175。
(1)育儿胜任感量表题项2、3、4、8、9、16对育儿满意度的因素负荷量为0.621、0.695、0.569、0.713、0.613、0.635,题项6、10、11、13、15对父母自我效能感的因素负荷量为0.579、0.541、0.662、0.681、0.736。
(2)Duke-UNC功能性社会支持量表题项5、6、14对社会支持的因素负荷量为0.747、0.761、0.649。
(3)工作—家庭冲突量表题项4、5、6对紧张冲突的因素负荷量为0.722、0.830、0.725,题项7、8、9对行为冲突的因素负荷量为0.710、0.771、0.552。
此外,根据Amos22.0输出的计算结果,紧张冲突与行为冲突的协方差估计值为0.222,达到显著性水平(P值小于0.001),相关系数为0.449,为显著正相关。
综上,模型路径系数与假设并不相悖,且大部分潜在变量的观察变量的个别信度理想。
图2修正后的结构方程模型概念模型
(四)模型评估
1.模型内在适配度。
采用极大似然方法进行参数估计,除5个参照指标值设为1不予估计外,结构模型中的回归加权值均显著,路径系数均具有统计意义上的显著性;参数估计标准误介于0.052~0.147之间,都比较小;25个外因变量的方差均达到显著水平(P值小于0.001),且误差项及残差项均没有出现负的误差方差,表示未违反模型基本适配度检验标准。
综合来看,模型内在适配度质量理想。
2.模型内在质量。
采用组合信度、平均方差抽取量来评价建构模型的信度,计算结果发现除了育儿胜任感量表测量的父母自我效能感与育儿满意度的平均方差抽取值未达0.5外,其他均在0.5以上①。
所有潜在变量的组合信度均在0.6以上。
平均方差抽取值及组合信度结果表明模型内在质量理想。
3.整体模型适配度检验。
采用Amos22.0输出模型适配度的相关统计量,并整理成表6。
除了受样本规模及正态性影响较大的卡方统计量的显著性、忽略模型复杂度的NFI值及CN值未达模型适配要求外,其余均达到良好标准。
由此可见,该理论因果模型图与实际数据良好适配。
表5结构方程模型未标准化回归系数
表6结构方程模型的整体模型适配度检验表
(五)模型结论
通过理论分析及结构方程模型对概念模型与数据的适配检验,可得到表7的结论。
第一,在职父母的工作—家庭冲突中的行为冲突和紧张冲突会从工作角色中溢出,影响父母育儿过程的愉悦感和满意度,时间冲突的影响不具有溢出效应。
时间冲突对于育儿满意度而言是一种客观限制,不同水平的时间冲突不会造成育儿满意度的显著差异。
第二,父母在社会关系网络中所受到的情感支持对父母的育儿满意度和育儿自我效能都有积极意义。
父母对自身育儿能力的感知对其育儿满意度有正向影响。
表7模型结论
四、结论和建议
(一)结论
在职父母工作—家庭冲突、社会支持及育儿胜任感的差异性分析结果表明:
父母双方在工作—家庭冲突、社会支持、育儿胜任感的各维度均值都不存在显著差异,但30岁以上的父母的自我效能感显著高于30岁以下的父母。
日工作时长及周工作的天数对工作—家庭冲突的影响均有显著性差异,日工作时长对时间冲突、紧张冲突和行为冲突三个维度都有显著性影响,而周工作天数仅对时间冲突的影响有显著性差异。
工作时间过长,尤其是日工作时间长不仅对父母参与家庭活动、履行家庭义务形成限制,还会加深源自工作的压力及角色行为的不相容对家庭生活的影响,角色冲突程度更为严重。
结构方程模型建模路径系数表明:
基于紧张冲突及行为冲突的工作—家庭冲突对在职父母的育儿满意度产生消极影响。
父母在工作中形成的压力、疲惫及行为风格会溢出至其家庭角色中,在面临家庭儿童照料义务时可能更容易出现灰心、困惑、焦虑等情绪。
建模结果并不支持时间冲突对育儿满意度会产生消极影响的假设,因为时间冲突主要表现为客观限制,父母可以通过购买育儿照料服务缓解这种冲突。
自我效能感很高的父母,在育儿过程中愉悦感和满足感也更高。
社会支持对父母自我效能与育儿满意度都存在积极作用。
父母在生活中得到的情感支持会促进其增加育儿过程中的自我效能感,也会提高其在育儿过程中的满意度。
(二)建议
父母育儿满意度对父母的生育决策有决定性影响,提高育儿满意度需要缓解工作—家庭冲突、增强父母自我效能感和加大社会支持力度。
为缓解二孩政策“遇冷”,本文提出以下几点建议:
第一,政府应重视在职父母角色冲突的存在,对缓解父母基于紧张行为的角色冲突提出相关倡议。
第二,社会应提供充足的托儿服务,加强育儿机构建设与管理,对在职父母育儿提供实质性支持。
利用儿童活动中心、服务中心等设施,在各社区内建立起保护和养育儿童、支援家庭的全民网络。
提供育儿培训机构,供新手父母学习提高育儿能力,增强育儿信心,父母的育儿胜任感可以通过学习培训得到提高。
第三,用人单位应考虑缓解父母压力,提高工作效率,可根据员工的岗位类型、年龄等制定工作任务量,建立弹性工作机制,建立良好的物理性工作场所和心理性工作场所。
第四,在职父母需协调工作—家庭分配,寻求外部支持,提升自我效能感:
一是尽管研究结果并无表明时间冲突会显著影响父母育儿满意度,但亦可以通过交互作用影响其他成员,使家庭环境恶化。
在职父母应合理安排时间,协调分配自身时间及精力。
二是在职父母应加强育儿知识的学习,提升育儿能力,增强育儿信心。
育儿经验不足的父母可以和已有育儿经验的亲友探讨关于育儿方面的问题,找出适合自己家庭的育儿模式,增强父母自我效能,提高育儿满意度。
三是在职父母可寻求亲友及相关机构的支持,减少育儿压力与负担,保持积极健康的心理状态。
可提高祖父母辈与幼儿的互动,替代在职父母照料陪伴时间。
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