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1 引言

近年来，我国居民焦虑、抑郁等心理问题日益突显。中国精神卫生调查结果显示，我国成人焦虑障碍终生患病率达7.57%，并呈上升趋势[1]。其中，有子女的家长群体面临着除工作外的育儿压力，更易产生焦虑情绪[2]。在优质教育资源稀缺、“望子成龙、望女成凤”的高教育期待等问题的重压下，焦虑已然成为我国家长群体心态的真实写照[3]。此外，家长的焦虑、抑郁等消极情绪会严重影响家长的养育心态[4]，比如高抑郁家长可能采用更多的忽视、回避等消极养育方式[5]，从而引发孩子的消极情绪[6]，出现问题行为[7]。研究发现，焦虑的家长在婚姻中会产生更多的冲突，婚姻质量更差，面临更多的家庭矛盾[8]。综上，家长焦虑不仅危害子女身心健康，还对我国教育事业及社会发展造成了不良影响。因此，本研究拟探究家长焦虑的影响因素和机制，旨在为缓解家长焦虑提供有效策略。

家长焦虑作为一种社会症候具有复杂的社会系统性诱因。研究表明，家长焦虑主要聚焦于教育焦虑[9]，而教育与学校环境密切相关。家校合作是指家庭与学校将促进子女的全面发展为目标，家长参与学校教育，学校指导家庭教育[10]。作为二者交互作用产物的家校合作，对家长焦虑有着重要影响[11]。良好的家校合作是家长与教师沟通的桥梁，在家校互动中能够帮助家长更全面地了解并参与到子女学校的学习、生活中。基于生态系统理论的观点，卡维塔等人（Kavita et al.，2016）研究显示，学校环境、家庭环境，以及自身教养方式等都会对家长焦虑产生影响[12]。实证研究发现，家校合作减少了教育过程及教育结果给家长带来的不确定性，有效缓解家长紧张、担忧、急躁等复杂情绪状
态[13]，从而减少了家长焦虑。因此，本研究提出假设H1：家校合作可以负向预测家长焦虑水平。

养育心理灵活性与家长焦虑也有着重要关系。养育心理灵活性是指在养育活动中，家长可以接纳自身的负性想法和情绪，能够培养有效教养子女的能力[14]。研究发现，养育心理灵活性低的家长在面临养育压力时更易产生负性情绪，家长在管教孩子时感到力不从心，从而引发焦虑、抑郁等情绪[15]。谢伊等人（Shea et al.，2011）研究发现，低养育心理灵活性水平的家长总是试图回避因养育压力带来的糟糕想法与不良情绪，企图控制自身的烦躁、痛苦等体验，结果反而加剧了负性情绪的产生[16]，进而放大养育的压力[17]。与此同时，养育压力大的父母更倾向采取不良的教养方式[18]，而消极的教养方式反过来又诱发家长的负性情绪。一项中国家长的研究结果表明，养育心理灵活性负向预测家长的焦虑情绪以及儿童问题行为[7]。此外，心理灵活性的关系框架理论指出，受到不良环境的影响后，个体的认知系统会与之结合，引发各种情绪问题[19]。因此，本研究提出假设H2：养育心理灵活性可以负向预测家长焦虑。

家校合作作为一种教育投入要素，对家长养育心理有着重要作用。近年来，学者研究发现，家校合作活动能帮助家长明确自己在家庭中的角色及担当，形成正确的家庭教育观念和方法，实现教养方式的改善[20]。在此过程中，家长获得参与感、成就感并建立了信心，提升了与子女互动和教育子女的技能[21]。汉德森等（Henderson et al.，2002）研究发现，构建好的家校合作不仅仅有利于孩子学习成绩、出勤率和学校适应能力的提高[22]，还可以转变父母对学校教育的消极态度并提升他们对子女的教育技能[23]。同时，家校合作促进亲子陪伴，培养家长积极的教养方式[24]，而积极教养方式是养育心理灵活性的促进因子[18]。家校合作旨在通过各类活动促进教师与家长间的交流，帮助家长学习教育知识、改善教育观念与方式方法[25]，这与养育心理灵活性的内涵也不谋而合。因此，本研究提出假设H3：家校合作可以通过提升养育心理灵活性来缓解家长焦虑。

综上所述，本研究探讨家校合作、养育心理灵活性与家长焦虑水平之间的关系，并推测养育心理灵活性对家校合作和家长焦虑之间的关系具有中介作用。

2 研究设计

2.1 研究对象

本研究采用方便取样的方法，选取山东省两所学校的学生家长为研究对象，采用电子平台进行问卷发放与回收，筛除作答时间过短、明显不认真的作答的问卷后，有效回收问卷1342份，有效回收率96.92%。被试年龄在28～60岁，平均29.79±5.46岁。其中男性261人（19.4%），女性1081人（80.6%）；本科以下学历1131人（84.3%），本科及以上学历211人（15.7%）；完整家庭1243人（92.6%），非完整家庭99人（7.4%）。施测前，已征得本人的知情同意。

2.2 研究工具

2.2.1 家校合作量表

采用张建卫[26]编制的家校合作量表。该量表共计18项，包括认知参与、情感参与、行为参与三个维度。量表采用5点计分，从1“从不”到5“总是”，计算所有项目的总分，分数越高表示家长参与学校管理水平越高，该量表在本研究中的Cronbach’s α系数为0.93。

2.2.2 养育心理灵活性量表

采用李志红等[27]编制的养育心理灵活性量表。该量表共计16项，采用7点计分，从1“非常不符合”到7“非常符合”，条目1～11为反向计分，总分越高表示父母养育心理灵活性越高。该量表在本研究中的Cronbach’s α系数为0.86。

2.2.3 焦虑量表

采用斯必泽（Spitzer）[28]等编制的焦虑量表。该量表共计7项，采用4点计分，从0“从不”到3“一直”，总分范围为0～21分。量表得分越高表示焦虑越强。该量表在本研究中的Cronbach’s α系数为0.90。

2.3 数据处理

采用SPSS 27.0软件包和PROCESS 3.3插件进行数据录入和统计分析。统计方法包括共同方法偏差检验、独立样本t检验、Pearson积差相关和偏差校正的百分位Bootstrap方法。

3 结果

3.1 共同方法偏差检验

采用Harman单因素法检验共同方法偏差[29]，结果表明，共提取7个特征值大于1的因子，且第一个公因子的方法解释率为25.50%，小于40%的临界标准，说明本研究的共同方法偏差问题不明显。

3.2 家校合作、养育心理灵活性与家长焦虑的特点

如表1所示，由家校合作、养育心理灵活性和家长焦虑的得分差异可知，父亲家校合作得分显著低于母亲家校合作得分（t=-4.50）；男孩家长的养育心理灵活性显著低于女孩家长的养育心理灵活性（t=-3.69），男孩家长的焦虑水平显著高于女孩家长的焦虑水平（t=2.27）；家长的学历也会对家校合作有影响，本科以下学历的家长家校合作得分显著低于本科及以上学历的家长（t=-6.50）。

表 1 家校合作、养育心理灵活性和家长焦虑的差异分析

Table 1 Difference analysis of home-school cooperation, parental psychological flexibility and anxiety

注：*代表p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001，下同。

3.3 描述性统计和相关分析

各变量均值、标准差和相关分析如表2所示。结果表明，家校合作与养育心理灵活性呈显著正相关；家校合作、养育心理灵活性与焦虑均显著负相关；家校合作与家长性别呈显著正相关，与孩子个数呈显著负相关。

表 2 研究变量的描述性统计和相关分析

Table 2 Correlation analysis of home-school cooperation, parental psychological flexibility and anxiety

注：性别1=男；2=女。

3.4 养育心理灵活性的中介效应

经过相关性分析已证明家校合作、养育心理灵活性和焦虑三个变量，两两之间相关显著，满足中介效应检验的前提条件。在控制性别、孩子个数等人口学变量的情况下，对养育心理灵活性在家校合作与父母焦虑中的中介效应进行检验，如表3所示。家校合作对焦虑的预测作用显著（β=-0.22，t=-8.16，p<0.001），且在放入中介变量后，家校合作对焦虑的预测作用依然显著（β=-0.12，t=-4.35，p<0.001）。家校合作对养育心理灵活性的正向预测作用显著（β=0.34，t=13.11，p<0.001），养育心理灵活性对焦虑的负向预测作用也显著（β=-0.29，t=-10.82，p<0.001）。

表 3 中介模型中变量间的回归分析（N=1342）

Table 3 Regression analysis of variables in the mediation model (N=1342)

此外，家校合作对焦虑的直接效应及养育心理灵活性的中介效应的Bootstrap 95% CI的上下限不包含0，如表4所示，说明家校合作不仅能够直接影响父母焦虑，而且可以通过养育心理灵活性的中介作用影响焦虑。该直接效应（-0.12）和中介效应（-0.10）分别占总效应（-0.22）的54.55%、45.45%。

表 4 中介效应显著性的Bootstrap分析

Table 4 Bootstrap analysis of the significance testing for mediating effects

注：BootSE通过偏差矫正的百分位Bootstrap法估计的间接效应的标准误差；BootLLCI：95%CI的下限；BootULCI：95%CI的上限。

4 讨论

4.1 家校合作、养育心理灵活性与家长焦虑的特点

本研究发现，父亲家校合作得分低于母亲家校合作得分，这与前人研究结果一致[30]。这可能是由于女性往往承担了更多家庭育儿的责任，学校、老师在选择交流对象时也更倾向于和母亲沟通[31]，同时父亲缺位是我国家庭教育中的普遍现象[32]，因此母亲家校合作参与度比父亲高。本科以下学历家长的家校合作得分显著低于本科及以上学历的家长，这与前人研究结果相同[33]。这可能是因为高学历的家长更关注子女学业，愿意主动和老师进行沟通，而低学历的父母忙于生计无暇顾及子女的需求，与教师交流较少[34]。本研究证明，男孩家长的养育心理灵活性显著低于女孩家长的养育心理灵活性，这与以往研究结果不同——付桐（2018）等发现养育心理灵活性在子女性别上差异不显著[35]，这可能是因为研究对象不同导致。学龄前儿童家长的养育心理灵活性相对稳定，但随着子女年龄的增长，性别在社会文化影响下教育需求的差异越发明显。女孩的教养方式往往更精细、积极，男孩则面临更多严厉的惩罚[36]，女孩家长养育心理灵活性在此过程中提高。男孩家长的焦虑水平显著高于女孩家长的焦虑水平。这可能是源于男孩的外化问题行为显著高于女孩[37]，因此父母在养育过程中需要处理更多的麻烦，更易出现情绪问题。综上，家校合作应积极开展与父亲相关的活动，让父亲更多地参与到子女的教育中。而在子女的教育中，家长也应平等地对待儿女，尽可能减少性别问题导致的教养问题，避免性别刻板印象在子女成长中的负面影响。

4.2 家校合作、养育心理灵活性与家长焦虑的关系

从相关分析结果可知，家校合作与养育心理灵活性呈显著正相关，这与前人研究结果一致[38]。家校合作有助于家长形成良好的教养方式[26]，进而家长在养育孩子的过程中，采取与自身价值观相一致的有效行为并满足孩子的心理需求，使得养育心理灵活性水平提高。此外，家校合作中教师主动联系家长、邀请家长座谈等家校合作活动对亲子陪伴等多项家长参与行为具有显著正向影响[39]，这些行为都有助于提升家长的养育心理灵活性。家校合作、养育心理灵活性与家长焦虑均呈负相关，这与Wang等（2023）[13]，奥博伊尔—芬尼根等人（O’Boyle-Finnegan et al.，2022）[40]的研究结果一致。良好的家庭与学校合作关系保证了家长与教师的沟通顺畅，让家长对学校放心和信任[41]，大大降低家长因为不了解孩子学校生活状况而带来的紧张、担心，从而有效缓解家长焦虑。此外，养育心理灵活性有利于家长与子女有效沟通，减少亲子冲突[23]，良好的家庭氛围帮助家长缓解焦虑情绪[42]。因此，未来纾解家长焦虑的工作可以促进家校合作，多多建立家校联系的渠道，帮助家长与老师建立沟通的机会；也可以增加社区开展养育心理灵活性的主题家长讲座，从而促进家长拥有更好的养育心态，学习良好的教育策略。

4.3 养育心理灵活性的中介作用分析

从中介效应分析结果来看，家校合作可以直接预测家长焦虑水平，还可以通过养育心理灵活性间接预测家长焦虑，这与前人结果一致，说明家校合作不仅能够缓解家长的焦虑，还可以通过提高家长养育心理灵活性来降低家长焦虑水平。前人研究表明，家校合作有助于家长养育心理灵活性的发展，家校合作越密切，家长的养育心理灵活性越高[25]。养育心理灵活性较低的家长可能使用抑制、回避等方式应对育儿问题[43]，更易引发焦虑[44]。根据个体—情境交互理论，个体和情境并非独立的实体，而是一个整合的系统，个体情绪、行为是由外部情境和个体内在特质间的有机联系共同预测的[45]，家庭—社会因素往往需要通过个体的内部因素发生作用。基于此，家校合作作为情境要素能够在家长养育心理灵活性的内在特质促进下共同纾解家长焦虑。因此，未来在家长焦虑的纾解工作中，可以围绕家校合作和养育心理灵活性主题开展。一方面，增加家校合作的频率，丰富家校合作的形式；另一方面，增加以养育心理灵活性为主题的家校合作活动，如开展主题家长会、家长讲座等，共同帮助家长群体缓解焦虑情绪。

5 结论

（1）父母家校合作与养育心理灵活性呈显著正相关，和家长焦虑呈显著负相关；父母养育心理灵活性与家长焦虑呈显著负相关；

（2）父母家校合作对家长焦虑具有显著的直接预测作用；父母养育心理灵活性在家校合作与家长焦虑之间起中介作用。

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