学前育儿期父母育儿投入的结构与机制：简版育儿投入量表开发及工作父母需求—资源模型检验

《Acta Psychologica》：Parenting engagement in the preschool parenting period: development of a brief scale and evidence from a working-parent demands–resources model

　　

本研究将育儿投入（parenting engagement）概念化为父母在育儿角色中积极、充实且高激活度的动机状态，并以活力（vigor）、奉献（dedication）与专注（absorption）为特征。研究1旨在开发并验证简版育儿投入量表（Parenting Engagement Scale, PES），检验其是否呈现反映活力、奉献与专注的三因子结构、具备良好信度，并与相关及相异构念存在理论上有意义的关联。研究2旨在以日本学龄前儿童的工作父母为对象检验工作父母需求—资源（Working-Parent Demands–Resources, WPDR）模型。研究假设：育儿资源与个人资源正向预测育儿投入，育儿投入进而与幸福感正向关联（H1）；育儿需求负向预测育儿投入，并进而与较低幸福感相关联（H2）；个人资源与育儿资源正向关联（H3）；个人资源正向预测工作投入（work engagement），工作投入进而与幸福感正向关联（H4）；育儿投入与工作投入相互关联（H5）。通过开发PES并检验WPDR模型，本研究将投入理论拓展至带薪工作之外的育儿角色，区分育儿投入与相关育儿构念，并为理解育儿与工作领域的积极动机状态如何共同促进工作父母幸福感提供整合性框架。

研究背景方面，平衡带薪工作与家庭生活是工作父母的核心挑战，在学龄前育儿期尤为突出，此时育儿需要持续的时间、情感投入与行为协调以支持儿童做好入学准备。工作—家庭研究长期关注多重角色带来的紧张、角色过载与工作—家庭冲突，并识别了工作与家庭责任结合的成本。日本的工作—家庭平衡是重要的组织与政策议题，尽管家庭支持政策扩展，性别差异依然显著，母亲休育儿假更频繁且时间更长，女性职业连续性与晋升受制度安排与性别期待制约。2024年日本总和生育率降至1.15，为有统计以来最低，生育意愿研究提示工作—家庭角色协调困难可影响生育打算，且工作—家庭冲突与较差的工作、家庭及总体幸福感相关。因此理解工作父母如何在履行工作与育儿角色时维持幸福感具有重要理论与实践意义。与此同时，工作—家庭丰富理论、工作—家庭促进与积极溢出研究表明资源、技能、能量与积极情感可跨领域转移，工作与育儿既是竞争领域也是互补领域。投入理论为概念化这些积极动机状态提供框架，Kahn（1990）将个人投入定义为通过身体、认知与情感表达将自我投入角色绩效；Schaufeli等（2002）将工作投入概念化为以活力、奉献与专注为特征的积极充实的工作相关状态。工作需求—资源（Job Demands–Resources, JD-R）理论区分需求与资源，并提出健康损害过程与动机过程两条互补路径，工作投入将资源与幸福感、生活满意度与绩效联系起来。JD-R理论的近期拓展支持其应用于带薪就业之外，工作—家庭资源模型提出工作与家庭需求及资源通过时间、能量与情绪等个人资源跨领域影响结果，近期发展认为员工幸福感受工作、家庭、居家与个人领域需求与资源形塑，跨领域资源具有协同或补偿效应。育儿需要持续的情感、认知与行为投入，同时提供意义、个人成长与身份发展机会，是拓展投入理论的适宜情境。已有需求—资源研究考察了感知父母成功与父母倦怠等评价性结果与倦怠，但较少关注父母将育儿体验为充满能量、有意义且投入时可能出现的积极动机状态。同时，育儿研究长期关注积极育儿行为、父母温暖、反应性、支持性管教、育儿满意度、父母自我效能、意义与育儿乐趣，但这些构念与本研究提出的构念在概念上不同：积极育儿指促进儿童发展的行为；育儿满意度与育儿自我效能反映父母对胜任力与角色履行的评价；教育与发展研究中常用的父母参与通常描述父母对儿童教育、学习或正式支持系统的参与；育儿项目投入指父母对干预项目的参与、依从或卷入。本研究则将育儿投入概念化为父母在育儿过程中积极、充实、高激活度的动机状态，以活力、奉献与专注为特征，其新颖性在于将投入理论拓展至父母在育儿角色 enactment 中的主观动机体验，育儿投入以父母为中心，可能影响育儿行为与儿童相关结果，反映父母将育儿体验为充满能量、有意义且深度投入的程度，并可能解释父母主观与心理幸福感的差异。据此，本研究开发新的育儿投入量表（PES）。将育儿投入与工作投入并列概念化也拓展了工作—家庭理论，工作—家庭丰富解释一个角色的体验如何增强另一角色的功能，而将育儿与工作投入概念化为平行的领域特定动机状态，能更细致考察各领域内积极动机过程如何产生、如何跨领域强化或溢出以及如何促进幸福感。基于此，研究人员提出工作父母需求—资源（WPDR）模型，解释与工作父母相关的需求与资源如何与领域特定投入及幸福感相关联。本研究检验该模型的初始版本，包括育儿需求、育儿资源、个人资源、育儿投入、工作投入与主观及心理幸福感；尽管未直接评估工作需求与工作资源，但纳入工作投入作为工作领域动机状态以考察其与育儿投入的关系。在育儿领域内，育儿负担与育儿焦虑等育儿需求预期削弱育儿投入，积极育儿评价与育儿基本心理需求满足等育儿资源预期增强育儿投入；个人资源尤其是育儿韧性也预期通过帮助父母管理育儿需求并维持积极卷入而促进育儿投入；育儿投入进而预期与幸福感正相关，本研究将幸福感操作化为主观与心理幸福感，以快乐（反映对当前生活的情感评价）、生活满意度（反映对整体生活的认知评价）与生活意义与目的（反映幸福感的自我实现维度）三个指标表示。由于育儿投入反映充满能量、有意义且投入的育儿体验，且JD-R理论将投入识别为通向积极结果的关键动机路径，育儿投入预期与三个指标均正相关。WPDR模型还纳入工作投入作为工作领域相应的动机状态，育儿投入与工作投入被概念化为领域特定投入的两种不同但相关的形式，而非一般投入倾向的表现；工作—家庭丰富、溢出与工作—家庭资源视角提示一个领域的投入可通过能量、积极情感与自我效能等可转移资源促进另一领域的投入，因此育儿投入与工作投入的关联被概念化为两个不同动机状态之间的跨领域关系，而工作到育儿与育儿到工作关联的大小与方向仍属实证问题。本研究有两个目标：研究1旨在开发并验证PES作为基于投入理论的简版育儿投入测量，具体检验PES是否呈现反映活力、奉献与专注的三因子结构、具备足够信度并与相关及相异构念存在理论上有意义的关联；研究2旨在以日本学龄前儿童的工作父母为对象检验WPDR模型。研究假设：育儿资源与个人资源正向预测育儿投入，育儿投入进而与幸福感正相关（H1）；育儿需求负向预测育儿投入，并进而与较低幸福感相关联（H2）；个人资源与育儿资源正相关（H3）；个人资源正向预测工作投入，工作投入进而与幸福感正相关（H4）；育儿投入与工作投入相互关联（H5）。

研究人员开展了两项研究。研究1采用两阶段在线调查设计开发并验证PES，试点样本数据用于项目分析、项目删减与探索性因子分析（exploratory factor analysis, EFA），主样本数据随后用于通过验证性因子分析（confirmatory factor analysis, CFA）确认试点样本识别的因子结构、评估内部一致性信度并检验聚合效度与区分效度，主样本也用于研究2检验WPDR模型。参与者为日本至少有一名学龄前儿童（0–6岁尚未进入小学的儿童）的就业父母，就业资格仅适用于受访者本人，不要求配偶就业，也不要求全职就业，因此全职或兼职、合同或临时雇员、公共雇员、自雇者、高管或专业人员只要当前就业且至少有一名学龄前儿童均符合条件，未收集配偶就业状况、职业或工作时长信息。试点调查向3000名注册小组成员发放筛选调查，符合条件者中692人被邀请回答试点调查，获得600份完整回答用于项目分析、项目删减与EFA，试点样本包括300名男性与300名女性，平均年龄39.79岁（SD = 8.15）。主调查向7000名注册小组成员发放单独筛选调查，符合条件的受访者（N = 3232）被邀请参与主调查，分析800份完整回答，主样本包括395名男性与405名女性，平均年龄36.31岁（SD = 6.44），参与者来自广泛行业，以制造业、医疗与福利服务及服务业最常见。数据于2025年3月通过在日本运营的网络调查平台Freeasy收集，调查公司根据研究人员指定的资格标准与目标样本量向注册小组成员发放筛选问卷并通过在线小组系统发放问卷；试点与主调查中，小组成员首先完成筛选项目以确定资格，符合条件者随后被邀请完成完整问卷，参与前受访者获得研究目的、参与自愿性、匿名性、无个人不利、可用支持资源与结果传播计划等信息，通过选择“我同意”提供知情同意者进入问卷。目标样本量在数据收集前基于量表开发与验证的心理测量学考虑设定，试点调查目标为600份完整回答以获得足够大样本进行项目分析、项目删减与EFA，主调查目标为800份完整回答以提供独立且足够大的样本进行CFA、信度估计、效度评估与研究2分析，同时允许验证分析中稳定参数估计，达到预设目标后停止数据收集。研究人员未直接招募参与者或提供补偿，任何激励由调查公司或其附属小组系统管理，研究人员无法获取此类补偿金额或资格标准信息。九州大学研究伦理委员会（批准号2024–030）批准研究方案。PES初始项目池基于工作投入的理论框架开发，该框架将投入概念化为以活力、奉献与专注为特征的积极充实动机状态（Schaufeli et al., 2002）；由于职业环境中开发的构念不能假定直接推广至育儿，乌得勒支工作投入量表（Utrecht Work Engagement Scale, UWES）框架被改编以捕捉父母在育儿角色中能量、意义与专注的主观体验，初始生成21个项目代表三个 proposed 维度：活力、奉献与专注，项目1–17改编自17项UWES，将工作相关内容替换为育儿与育幼措辞，项目18–21为本研究专门开发以加强三个维度的概念平衡与内容覆盖，回答采用0（从不）到6（总是/每天）的7点频率量表，分数越高表示育儿投入越高。工作投入采用UWES日文简版（Shimazu et al., 2008）测量，评估活力、奉献与专注，回答采用0（从不）到6（总是/每天）的7点频率量表，分数越高表示工作投入越高，主样本中Cronbach's α为0.966。主观与心理幸福感采用改编自Nelson等（2013）的三个单项目指标评估：快乐、生活满意度与生活意义与目的；快乐以“总体而言，你有多快乐？”测量，采用四个有序回答类别，分数越高表示越快乐；生活满意度以“总体而言，你对这些天的生活有多满意？”测量，采用1（不满意）到10（满意）的10点量表；生活意义与目的以“你多久思考一次生活的意义与目的？”测量，采用1（从不）到4（经常）的4点量表，各指标分数越高表示幸福感越高；由于每个构念以单项目测量，不适用内部一致性信度。育儿需求采用育儿负担、育儿焦虑、育儿困难与对儿童发展的担忧评估；育儿负担与育儿焦虑采用Aramaki与Muto（2008）开发的量表，各含6个项目，采用1（完全不）到4（经常）的4点量表，分数越高表示育儿负担与育儿焦虑越高，主样本中育儿负担Cronbach's α为0.873，育儿焦虑为0.907；育儿困难与育幼担忧各采用改编自Kimura等（2022）的单项目评估，分数越低分别表示育儿困难越大与对儿童发展的担忧越大，单项目测量不适用内部一致性信度。育儿资源采用育儿肯定、育儿基本心理需求满足与可用育儿社会支持评估；育儿肯定采用Aramaki与Muto（2008）开发的4项目量表，采用1（完全不）到4（经常）的4点量表，分数越高表示对育儿的积极评价越多，主样本中Cronbach's α为0.885；育儿基本心理需求满足采用Terazono（2019）的15项目量表，测量自主、胜任与关系满足，采用1（不同意）到5（同意）的5点Likert量表，分析中使用总分，分数越高表示需求满足越高，总分Cronbach's α为0.940；可用社会支持操作化为参与者在经历育儿挑战时可咨询或依赖的来源数量，采用改编自Kimura等（2022）的多选清单，选项包括配偶、父母、朋友或同事、卫生专业人员、育儿教师、行政服务与在线资源，分数越高表示可用支持来源越多，由于该变量代表计数而非反映性量表，未估计内部一致性信度。个人资源采用Miyano等（2014）开发的27项育儿韧性量表评估，该量表包括他人支持、问题解决能力与接纳能力三个维度，采用1（完全不正确）到7（非常正确）的7点量表，分析中使用总分，分数越高表示育儿韧性越高，主样本中总分Cronbach's α为0.972。效度评估采用多步骤过程：首先使用试点样本对21个初步项目进行项目分析，通过项目—总分相关与好坏区分评估项目表现，项目—总分相关低于0.30被认为区分不足，好坏区分通过比较高分与低分组项目分数评估，若项目显示预期方向的显著差异则保留，随后检查回答分布作为项目删减过程的一部分，关注最高回答类别的认可、最高两个回答类别的合并以及较低与较高回答类别之间的总体平衡；其次使用试点样本进行EFA检验保留项目的潜在因子结构，采用最大似然估计与Promax旋转，依据UWES理论框架设定三因子解，在多个因子上载荷≥0.35的项目被迭代删除直至获得清晰可解释的因子结构；第三使用独立主样本进行CFA确定试点样本识别的因子结构是否可复制，假设测量模型包括三个相关潜因子代表专注、活力与奉献；第四在主样本中使用Cronbach's α评估内部一致性信度；最后通过在主样本中检验聚合效度与区分效度评估构念效度，聚合效度通过育儿投入与理论相关构念（包括工作投入、主观与心理幸福感、育儿资源、可用社会支持与育儿韧性）的正相关评估，区分效度通过与理论相异构念（特别是育儿负担与育儿焦虑）的负相关评估，构念效度证据基于观察相关的强度与方向以及统计显著性解释。研究2使用研究1的主样本（N = 800名日本至少有一名学龄前儿童的工作父母），测量与研究1所述相同，尽管未直接测量工作需求与工作资源，但纳入工作投入以考察工作与育儿动机状态之间的跨领域关联。为在最小化相关指标间概念与统计冗余的同时评估核心WPDR路径，研究人员设定了简约结构方程模型（structural equation modeling, SEM），尽管评估了多个育儿需求与育儿资源指标，最终模型仅保留焦点指标；首先检查双变量相关，随后进行分层回归分析以识别与育儿投入具有最强独特关联的育儿需求与育儿资源变量，回归分析控制年龄、性别、家庭年收入、子女数、学龄前子女数与管理职位；基于回归结果与理论考虑，选择育儿负担作为焦点育儿需求指标、育儿基本心理需求满足作为焦点育儿资源指标、育儿韧性作为个人资源指标，随后使用IBM SPSS Amos 28版中的最大似然SEM估计假设模型；模型拟合依据既定SEM建议采用多个指标评估，具体检查χ2/df、GFI、CFI、带90%置信区间的RMSEA与AIC，χ2/df低于3.00表示可接受拟合，GFI与CFI≥0.90为可接受、≥0.95为良好拟合，RMSEA低于0.08为可接受、低于0.06为良好拟合，较低AIC表示相对模型拟合更优；由于RMSEA在自由度少的模型中可能膨胀，对其谨慎解释，但超过推荐阈值仍视为拟合欠佳的证据；AIC的使用遵循Akaike（1974）的信息论模型比较方法。

研究结果方面，研究1试点项目分析、项目删减与探索性因子分析显示，首先使用试点样本（N = 600）对21个初步PES项目进行项目分析，通过项目—总分相关与好坏区分评估项目质量，所有项目满足预设保留标准，项目—总分相关范围为0.662至0.884，超过0.30标准，且所有项目在高分组与低分组之间显著区分（所有ps < 0.001）。随后在EFA前检查项目回答分布，筛选考虑最高回答类别认可频率、最高两个回答类别合并以及较高与较低回答类别之间的总体平衡；尽管所有项目显示满意心理测量表现，基于回答分布删除7个项目以改善量表总体质量与效率。依据UWES框架，对14个项目集进行EFA（最大似然估计；Promax旋转），设定三个因子，在多个因子上载荷≥0.35的项目被迭代删除以获得更清晰因子结构，此过程产生与理论投入维度一致的可解释11项解。初始三因子解包括因子1的5个项目与因子2和3各3个项目；由于目标是开发每个维度具有同等代表性的简版工具，删除因子1中载荷最低的两个项目，最终删减提高量表简约性、防止总分中单一维度过度代表并产生等长子量表。最终PES包括9个项目，每个因子3个项目，三个因子 labeled 专注、活力与奉献；尽管若干项目载荷于与其原 intended 维度不同的因子，所得结构与工作投入三因子概念化密切反映。验证性因子分析（主研究）显示，在独立主样本（N = 800）中使用CFA评估试点研究识别的因子结构，假设测量模型指定三个相关潜因子——专注、活力与奉献——每个因子有三个观察指标载荷；假设三因子模型显示良好数据拟合，χ2(24) = 114.706，p < .001，CFI = 0.985，GFI = 0.968，AGFI = 0.940，RMSEA = 0.069，90% CI [0.056, 0.082]，AIC = 156.706，支持9项PES的因子效度。为检验因子结构跨性别稳定性，分别对男性与女性进行CFA；男性参与者（n = 395）中三因子模型显示良好拟合，χ2(24) = 61.920，p < .001，CFI = 0.987，TLI = 0.981，GFI = 0.966，AGFI = 0.937，RMSEA = 0.063，90% CI [0.044, 0.083]，AIC = 103.920；女性参与者（n = 405）中模型基于增量拟合指数也显示可接受拟合，尽管RMSEA相对较高，χ2(24) = 103.699，p < .001，CFI = 0.974，TLI = 0.961，GFI = 0.943，AGFI = 0.893，RMSEA = 0.091，90% CI [0.073, 0.109]，AIC = 145.699；总体而言这些发现表明 proposed 三因子结构在两组性别中广泛得到支持。信度（主研究）显示三个子量表内部一致性高：α = 0.888（专注）、α = 0.897（活力）与α = 0.880（奉献）。聚合效度与区分效度显示，如预期，育儿投入与工作投入及主观幸福感（如快乐、生活满意度、意义/目的）以及育儿/个人资源（如育儿积极感受、基本心理需求满足、社会支持与韧性）正相关，而与育儿需求（如育儿负担与育儿焦虑）负相关，相关具统计显著性。育儿投入与概念相关构念显示中到强正相关，特别是工作投入、育儿基本心理需求满足与育儿韧性，支持聚合效度；与幸福感指标及育儿肯定的正相关为小到中等强度；相反，育儿投入与育儿负担及育儿焦虑显示中等负相关，支持区分效度；这些相关的强度表明育儿投入与育儿紧张有意义相关但在实证上可区分。性别特定分析显示男性与女性类似关联模式：两组中育儿投入均与工作投入、幸福感、育儿资源、可用社会支持与韧性正相关，与育儿负担及育儿焦虑负相关，表明PES的法则网络在性别间大体一致。研究2初步分析与变量选择显示，在估计WPDR模型前进行初步分析以识别纳入SEM的育儿需求与资源指标；育儿需求与育儿资源变量显著相互相关（所有ps < 0.001），表明存在实质概念重叠；为减少冗余并改善模型简约性，进行分层回归分析以识别与育儿投入具有最强独特关联的指标。第一个模型中，育儿投入对育儿需求指标回归，同时控制年龄、性别、家庭年收入、子女数、学龄前子女数与管理职位；加入育儿需求变量显著增加育儿投入的解释方差（ΔR2 = 0.156，p < .001）；在需求指标中，育儿负担与育儿投入的独特关联最大（β = ?0.378，p < .001），育儿挑战显示较小关联（β = 0.111，p = .008），而儿童发展担忧不显著、育儿焦虑为边缘显著。第二个模型中，育儿投入对育儿资源指标回归，同时控制相同人口学变量；育儿资源解释方差显著增加（ΔR2 = 0.264，p < .001）；在资源指标中，育儿需求满足与育儿投入的独特关联最强（β = 0.440，p < .001），其次为育儿肯定（β = 0.113，p = .001），而支持来源数量不具统计显著性；方差膨胀因子范围约1.1至2.3，表明多重共线性不成问题。基于这些发现与理论框架，育儿负担与育儿基本心理需求满足被保留为SEM中的焦点育儿需求与育儿资源变量；回归分析仅旨在通过减少高度重叠指标间的冗余来指导模型设定，而非替代结构分析。结构方程模型显示，简约SEM模型（图2）产生χ2(10) = 174.517，p < .001，χ2/df = 17.452，GFI = 0.953，CFI = 0.930，RMSEA = 0.143，90% CI [0.125, 0.163]，AIC = 226.517；尽管GFI与CFI满足可接受拟合的常规标准，但χ2/df与RMSEA均超过推荐阈值，表明模型未完全捕捉观察协方差结构；由于RMSEA在自由度少的模型中可能膨胀，该指数应谨慎解释，但总体结构模型应视为初步。尽管存在这些局限，焦点路径大体得到支持：育儿韧性正向预测育儿基本心理需求满足（β = 0.784，p < .001）与工作投入（β = 0.408，p < .001）；育儿负担负向预测育儿投入（β = ?0.243，p < .001），而基本心理需求满足（β = 0.251，p < .001）与韧性（β = 0.160，p = .006）正向预测育儿投入；育儿投入与快乐（β = 0.309，p < .001）、生活满意度（β = 0.319，p < .001）与生活意义与目的（β = 0.131，p = .001）正相关；工作投入与快乐（β = 0.117，p = .002）与生活满意度（β = 0.159，p < .001）正相关，但与生活意义与目的不相关（β = 0.017，p = .671）；跨领域路径不对称：工作投入正向预测育儿投入（β = 0.217，p = .012），而育儿投入未显著预测工作投入（β = 0.122，p = .242）。探索性性别多组分析显示，进行探索性多组SEM以检验WPDR模型焦点结构路径在男性与女性间是否可比；首先分别对每个性别估计假设模型，随后估计无约束多组模型，然后通过约束选定理论核心路径跨组相等估计一系列嵌套模型；对四条焦点路径逐一施加等式约束：韧性→育儿投入、育儿投入→意义/目的、工作投入→快乐与工作投入→育儿投入；这些约束均未相对无约束模型显著恶化模型拟合，表明所考察焦点结构路径无统计显著性别差异；然而由于单组与多组模型均显示欠佳拟合，尤其就RMSEA而言，这些发现应解释为探索性而非跨性别结构关系可比的确定性证据。

讨论部分总结如下：本研究通过将育儿投入概念化为育儿中的角色基动机状态，将投入理论拓展至职业领域之外（Kahn, 1990; Schaufeli et al., 2002）。两项研究开发并验证了PES，并在日本学龄前儿童工作父母中检验了育儿投入在WPDR模型中的作用。第一项主要发现涉及育儿投入的概念化与测量，研究1表明育儿投入以活力、奉献与专注三个维度为特征， mirroring 工作投入的既定结构（Schaufeli et al., 2002; Schaufeli et al., 2006），支持Kahn（1990）的角色基投入概念化，并将职业研究中发展的三维投入框架拓展至育儿领域；更广泛而言，结果表明投入并非带薪就业独有，也捕捉父母在育儿角色中投入能量、意义与注意的程度，从而将投入理论拓展至传统上通过育儿压力、育儿满意度、父母自我效能、积极育儿与父母参与等构念考察的主要生活领域（Crnic & Low, 2002; Epstein, 1995; Hill & Tyson, 2009; Jones & Prinz, 2005; Prime et al., 2023）。第二项主要发现涉及PES的构念效度，育儿投入与工作投入、主观与心理幸福感、育儿资源、可用社会支持与育儿韧性正相关，与育儿负担及育儿焦虑负相关，表明育儿投入与低育儿紧张、总体幸福感与育儿资源相关但不同，不仅反映痛苦缺失或有利条件存在，而表现为育儿角色内独特的积极动机状态；这一发现补充了先前强调育儿压力与父母倦怠的研究（Crnic & Low, 2002; Mikolajczak et al., 2018; Roskam et al., 2018; Teuber et al., 2024）以及关注育儿满意度与自我效能的研究（Jones & Prinz, 2005），因此突显父母能量、意义与专注体验作为基于投入理论的理論上不同构念（Kahn, 1990; Schaufeli et al., 2002）。第三项主要发现涉及研究2评估的WPDR模型，与JD-R理论提出的动机过程一致，育儿负担与育儿投入负相关，而育儿基本心理需求满足与育儿韧性正相关于育儿投入（Bakker et al., 2023; Bakker & Demerouti, 2017; Demerouti et al., 2001）；育儿投入进而与快乐、生活满意度与生活意义与目的正相关；这些发现与需求—资源理论一致，该理论认为过度需求削弱动机而资源促进投入与幸福感（Bakker et al., 2023; Bakker & Demerouti, 2017），也与自我决定理论一致，提示育儿角色中的自主、胜任与关系作为促进投入的近端动机资源（Ryan & Deci, 2000）。第四项主要发现涉及育儿投入与工作投入的关系，假设的相互关联仅获部分支持：工作投入与育儿投入正相关，而反向路径在横断面SEM中不具统计显著性；这一模式与工作—家庭丰富与溢出视角一致，该视角提出一个角色产生的能量、积极情感与效能可增强另一角色的功能（Greenhaus & Powell, 2006; Grzywacz & Marks, 2000; Wayne et al., 2007），也大体与工作—家庭资源模型一致，该模型强调资源与情感状态通过时间、能量与情绪等个人资源跨工作与家庭领域转移（ten Brummelhuis & Bakker, 2012）；然而育儿投入到工作投入的非显著路径不应解释为反对家庭到工作丰富的证据，家庭到工作过程可能间接运作、随时间出现或依赖情境条件，使其难以在横断面设计中检测（Greenhaus & Powell, 2006; ten Brummelhuis & Bakker, 2012）；未来研究应考察育儿投入是否通过恢复、积极情感、育儿相关效能或意义等机制预测后续工作投入，以及这些过程是否随工作—家庭边界与组织支持变化（Ashforth et al., 2000; Clark, 2000; Hammer et al., 2011; Sonnentag & Fritz, 2007）；这一解释也与将工作投入与工作—家庭促进及通过溢出与跨越过程在家积极体验联系起来的研究一致（Bakker et al., 2005; Bakker & Demerouti, 2009; Culbertson et al., 2012; Rodríguez-Mu?oz et al., 2014; Siu et al., 2010）。这些发现应谨慎解释：尽管若干焦点路径得到支持，研究2结构模型的总体拟合混合，尤其RMSEA与χ2/df超过可接受拟合常规标准，因此SEM发现应视为支持焦点WPDR路径的初步证据，而非所提出模型提供数据最佳表示的确定性确认（Browne & Cudeck, 1993; Schermelleh-Engel et al., 2003）；未来研究应评估替代模型设定、纳入工作需求与工作资源、采用纵向或密集重复测量设计并在独立样本中交叉验证WPDR模型。理论贡献方面，本研究有三项主要理论贡献：第一，通过将投入概念化为育儿领域角色特定动机状态拓展投入理论，尽管投入研究主要关注带薪就业，本研究发现投入核心维度——活力、奉献与专注——可有意义地应用于育儿（Kahn, 1990; Schaufeli et al., 2002; Schaufeli et al., 2006），表明积极、充实、高激活度动机状态不仅表征职业角色也表征中心家庭角色，从而拓宽投入理论范围。第二，通过区分育儿投入与相关构念推进育儿研究，育儿投入既非育儿负担或焦虑的缺失，也不等同于育儿满意度、父母自我效能、积极育儿、父母参与或育儿干预参与（Crnic & Low, 2002; Epstein, 1995; Haine-Schlagel & Walsh, 2015; Jones & Prinz, 2005; Prime et al., 2023），而反映父母在履行育儿角色时能量、意义与专注的主观体验；这一概念区分提供研究积极育儿体验的框架，而不将其与儿童导向行为、教育参与或育儿整体评价混为一谈。第三，通过提出WPDR模型对需求—资源与工作—家庭文献作出贡献，该模型整合育儿需求、育儿资源、个人资源、育儿投入、工作投入与幸福感，为理解工作父母如何在育儿与工作角色间维持积极动机状态提供初始框架（Bakker et al., 2023; Bakker & Demerouti, 2017; ten Brummelhuis & Bakker, 2012）；尽管由于横断面设计与混合模型拟合，SEM发现应谨慎解释，观察到的焦点路径提示需求—资源视角不仅可解释育儿紧张与倦怠，也可解释工作父母的积极动机过程。实践意义方面，本研究发现对支持工作父母有若干初步启示：第一，PES提供父母育儿积极动机体验的简版测量，现有育儿服务与干预常强调压力、负担与风险，PES通过评估父母将育儿体验为充满能量、有意义与投入的程度补充这些方法，从而能够评估育儿紧张减少与积极动机功能促进两方面。第二，发现提示干预应超越减少育儿负担，尽管育儿负担与育儿投入负相关，育儿基本心理需求满足与育儿韧性正相关于投入，因此支持项目可能受益于加强父母自主、胜任与关系体验，同时增强其应对育儿挑战的能力；实践策略可包括结构化机会反思成功育儿体验、发展问题解决与求助技能以及接受同伴与专业人员的情感与信息支持。第三，工作投入与育儿投入的正相关突显考虑工作与家庭领域动机过程的重要性；尽管工作投入预测育儿投入，反向路径不具统计显著性，鉴于横断面设计，该发现不应因果解释，但提示工作—家庭支持举措可能受益于促进积极投入而非仅减少负担与冲突；由于本研究未直接评估工作需求或工作资源，具体工作场所实践建议有待未来研究考察工作相关需求与资源如何共同影响育儿投入、工作投入与幸福感。局限与未来方向方面，若干局限值得考虑：第一，参与者通过网络调查小组招募，尽管该方法便于高效招募有学龄前儿童的就业父母，样本可能不完全代表日本更广泛的工作父母人群；此外参与者代表多样就业安排，包括全职、非正规、自雇、专业与兼职职位；由于就业状况可能影响工作—家庭体验，未来研究应考察PES与WPDR模型在不同就业群体与更多样人群中是否同样运作。第二，未收集参与者配偶信息，包括就业状况、职业与工作时长；这一局限重要，因为育儿体验与工作—家庭动态受双方配偶就业状况形塑；未来研究应纳入配偶特征并在可行时从父母双方收集二元数据；此外幸福感采用快乐、生活满意度与生活意义与目的的单项目指标评估，尽管这些测量减少大型在线调查中的参与者负担，但不能完全捕捉幸福感的多维性质；未来研究应采用验证的多项目工具并更清晰区分主观、心理与更广泛幸福感维度。第三，尽管纳入工作投入作为工作领域动机构念，但未直接测量工作需求与工作资源，因此发现不能提供关于具体工作场所条件如何影响育儿投入或父母幸福感的直接证据；未来研究应纳入工作领域变量如工作量、时间压力、主管支持与工作自主性，以考察职业与育儿因素如何共同影响投入与幸福感。最后，研究2的结构发现应谨慎解释：模型显示混合拟合，RMSEA与χ2/df超过常规阈值，横断面设计排除因果推断；因此SEM结果应视为支持焦点WPDR路径的初步证据而非所提出模型的确定性确认；未来研究应评估替代模型设定、在独立样本中交叉验证模型并采用纵向、实验或密集重复测量设计以澄清时间顺序、因果机制以及育儿投入与工作投入之间的相互 relations。研究结论部分翻译如下：通过两项研究，本研究开发并验证了PES，并在日本学龄前儿童工作父母中为WPDR模型提供了初步支持。研究发现表明育儿投入可概念化为以活力、奉献与专注为特征的角色特定动机状态。尽管由于混合拟合与横断面设计，结构模型应谨慎解释，本研究为理解育儿需求、育儿资源、个人资源与工作投入如何与工作父母幸福感相关联提供了初始理论框架。