1 问题提出
养育子女能为父母带来幸福和满足，但也伴随持续的责任与压力。长期累积的养育压力可能引发养育倦怠(parental burnout; Hubert & Aujoulat, 2018)，即父母因长期暴露于慢性养育压力而产生的心理综合征，主要表现为情感耗竭、与子女情感疏远、厌倦育儿角色以及对自身养育胜任力的怀疑(Roskam et al., 2018)。养育倦怠不仅损害父母的心理健康，也会对亲子关系和子女发展产生负面影响(王玮 等, 2021a)。
跨国研究显示，42个国家的父母均存在不同程度的养育倦怠，其中中国家长的检出率为10.82%(Roskam et al., 2021)。国内调查亦发现，中国父母养育倦怠的检出率约为10.77%～13.95%(王玮 等, 2021b)，且父母的养育压力在子女中高考等关键阶段尤为突出(史丛丛, 赵媚, 2025)。同时，随着女性职业参与度提升和双职工家庭成为常态，母亲既要承担职业责任，又要承担更多家务与育儿任务，因而其养育倦怠的程度和发生率普遍高于父亲(Cheng et al., 2020)。
基于上述考虑，本研究以中小学在读学生的在职母亲为对象，考察其养育倦怠的风险因素与保护因素，为相关预防和干预提供依据。
1.1 母亲工作家庭冲突与养育倦怠的关系
工作−家庭冲突(work-family conflict, WFC)指工作与家庭角色要求相互不兼容而导致的一种冲突(Greenhaus & Beutell, 1985)，通常包括工作家庭冲突(work-to-family conflict)和家庭工作冲突(family-to-work conflict)。对于在职母亲而言，工作向家庭渗透的压力更具代表性。研究表明，母亲通常对家庭角色的重视程度高于工作角色，因此在面临工作侵占家庭时间和精力时，更易产生冲突体验，经历更高水平的工作家庭冲突(Cinamon & Rich, 2002)。此外，由于母亲在育儿过程中往往承担主要责任，工作对家庭的干扰会直接削弱育儿时间、精力和情绪资源，而家庭对工作的干扰则更多影响职业表现，对养育活动的侵蚀相对间接(van den Eynde et al., 2020)。因此，本研究基于既有研究的界定方式(Pedersen & Kilzer, 2014)，将工作家庭冲突作为独立构念加以考察，以更准确反映母亲在育儿情境中的关键压力来源。
工作−家庭资源模型(work-home resources model)认为，个体的时间、精力和情绪等资源是有限的，工作领域的高要求会持续消耗原本可用于家庭与育儿的资源(Ten Brummelhuis & Bakker, 2012)。当母亲可用于育儿的耐心、情绪调节能力和投入度下降时，其育儿功能也会受到削弱。由此，工作家庭冲突不仅使母亲更难兼顾工作与家庭角色，还可能引发焦虑等不良反应(李树超 等, 2024)，最终削弱其对育儿角色的投入与热情，滋生养育倦怠(曾玲娟, 莫晓琼 等, 2024)。本研究据此提出假设：母亲的工作家庭冲突正向预测其养育倦怠水平。
1.2 教育焦虑的中介作用
焦虑情绪是养育倦怠的重要风险因素，与养育倦怠显著正相关(Ren et al., 2024)。在激烈的教育竞争和“望子成龙、望女成凤”的文化期望下，父母的焦虑体验容易集中于子女教育领域。教育焦虑指父母在子女教育过程中，因担忧子女学业表现不佳、教育竞争中处于劣势，或自身教育能力不足而产生的情绪、认知和行为反应，具有较强的情境性和即时性(唐逸文 等, 2025)。相较于养育倦怠所体现的整体性情感耗竭，教育焦虑是一种较早期、聚焦于教育情境的心理反应；当其程度过高并持续存在时，会不断消耗父母的心理和行为资源，进而引发耗竭与无力感(Wu et al., 2022)。从风险−资源平衡理论(the balance between risks and resources, BR2)来看，教育焦虑反映了父母面对高教育期望与有限养育资源失衡时的直接心理反应(Mikolajczak & Roskam, 2018)。
工作家庭冲突会持续消耗母亲的心理、时间和精力资源，并提升其焦虑水平(Su et al., 2025)。在养育情境中，这种焦虑可能进一步体现为对子女教育结果及自身育儿表现的担忧；若未得到有效调节，则可能逐渐演变为情绪耗竭和冷漠，最终导致养育倦怠(邓林园, 王婧怡 等, 2023; 史丛丛, 赵媚, 2025)。因此，教育焦虑可能是母亲工作家庭冲突转化为养育倦怠的关键中介变量。据此，本研究提出假设：教育焦虑在母亲工作家庭冲突与养育倦怠的关系中起中介作用。
1.3 核心自我评价的调节作用
尽管工作家庭冲突和教育焦虑都会增加母亲养育倦怠的风险，但并非所有处于上述压力情境中的母亲都会出现严重的负性情绪和行为。一些母亲仍能保持相对稳定的情绪状态和积极的养育行为(邓林园, 高诗晴 等, 2023; 曾玲娟, 莫晓琼 等, 2024)，这提示压力因素与养育倦怠之间可能存在重要的保护性资源。
核心自我评价是个体对自身能力和价值所持有的基本评价，作为一种稳定的个体心理资源，会影响个体对压力情境的认知评价和应对方式(Bipp et al., 2019; Instinske & Kandler, 2024)。压力应对理论认为，个体对压力情境的反应取决于其认知评价(Folkman et al., 1986)。核心自我评价较高的个体更倾向于将压力视为可管理的挑战，相信自己具备足够的应对能力，并更多采用建设性应对策略(Kammeyer-Mueller et al., 2009; Pujol-Cols & Lazzaro-Salazar, 2020)。
在工作家庭冲突情境中，核心自我评价可能通过影响个体对压力源的认知评价与应对策略发挥调节作用。已有研究发现，核心自我评价较高的个体受工作家庭冲突影响较小，能够更有效地调动个人资源，因而其负性情绪和职业倦怠较少，心理健康受损程度较低(李杰, 2012; Haines et al., 2013; Peltokorpi & Michel, 2021)。虽然目前尚缺乏直接检验母亲核心自我评价在教育焦虑与养育倦怠之间作用的研究，但间接证据表明，较高的核心自我评价有助于个体调节和消化教育焦虑带来的消极体验(张珮馨, 2023)。由此可见，工作家庭冲突对养育倦怠的影响同时涉及工作压力向养育领域的资源损耗，以及养育情境中风险与资源平衡的变化。从理论上看，工作−家庭资源模型解释了工作家庭冲突如何通过占用时间、精力和情绪资源，使工作压力向家庭与养育领域渗透；风险−资源平衡理论则进一步说明，母亲会基于自身可用资源对养育风险进行评估，并由此产生不同程度的倦怠风险(Mikolajczak & Roskam, 2018)。在这一过程中，教育焦虑反映了母亲对教育情境中风险增加和资源不足的主观体验，核心自我评价则是影响其风险评估和应对能力判断的重要内部资源。因此，较高的核心自我评价可能通过增强母亲的应对能力感和资源可用感，削弱工作家庭冲突和教育焦虑向养育倦怠的转化。据此，本研究提出假设：核心自我评价作为保护性资源，将调节工作家庭冲突与教育焦虑、教育焦虑与养育倦怠以及工作家庭冲突与养育倦怠之间的关系。
总之，本研究检验母亲教育焦虑在其工作家庭冲突与养育倦怠之间的中介作用，以及核心自我评价对该中介模型的调节作用，假设模型如图1所示。
2 研究方法
2.1 被试
采用方便取样法对重庆、贵州、河南等地中小学在校生的母亲进行网络问卷调查，共获得答卷3152份。由于工作家庭冲突仅适用于在职母亲，剔除无工作或在家全职照顾孩子的母亲答卷，实得答卷2231份。进一步剔除作答时间过短、规律作答等无效答卷74份，最终得到2157份有效问卷，有效率为96.68%。
被试的人口学特征信息如下：在年龄段方面，出生于1980年以前的母亲有265人(12.29%)、出生于1980—1989年的母亲有1278人(59.25%)、出生于1990—1999年的母亲有549人(25.45%)、未报告年龄的母亲有65人(3.01%)；在母亲学历方面，初中及以下学历的母亲有1218人(56.47%)、高中或中专学历的母亲有423人(19.61%)、大学专科及以上学历的母亲有516人(23.92%)；在子女数量方面，有一个孩子的母亲有506人(23.46%)、两个孩子的母亲有1296人(60.08%)、三个及以上孩子的母亲有355人(16.46%)；在子女学段方面，小学低年级(1～3年级)的有595人(27.59%)、小学高年级(4～6年级)的有849人(39.36%)、初中的有390人(18.08%)、高中的有323人(14.97%)，如母亲有多个子女，则以学段最高的子女为准进行分类；在地域方面，来自重庆的母亲有350人(16.23%)、来自贵州的母亲有1452人(67.31%)、来自河南的母亲有355人(16.46%)；在居住地类型方面，来自农村地区的母亲有1121人(51.97%)、来自城镇地区的母亲有1036人(48.03%)。
2.2 研究工具
养育倦怠评估量表(Parental Burnout Assessment, PBA)由Roskam等(2018)编制，Cheng等(2020)翻译为中文版，该量表为单维度量表，共21个题项，采用Likert 7点计分(1=从不，7=每天)，以所有题项的均值为养育倦怠得分，分数越高表明倦怠程度越高。本研究中，该量表Cronbach’s α值为0.97，验证性因子分析的各拟合指数在可接受范围(χ2/df=16.60, RMSEA=0.09, CFI=0.93, TLI=0.92)。
中小学生家长教育焦虑量表(Parental Educational Anxiety Scale, PEAS)由唐逸文等(2025)编制，共有16个题项，包括学业表现焦虑、竞争环境焦虑和教育效能焦虑三个维度。该量表采用Likert 5点评分(1=完全不符合，5=完全符合)，得分越高说明教育焦虑的程度越高。本研究中，Cronbach’s α值为总量表0.91、学业表现焦虑维度0.91、竞争环境焦虑维度0.82、教育效能焦虑维度0.77，验证性因子分析的各拟合指数在可接受范围(χ2/df=9.43, RMSEA=0.06, CFI=0.95, TLI=0.94)。
2.3 数据处理
采用SPSS 27.0进行共同方法偏差检验、描述性统计、相关分析，采用Mplus 8.3进行有调节的中介效应分析。
3 结果
3.1 共同方法偏差检验
采用Harman单因素检验法进行共同方法偏差检验。结果显示，共有9个特征根大于1的因子，未旋转得到第一个因子解释的变异量为33.93%，未超过40%的临界标准。
进一步采用潜在误差变量控制法检验共同方法偏差(Podsakoff et al., 2003)。在基准模型中加入一个方法因子后，如果拟合指标变化量(ΔRMSEA和ΔSRMR大于0.05，ΔCFI和ΔTLI大于0.1)显著，则表明存在严重共同方法偏差(温忠麟 等, 2018)。经检验，加入方法因子后模型的拟合指标与本研究四因子模型相比，ΔRMSEA=0.00，ΔSRMR=0.02，ΔCFI=0.06，ΔTLI=0.01，拟合指标并未明显改善。上述结果均说明本研究不存在严重的共同方法偏差问题。
3.2 各变量描述统计及相关分析
各变量描述性统计信息及变量间的相关系数如表1所示。结果发现，母亲工作家庭冲突、教育焦虑总分及各维度得分、养育倦怠之间呈显著正相关，它们和核心自我评价之间均呈显著负相关。
表1 各变量描述统计及相关分析 |
| M | SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | |
| 1.工作家庭冲突 | 2.93 | 0.94 | ||||||
| 2.学业表现焦虑 | 3.28 | 0.79 | 0.37*** | |||||
| 3.竞争环境焦虑 | 2.57 | 0.89 | 0.38*** | 0.63*** | ||||
| 4.教育效能焦虑 | 3.31 | 0.90 | 0.37*** | 0.45*** | 0.39*** | |||
| 5.教育焦虑总分 | 3.11 | 0.71 | 0.44*** | 0.94*** | 0.81*** | 0.64*** | ||
| 6.养育倦怠 | 2.35 | 1.50 | 0.43*** | 0.39*** | 0.49*** | 0.29*** | 0.47*** | |
| 7.核心自我评价 | 3.52 | 0.60 | −0.39*** | −0.36*** | −0.33*** | −0.38*** | −0.42*** | −0.41*** |
注：***p<0.001，以下同。 |
对养育倦怠在主要人口学变量上的差异进行检验。结果显示，养育倦怠在母亲学历、年龄段、子女数量、子女学段、地域和居住地类型上均存在显著差异。其中，养育倦怠随母亲教育水平提高而逐渐降低，F(2, 2154)=43.37，p<0.001；1990年后出生母亲的养育倦怠水平相对较高，F(3, 2153)=3.14，p=0.024；子女数量越多，母亲养育倦怠水平越高，F(2, 2154)=37.01，p<0.001；初中阶段子女的母亲养育倦怠水平最高，其次为高中和小学高年级，小学低年级最低，F(3, 2153)=8.03，p<0.001；贵州地区母亲养育倦怠水平最高，河南次之，重庆最低，F(2, 2154)=27.64，p<0.001；城镇母亲的养育倦怠显著高于农村母亲，t(2155)=−6.34，p<0.001。后续模型分析中对母亲学历、年龄段、子女数量、子女学段、地域和居住地类型进行控制。
3.3 母亲工作家庭冲突与养育倦怠的关系：有调节的中介模型
表3 有调节的中介效应检验 |
| 结果变量 | 预测变量 | β | SE | 95%置信区间 |
| 教育焦虑 | 工作家庭冲突 | 0.32*** | 0.03 | [0.28, 0.37] |
| 核心自我评价 | −0.30*** | 0.02 | [−0.34, −0.25] | |
| 核心自我评价×工作家庭冲突 | 0.01 | 0.02 | [−0.03, 0.05] | |
| 养育倦怠 | 工作家庭冲突 | 0.23*** | 0.02 | [0.19, 0.28] |
| 教育焦虑 | 0.29*** | 0.02 | [0.24, 0.33] | |
| 核心自我评价 | −0.19*** | 0.02 | [−0.23, −0.15] | |
| 核心自我评价×工作家庭冲突 | −0.07*** | 0.02 | [−0.11, −0.03] | |
| 核心自我评价×教育焦虑 | −0.07*** | 0.02 | [−0.11, −0.03] |
为解释调节效应，将核心自我评价按平均数正负一个标准差(M±SD)进行分组，分别进行简单斜率分析。由图4和图5可知，在低核心自我评价组中，工作家庭冲突和教育焦虑对养育倦怠的预测作用均强于高核心自我评价组(低核心自我评价组: β工作家庭冲突=0.30, p<0.001, β教育焦虑=0.36, p<0.001; 高核心自我评价组: β工作家庭冲突=0.16, p<0.001, β教育焦虑=0.22, p<0.001)，表明核心自我评价越高，这两条路径的效应越弱。有调节的中介效应检验结果见表4，教育焦虑的中介作用随核心自我评价水平的提高而降低，说明核心自我评价越高，教育焦虑在其中发挥的中介作用越弱。
4 讨论
本研究发现，母亲养育倦怠在学历、年龄段、子女数量、子女学段、地域和居住地类型上均存在显著差异。具体而言，母亲受教育程度越低、子女数量越多，其养育倦怠水平越高，这与已有研究将较低教育水平和较多子女数量视为养育倦怠风险因素的结论一致(Ren et al., 2024)。1990年后出生母亲的养育倦怠水平相对较高，可能与年轻母亲同时面临职业发展和育儿责任有关(戴一希 等, 2025)。初中阶段子女的母亲养育倦怠水平最高，可能是因为这一阶段兼具子女身心快速变化、家庭管教要求上升与升学分流压力(丁亚东, 薛海平, 2022)。地域与居住地类型差异则可能反映不同社会情境下养育压力与可用资源的差异，并进一步体现在养育倦怠水平上。
本研究证实了母亲工作家庭冲突显著正向预测养育倦怠，这与已有研究结果一致(李树超 等, 2024; 曾玲娟, 莫晓琼 等, 2024)。在中国社会文化背景下，母亲通常承担较多育儿责任。随着现代社会发展，女性的职业参与不断增加，但其家庭与育儿负担并未相应减轻，工作家庭冲突因而成为削弱母亲育儿功能的重要压力源。根据风险−资源平衡理论，当可调动的养育资源不足以应对持续的养育要求时，父母更容易产生养育倦怠(Mikolajczak & Roskam, 2018)。工作对母亲时间、精力和心理资源的持续占用会加剧角色超载，削弱其家庭与育儿功能(高中华, 赵晨, 2014)，从而提高养育倦怠风险。
本研究发现，母亲教育焦虑在工作家庭冲突和养育倦怠之间起部分中介作用，表明工作家庭冲突不仅直接增加养育倦怠，还会通过加剧教育焦虑产生间接影响。既有研究主要从角色冲突及时间、情绪资源耗竭等角度解释工作家庭冲突与养育倦怠的关联，本研究则进一步揭示了这一过程在中国教育情境下的具体心理机制。在高度教育竞争的环境中，父母往往将子女教育结果视为家庭责任的重要体现。高工作家庭冲突使在职母亲需要频繁切换工作与家庭角色，并消耗其心理资源；当角色边界难以维持时，角色压力会进一步升高(Jin & Ahn, 2023)。同时，现代社会“理想的工作者”与“理想的照顾者”两种角色规范之间的冲突，也会加剧母亲在子女教育中的力不从心、失控与自我怀疑(陶艳兰, 风笑天, 2020)。持续的教育焦虑进一步消耗其心理资源，并逐渐引发情绪耗竭、与子女情感疏远及养育成就感下降，最终发展为养育倦怠(Roskam et al., 2017)。因此，教育焦虑构成了工作家庭冲突转化为养育倦怠的重要中间过程。
此外，核心自我评价在母亲工作家庭冲突与养育倦怠、教育焦虑与养育倦怠的关系中均发挥调节作用，即核心自我评价能够缓冲工作家庭冲突和教育焦虑对养育倦怠的不利影响。压力应对理论指出，个体对压力事件的反应取决于初级评价和次级评价(Lazarus & Folkman, 1984)，前者是判断事件是否构成威胁或挑战，后者是评估自身能否应对以及可采取何种策略。核心自我评价较高的个体具备更强的心理韧性(曾玲娟, 罗深秋 等, 2024)，更倾向于将工作家庭冲突和教育压力视为可控挑战，而非难以承受的威胁；同时，她们更相信自己具备应对压力的能力，更可能采取问题解决、调整预期和寻求支持等积极策略(Kammeyer-Mueller et al., 2009; Pujol-Cols & Lazzaro-Salazar, 2020)。因此，较高的核心自我评价能够减少压力引发的消极情绪与资源耗竭。不过，两条路径的调节效应均较小，说明其缓冲作用相对有限。
需要指出的是，核心自我评价未能显著调节工作家庭冲突对教育焦虑的预测作用。这可能是因为教育焦虑具有较强的社会情境性，其产生不仅取决于个体心理资源，也受到学校竞争和教育环境等外部因素影响(吴信英, 2019)。因此，较高的核心自我评价可能难以阻止教育焦虑的产生，但能够影响个体如何理解和应对已经产生的焦虑，从而减弱其向养育倦怠转化的程度。此外，教育焦虑并非完全具有消极作用。当家庭资源充足且教育目标被认为可实现时，适度焦虑可能转化为教育投入和规划的动力(刘根荣, 李茜, 2023)；但当教育目标长期难以实现，且工作家庭压力持续消耗母亲资源时，教育焦虑则更容易转化为持续的情绪负荷并增加养育倦怠风险。由此，未来研究应进一步识别适度教育焦虑与过度教育压力之间的界限。
本研究的实践启示在于，应同时关注母亲的外部压力与内部心理资源。首先，在家庭教育与心理咨询中，可通过认知重评、优势经验回顾和问题解决训练，帮助母亲减少自责、提升自我效能感。其次，组织可通过明确工作要求、及时反馈和弹性工作安排，降低育儿员工的角色冲突。最后，可在员工支持项目或家长课程中加入正念、压力管理和情绪调节训练，以缓解教育焦虑、提升心理韧性。
本研究也存在一定局限。首先，横断面设计无法验证变量间的因果关系及其动态变化，未来可采用纵向追踪设计。其次，研究主要依赖母亲自报数据，可能受到社会期望和记忆偏差影响，未来可结合多源资料。再次，本研究仅纳入母亲样本，未来可比较父、母双方养育倦怠的形成机制。最后，研究未充分考虑母亲自身心理健康、社会支持等因素，未来可进一步扩展理论模型。
5 结论
(1)母亲工作家庭冲突正向预测养育倦怠；(2)教育焦虑在母亲工作家庭冲突与养育倦怠之间起部分中介作用；(3)核心自我评价调节母亲工作家庭冲突、教育焦虑与养育倦怠的关系，缓冲工作家庭冲突和教育焦虑对养育倦怠的影响，但未显著调节工作家庭冲突对教育焦虑的预测作用。