伍新春，陳玲玲，劉 暢，邢學(xué)瑋

(北京師范大學(xué)心理學(xué)院/應(yīng)用實(shí)驗(yàn)心理北京市重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，北京100875)

一、問題提出

隨著中國(guó)社會(huì)的變遷和家庭的演變，父親角色的內(nèi)涵經(jīng)歷了從道德導(dǎo)師、冷漠的經(jīng)濟(jì)提供者、性別角色的典范到母親的協(xié)同教養(yǎng)者的變化過程。自20世紀(jì)80年代初“計(jì)劃生育”政策頒布之后，與獨(dú)生子女成長(zhǎng)相關(guān)的現(xiàn)象和問題一直為整個(gè)社會(huì)所關(guān)注，獨(dú)生子女家庭的高期望、玩伴缺失以及母親的教養(yǎng)經(jīng)驗(yàn)不足，使得父親的職能逐漸凸顯[1]，而父親教養(yǎng)投入(father involvement)便是父親發(fā)揮其職能的重要途徑。自1975年Lamb發(fā)表《父親:孩子發(fā)展中被遺忘的貢獻(xiàn)者》一文激起西方社會(huì)對(duì)父親角色研究的興趣[2]之后，近四十年來國(guó)外對(duì)父親教養(yǎng)投入的研究經(jīng)歷了父親教養(yǎng)投入對(duì)兒童及家庭發(fā)展的影響、現(xiàn)狀描述、影響因素、實(shí)務(wù)干預(yù)的歷程，取得了大量有價(jià)值的成果。而在中國(guó)，父親教養(yǎng)投入的研究近幾年才逐漸受到關(guān)注。

父親教養(yǎng)投入包括互動(dòng)性(interaction)、可及性(accessibility)和責(zé)任性(responsibility)三個(gè)維度[3]。伍新春等人根據(jù)現(xiàn)代中國(guó)的社會(huì)文化特點(diǎn)，對(duì)這三個(gè)維度進(jìn)行了修正性界定[4]。其中，互動(dòng)性指父親直接參與照顧和教育孩子;可及性指父子未發(fā)生直接互動(dòng)，當(dāng)孩子需要時(shí)父親能夠注意并做出回應(yīng);責(zé)任性指父親為了孩子的發(fā)展而做的準(zhǔn)備、積累、規(guī)劃、支持等活動(dòng)。父親教養(yǎng)投入不僅影響兒童的發(fā)展[5—8]，其作用力還會(huì)擴(kuò)展到婚姻關(guān)系[9]、母親心理健康[10]等方面。然而，父親在兒童教養(yǎng)過程中多數(shù)時(shí)候處于玩樂主角、照顧配角的地位[11]，父親與兒童的互動(dòng)時(shí)間遠(yuǎn)低于母親[12]，那么是什么因素在影響著父親教養(yǎng)投入的內(nèi)容與程度呢?

在父親教養(yǎng)投入的影響因素模型[13—14]中，人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量是其重要的組成部分。其中，兒童因素如年齡、性別、手足數(shù)目，父親因素如受教育水平、職業(yè)特點(diǎn)、工作時(shí)長(zhǎng)，環(huán)境因素如種族構(gòu)成、城鄉(xiāng)差異等，都是重要的影響變量。

在兒童因素中，兒童的年齡會(huì)影響父親教養(yǎng)投入的內(nèi)容與程度。研究發(fā)現(xiàn)，從兒童1歲到5歲，父親投入生活照顧的頻率逐漸升高，投入游戲活動(dòng)的頻率卻沒有變化[15];小學(xué)一年級(jí)兒童的父親對(duì)子女的規(guī)則約束顯著多于幼兒園兒童的父親[16]。可見，不同年齡階段的兒童身心發(fā)展水平不同、面臨的發(fā)展任務(wù)不同，會(huì)對(duì)父親教養(yǎng)投入的內(nèi)容及程度產(chǎn)生影響。目前國(guó)內(nèi)外對(duì)父親教養(yǎng)投入的研究主要偏重學(xué)齡前兒童，對(duì)小學(xué)和中學(xué)階段兒童的研究較少，并且缺乏對(duì)跨年齡段兒童的父親教養(yǎng)投入的分析與比較。而有關(guān)兒童性別對(duì)父親教養(yǎng)投入的影響，不同的研究者所得結(jié)論不一。Lundberg等人的研究發(fā)現(xiàn)，孩子1歲前父親對(duì)男孩的投入水平高于女孩[17];但 Phares等人發(fā)現(xiàn)，對(duì)青少年而言，父親對(duì)男孩或女孩的教養(yǎng)投入差異并不大，只是在日常照顧方面，父親對(duì)男孩的投入要顯著高于女孩[18]。由此可見，兒童的年齡與性別對(duì)父親教養(yǎng)投入的影響可能存在交互作用。同時(shí)，兒童的手足數(shù)目對(duì)父親教養(yǎng)投入也有影響。對(duì)學(xué)齡前兒童的一項(xiàng)研究發(fā)現(xiàn)，兒童的兄弟姐妹越多，父親對(duì)其投入照顧的時(shí)間就越少[19]。受現(xiàn)代中國(guó)的“計(jì)劃生育”政策、“男女平等”觀念的影響，父親教養(yǎng)投入的內(nèi)容和程度在兒童的年齡、性別、手足數(shù)目上有何差異，是特別值得關(guān)注的研究焦點(diǎn)之一。

除兒童因素外，父親作為一個(gè)教養(yǎng)者，其自身的受教育程度、收入水平、工作時(shí)長(zhǎng)等也會(huì)影響其教養(yǎng)投入。研究發(fā)現(xiàn)，父親的受教育程度會(huì)影響其投入親子談話、閱讀或家庭作業(yè)，但不會(huì)影響其對(duì)休閑活動(dòng)或游戲的投入[20];父親的收入水平越高，其教養(yǎng)投入水平也越高[21—22];父親的工作時(shí)長(zhǎng)越短，其教養(yǎng)投入水平越高[23]，并且在控制了父親的工作時(shí)長(zhǎng)后，兒童氣質(zhì)對(duì)父親可及性投入和互動(dòng)性投入的預(yù)測(cè)作用都不再顯著[24]?？梢姡赣H的受教育程度、收入水平、工作時(shí)長(zhǎng)是影響父親投入的重要客觀因素。那么，對(duì)于現(xiàn)時(shí)代的中國(guó)父親而言，這些因素對(duì)其教養(yǎng)投入的影響如何，是值得研究的另一重要議題。

在現(xiàn)時(shí)代的中國(guó)社會(huì)，經(jīng)濟(jì)文化存在著較為明顯的省市差異，隨著近些年來城鎮(zhèn)化的推進(jìn)，城鄉(xiāng)差異逐漸縮小。生活在不同地域環(huán)境中的父親，他們教養(yǎng)投入的內(nèi)容和程度是否會(huì)存在差異?目前國(guó)內(nèi)已有的研究主要涉及城市地區(qū)的父親[16]，缺乏對(duì)不同經(jīng)濟(jì)文化發(fā)展水平的省市和城鄉(xiāng)類型的研究。因此，除父親因素和兒童因素外，深入探討經(jīng)濟(jì)差異和城鄉(xiāng)差別等宏觀環(huán)境變量對(duì)父親教養(yǎng)投入的影響，是具有中國(guó)時(shí)代特色的主題。

總之，本研究擬通過對(duì)不同地域的3—18歲兒童的父親的問卷調(diào)查，描述中國(guó)父親的教養(yǎng)投入現(xiàn)狀，分析地域特征、兒童和父親的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量等對(duì)父親教養(yǎng)投入的影響，以期初步勾勒出中國(guó)父親教養(yǎng)投入的特點(diǎn)。

二、研究方法

(一)研究對(duì)象

根據(jù)中國(guó)發(fā)展指數(shù)[25]對(duì)全國(guó)3—18歲兒童的父親進(jìn)行分層抽樣調(diào)查。中國(guó)發(fā)展指數(shù)將31個(gè)省級(jí)行政區(qū)劃分為四個(gè)類群，其中第一類省市包括北京和上海，第二類省市主要包括浙江、廣東等東部省市，第三類省市主要包括河北、山西、河南等中部省市，第四類省市主要包括寧夏、青海、甘肅等西部省市。在本研究中，我們將第一、二類省市合并為一類，稱為“較發(fā)達(dá)省市”，將第三類稱為“發(fā)展中省市”，將第四類稱為“后發(fā)展省市”。調(diào)查共回收有效問卷1 295份，樣本情況如表1所示。兒童的平均年齡為10.14±4.68歲，父親的平均年齡為38.76±5.65歲，父親平均每周的工作時(shí)長(zhǎng)為51.36±18.73小時(shí)。

表1 樣本人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量描述統(tǒng)計(jì)(N=1 295)

(二)研究工具

1.人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量

對(duì)父親和兒童的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息進(jìn)行測(cè)查，包括兒童年齡、性別，父親年齡、受教育程度、每周工作時(shí)長(zhǎng)、主觀收入水平，家中擁有孩子個(gè)數(shù)等信息。

2.父親教養(yǎng)投入問卷

采用伍新春等[4]編制的中國(guó)父親教養(yǎng)投入問卷。問卷包含互動(dòng)性(包含生活照顧、學(xué)業(yè)支持、情感交流、規(guī)則教導(dǎo)和休閑活動(dòng)五個(gè)子維度)、可及性(包含空間可及和心理可及兩個(gè)子維度)和責(zé)任性(包含榜樣示范、父職成長(zhǎng)、信息獲得、教養(yǎng)支持和發(fā)展規(guī)劃五個(gè)子維度)三個(gè)大維度及十二個(gè)子維度。問卷共56個(gè)項(xiàng)目，適用于3—18歲兒童和青少年的父親。采用5點(diǎn)計(jì)分，父親從5個(gè)等級(jí)中對(duì)其教養(yǎng)投入的頻率做出選擇，0—4分別表示“從不”“偶爾”“有時(shí)”“經(jīng)?！焙汀翱偸恰薄柧砀骶S度的內(nèi)部一致性系數(shù)均在0.8以上，一個(gè)月后的重測(cè)信度均在0.6以上。驗(yàn)證性因素分析表明，三維度模型擬合較好，χ2/df=2.49，RMSEA=0.085，NNFI=0.96，CFI=0.96。

(三)研究程序與數(shù)據(jù)處理

采用主試入戶施測(cè)和集體施測(cè)相結(jié)合的方式收集數(shù)據(jù)。主試入戶施測(cè)前，首先對(duì)其進(jìn)行培訓(xùn)，包括預(yù)先讓主試熟悉問卷，對(duì)問卷的內(nèi)容及答題方法進(jìn)行統(tǒng)一講解;統(tǒng)一指導(dǎo)語，嚴(yán)格按照規(guī)定的程序進(jìn)行;主試要監(jiān)督父親完成問卷，并在問卷作答完畢后檢查是否有漏填的情況。集體施測(cè)采用專家講座現(xiàn)場(chǎng)填答的方式。通過家庭教育講座邀請(qǐng)父親來孩子就讀的園校，在講座現(xiàn)場(chǎng)填答問卷。問卷由研究者統(tǒng)一回收，經(jīng)檢查合格后統(tǒng)一錄入處理。數(shù)據(jù)分析通過SPSS16.0完成。

三、研究結(jié)果

(一)父親教養(yǎng)投入的現(xiàn)狀

父親教養(yǎng)投入的各維度得分見表2。對(duì)互動(dòng)性、可及性和責(zé)任性三個(gè)維度分別作兩兩T檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，互動(dòng)性得分低于責(zé)任性(T(1294)=－19.81，P＜0.01)和可及性(T(1294)= －21.85，P＜0.01)，而責(zé)任性得分低于可及性(T(1294)= －7.11，P ＜0.01)。在互動(dòng)性維度下，得分最低的是休閑活動(dòng)，得分最高的是規(guī)則教導(dǎo);在可及性維度下，心理可及得分略高于空間可及;在責(zé)任性維度下，得分最低的是父職成長(zhǎng)，得分最高的是教養(yǎng)支持。

表2 父親教養(yǎng)投入的描述統(tǒng)計(jì)

(二)地域特點(diǎn)對(duì)父親教養(yǎng)投入的影響

以父親教養(yǎng)投入的三個(gè)維度作為因變量，做3(省市發(fā)展指數(shù))×3(城鄉(xiāng)類型)多元方差分析，描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表3。結(jié)果顯示，省市發(fā)展指數(shù)與城鄉(xiāng)類型的交互作用在責(zé)任性維度上顯著(F(4，1284)=2.390，P＜0.05)，在互動(dòng)性和可及性維度上不顯著;經(jīng)簡(jiǎn)單效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，城市和城鎮(zhèn)父親的責(zé)任性投入水平不受其所在省市發(fā)展指數(shù)的影響，農(nóng)村地區(qū)父親的責(zé)任性投入水平則會(huì)因其所在省市的發(fā)展指數(shù)而不同，較發(fā)達(dá)省市的農(nóng)村父親的責(zé)任性投入(M較發(fā)達(dá)省市=2.64)顯著高于發(fā)展中省市和后發(fā)展省市的農(nóng)村父親(M發(fā)展中省市=2.33，M后發(fā)展省市=2.34)。

表3 不同地域在父親教養(yǎng)投入三個(gè)維度上的描述統(tǒng)計(jì)

省市發(fā)展指數(shù)的主效應(yīng)在互動(dòng)性和責(zé)任性維度上顯著(F(2，1286)=6.67，P ＜ 0.01;F(2，1286)=3.57，P＜0.05)，在可及性維度上不顯著。經(jīng)事后檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，在互動(dòng)性維度上，發(fā)展中省市的父親得分顯著低于較發(fā)達(dá)與后發(fā)展省市的父親得分;在責(zé)任性維度上，較發(fā)達(dá)省市父親得分顯著高于發(fā)展中省市的父親得分。

城鄉(xiāng)類型的主效應(yīng)在互動(dòng)性、可及性和責(zé)任性維度 上 均 顯 著 (F(2，1286)=13.56，P ＜ 0.001;F(2，1286)=7.76，P ＜ 0.001;F(2，1286)=5.84，P ＜0.01)。經(jīng)事后檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，在互動(dòng)性和可及性維度上，城市、城鎮(zhèn)、農(nóng)村的父親教養(yǎng)投入得分依次降低;在責(zé)任性維度上，城市父親得分顯著高于城鎮(zhèn)和農(nóng)村父親。

(三)兒童人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量對(duì)父親教養(yǎng)投入的影響

以父親教養(yǎng)投入的三個(gè)維度為因變量，做3(年齡階段)×2(性別)×2(是否獨(dú)生子女)多元方差分析，描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表4。結(jié)果顯示，年齡階段、兒童性別和是否獨(dú)生子女的三重交互作用、年齡階段與兒童性別的交互作用、是否獨(dú)生子女與兒童性別的交互作用在父親教養(yǎng)投入的三個(gè)維度上均不顯著;而年齡階段和是否獨(dú)生子女的交互作用在可及性維度上顯著(F(2，1230)=3.86，P ＜0.05)。簡(jiǎn)單效應(yīng)檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，在中小學(xué)階段，父親對(duì)獨(dú)生子女的可及性投入水平均顯著高于非獨(dú)生子女(F(1，1239)=28.88，P ＜0.001;F(1，1239)=7.43，P ＜0.01)。

兒童性別的主效應(yīng)在父親教養(yǎng)投入的三個(gè)維度上均不顯著，兒童年齡階段的主效應(yīng)在互動(dòng)性維度上顯著(F(2，1230)=13.67，P ＜0.001)。對(duì)兒童年齡階段的主效應(yīng)進(jìn)行事后檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，幼兒和小學(xué)生父親的互動(dòng)性得分顯著高于中學(xué)生的父親。進(jìn)一步對(duì)十二個(gè)子維度進(jìn)行多元方差分析，結(jié)果如表5所示。在學(xué)業(yè)支持(F(2，1286)=8.69，P ＜0.001)、情感交流 (F(2，1286)=24.90，P ＜ 0.001)、休 閑 活 動(dòng)(F(2，1286)=47.87，P ＜0.001)、信息獲得(F(2，1286)=15.51，P ＜ 0.001)和發(fā)展規(guī)劃(F(2，1286)=5.65，P＜0.01)五個(gè)子維度上，年齡階段的主效應(yīng)顯著。

表4 兒童年齡階段、性別、是否獨(dú)生子女在父.親教養(yǎng)投入三個(gè)維度上的描述統(tǒng)計(jì)

表5 不同年齡階段在父親教養(yǎng)投入上的方差分析

是否獨(dú)生子女的主效應(yīng)在互動(dòng)性、可及性和責(zé)任性三個(gè)維度上均達(dá)顯著水平(F(1，1230)=25.47，P ＜ 0.001;F(1，1230)=22.10，P ＜ 0.001;F(1，1230)=13.39，P＜0.001)。以是否獨(dú)生子女為自變量，對(duì)十二個(gè)子維度進(jìn)行獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)，結(jié)果如表6所示。在互動(dòng)性維度下的學(xué)業(yè)支持、情感交流、休閑活動(dòng)，可及性維度下的空間可及、心理可及，責(zé)任性維度下的榜樣示范、父職成長(zhǎng)、信息獲得和發(fā)展規(guī)劃等子維度上，獨(dú)生子女父親的教養(yǎng)投入水平都顯著高于非獨(dú)生子女父親。

(四)父親人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量對(duì)其教養(yǎng)投入的影響

以地域變量、兒童人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量為控制變量，父親人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量為自變量，父親教養(yǎng)投入的三個(gè)維度分別為因變量，進(jìn)行分層回歸分析。地域變量(省市發(fā)展指數(shù)、城鄉(xiāng)類型)、兒童變量(年齡階段、是否獨(dú)生子女)第一層進(jìn)入，父親變量(受教育程度、收入水平、每周工作時(shí)長(zhǎng))第二層進(jìn)入。結(jié)果如表7所示，在父親教養(yǎng)投入的互動(dòng)性、可及性和責(zé)任性三維度上，回歸方程均達(dá)顯著水平(F(3，1157)=12.52，P ＜ 0.001;F(3，1157)=6.78，P ＜0.001;F(3，1157)=8.64，P ＜0.001)，解釋量分別增加了2%、1%和2%。

表6 是否獨(dú)生子女在父親教養(yǎng)投入上的T檢驗(yàn)

在控制了地域變量和兒童變量后，父親的受教育程度越高，其在互動(dòng)性、可及性和責(zé)任性三個(gè)維度上的投入水平均越高;父親的主觀收入水平越高，其可及性投入水平越低;父親的每周工作時(shí)長(zhǎng)越長(zhǎng)，其互動(dòng)性投入水平越低。

表7 地域變量、兒童和父親的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量對(duì)父親教養(yǎng)投入的回歸分析

四、結(jié)果討論

(一)父親教養(yǎng)投入的特點(diǎn)

在父親教養(yǎng)投入的三個(gè)維度中，互動(dòng)性得分最低，責(zé)任性得分居中，可及性得分最高。分析這三個(gè)維度的內(nèi)涵與屬性，不難看出，這三種教養(yǎng)投入在形式上存在“易行性”的差異?；?dòng)性投入要求父親和孩子在同一場(chǎng)景下直接接觸，這對(duì)父親的時(shí)間和精力甚至是投入意識(shí)都有較高的要求;責(zé)任性主要涉及父親的心理投入以及與其他撫養(yǎng)者間的協(xié)同教養(yǎng);而可及性不受空間的限制，即使在孩子身邊也不必與孩子發(fā)生直接互動(dòng)，不在孩子身邊時(shí)可利用各種媒介實(shí)現(xiàn)親子間信息通達(dá)和間接接觸。因此，互動(dòng)性的“易行性”相對(duì)較低，它要求父親身心與孩子同在，故父親投入水平最低;而可及性的“易行性”最高，父親投入的程度也最高。

在互動(dòng)性的子維度中，休閑活動(dòng)的投入水平最低，且低于中數(shù)水平;規(guī)則教導(dǎo)的得分最高。這一結(jié)果反映了傳統(tǒng)父親角色的內(nèi)涵。隨著社會(huì)的變遷，父親角色從“面包提供者”到“性別角色的榜樣”“道德導(dǎo)師”，再到“協(xié)同教養(yǎng)者”，一步步向家庭、向孩子靠近[1]。從本研究的結(jié)果來看，父親的“道德導(dǎo)師”角色在與兒童的互動(dòng)過程中仍占主導(dǎo)地位，延續(xù)了古代家庭中父親作為“家訓(xùn)”或“家法”的確立者和實(shí)施者所映射出的“規(guī)則教導(dǎo)”意味。另一方面，父親在休閑活動(dòng)上的投入水平最低，也就是說，父親與孩子一同鍛煉、陪伴孩子外出游玩、參觀校外教育場(chǎng)所等活動(dòng)的時(shí)間并不多。這與活動(dòng)的性質(zhì)有一定關(guān)系，這些活動(dòng)需要花費(fèi)父親一定的時(shí)間，并且活動(dòng)場(chǎng)所在家庭之外，通常需要利用節(jié)假日時(shí)間實(shí)現(xiàn)。相比于規(guī)則教導(dǎo)、學(xué)業(yè)支持、情感交流等內(nèi)容，休閑活動(dòng)的實(shí)現(xiàn)難度更大，投入頻率也就更低。因此，休閑活動(dòng)并不是父親教養(yǎng)投入的主要內(nèi)容。

在責(zé)任性的子維度中，教養(yǎng)支持的得分最高，其次是榜樣示范，父職成長(zhǎng)的得分最低，且低于中數(shù)水平。盡管父親角色隨著社會(huì)變遷發(fā)生著變化，但家庭中兒童教養(yǎng)的具體事務(wù)主要還是由母親承擔(dān)[26]，父親則多是退居二線的協(xié)助者和支持者，很多具體事務(wù)并不是父親親力親為，“教養(yǎng)支持”相比于其他需要親力親為的事務(wù)來說更容易實(shí)現(xiàn)。父親的榜樣示范早在古書《三字經(jīng)》里就有所涉及，書中提到“養(yǎng)不教，父之過”，說明對(duì)子女的“教育”是傳統(tǒng)父親的職責(zé)，而“榜樣示范”則是父親“道德導(dǎo)師”角色的重要體現(xiàn)。“父職成長(zhǎng)”是指父親通過各種途徑，積累教養(yǎng)知識(shí)和技能。父親在這一子維度的投入相對(duì)較少，這可能與父親在家中的輔助角色有關(guān)。在面對(duì)教養(yǎng)兒童的具體事務(wù)時(shí)，有母親或其他主要撫養(yǎng)者主導(dǎo)，使得父親承擔(dān)的教養(yǎng)責(zé)任較少、對(duì)于自己有待成長(zhǎng)的地方認(rèn)識(shí)不足、渴望獲得父職成長(zhǎng)的動(dòng)機(jī)不強(qiáng)。

總體而言，除了休閑活動(dòng)和父職成長(zhǎng)外，父親在互動(dòng)性、可及性、責(zé)任性上的投入頻率均高于中數(shù)水平;而由于三個(gè)教養(yǎng)維度的“易行性”差異，使得父親的可及性投入水平最高，互動(dòng)性投入水平最低。

(二)父親教養(yǎng)投入的地域差異

本研究將父親與孩子的生活所在地分為九個(gè)不同的地域(省市發(fā)展指數(shù) ×城鄉(xiāng)類型)進(jìn)行考察。在互動(dòng)性、可及性和責(zé)任性三個(gè)維度上，城鄉(xiāng)類型對(duì)父親教養(yǎng)投入均有顯著影響，生活在城市的父親教養(yǎng)投入水平最高，然后依次是生活在城鎮(zhèn)和農(nóng)村的父親。本研究是依據(jù)生活所在地而非戶籍所在地進(jìn)行地域區(qū)分，城市相比于城鎮(zhèn)和農(nóng)村而言，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平更高、文化資源更豐富、交通和通訊配備更完善，生活在城市的父親和孩子擁有更多的資源和媒介進(jìn)行互動(dòng)。此外，城市的家庭教育氛圍更濃，對(duì)于子女的教育普遍重視程度較高，父母對(duì)子女的期望也更高，對(duì)子女成長(zhǎng)的發(fā)展規(guī)劃更為重視。

有趣的是，省市發(fā)展指數(shù)對(duì)父親教養(yǎng)投入的影響，并非省市發(fā)展水平越高其投入水平越高。本研究發(fā)現(xiàn)，發(fā)展中省市父親的教養(yǎng)投入整體水平最低，其互動(dòng)性投入顯著低于較發(fā)達(dá)與后發(fā)展省市的父親、責(zé)任性投入顯著低于較發(fā)達(dá)省市的父親。生活于發(fā)展中省市的父親，一方面與較發(fā)達(dá)省市的父親相比，親子互動(dòng)的社會(huì)文化氛圍相對(duì)較弱，其自身成長(zhǎng)的資源和教養(yǎng)信息也相對(duì)匱乏;另一方面與后發(fā)展省市的父親相比，其生活和生存壓力較大，與孩子直接接觸的時(shí)間和精力不足。這可能是導(dǎo)致發(fā)展中省市的父親教養(yǎng)投入水平不及其他省市父親的原因。

(三)兒童特征對(duì)父親教養(yǎng)投入的影響

本研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)于幼兒和小學(xué)生而言，他們的父親在互動(dòng)性上的投入水平顯著高于中學(xué)生的父親。在互動(dòng)性的子維度中，小學(xué)生的父親在學(xué)業(yè)支持上的投入水平高于其他年齡階段的兒童。在小學(xué)階段，學(xué)習(xí)開始成為兒童生活中的主要任務(wù)。中國(guó)的教育升學(xué)制度以及現(xiàn)時(shí)代越發(fā)激烈的競(jìng)爭(zhēng)，使得父母對(duì)兒童學(xué)業(yè)成就的要求提高。當(dāng)孩子進(jìn)入初中和高中，所學(xué)的知識(shí)難度增大，父親能夠輔導(dǎo)的程度也逐漸下降;同時(shí)，中學(xué)階段兒童的自律性和自覺性相比于小學(xué)階段已經(jīng)比較成熟，對(duì)于學(xué)業(yè)的督促與協(xié)助需求也在下降。因此，父親對(duì)7—12歲小學(xué)生的學(xué)業(yè)支持投入最多。相對(duì)于“學(xué)業(yè)支持”所反映的認(rèn)知層面的投入，反映父親和兒童情緒情感聯(lián)結(jié)的“情感交流”和“休閑活動(dòng)”，其投入水平隨著兒童年齡的增長(zhǎng)呈現(xiàn)逐漸下降的趨勢(shì)。這可能是因?yàn)椋赣H在社會(huì)文化中的形象通常是不善于表達(dá)情感的[1]，且目前中國(guó)尚處于社會(huì)轉(zhuǎn)型階段，休閑觀念還未有效建立;同時(shí)，隨著兒童年齡的增長(zhǎng)，心智逐漸成熟，他們開始有更多的渠道向外尋求認(rèn)可與支持，父子可溝通交流的空間與時(shí)間也逐漸減少。

在責(zé)任性的子維度中，父親對(duì)13—18歲的中學(xué)生在信息獲得上的投入水平最低，如了解孩子經(jīng)常去的地方、經(jīng)常跟誰在一起、經(jīng)常參與的活動(dòng)等，這與孩子的心理發(fā)展特點(diǎn)不無關(guān)系。13—18歲正處于青春期，他們傾向于向外尋求同伴的認(rèn)同，并且開始建立屬于自己的獨(dú)立空間，因此開放給父親的溝通和了解渠道減少。在發(fā)展規(guī)劃上，幼兒父親的投入水平最低，如協(xié)助孩子發(fā)展特長(zhǎng)、選擇課外輔導(dǎo)班、確定未來發(fā)展方向等，這與每個(gè)年齡階段兒童所面臨的發(fā)展任務(wù)有關(guān)。相比于3—6歲的幼兒，7—18歲的中小學(xué)生的學(xué)業(yè)壓力更大，他們面臨更多的競(jìng)爭(zhēng)，因此父親會(huì)通過多種方式幫助孩子提升“競(jìng)爭(zhēng)力”，更關(guān)注其發(fā)展規(guī)劃。

本研究還發(fā)現(xiàn)父親對(duì)男孩和女孩的教養(yǎng)投入水平?jīng)]有差異。這與國(guó)外研究發(fā)現(xiàn)的“父親更多地投入對(duì)男孩的教養(yǎng)”[27]的研究結(jié)果不一致，但與國(guó)內(nèi)研究發(fā)現(xiàn)的“父親教養(yǎng)投入并無性別差異”[16]的研究結(jié)果一致。究其原因，有兩種可能的解釋。第一，就中國(guó)特殊的國(guó)情來看，這可能與20世紀(jì)80年代初期開始實(shí)行的“計(jì)劃生育”政策有關(guān)?！耙粚?duì)夫婦只擁有一個(gè)孩子”使得父母的愛和資源不需要分配，很自然地全部落到獨(dú)生子女身上。國(guó)外研究的發(fā)現(xiàn)可間接支持這一觀點(diǎn)，當(dāng)父親只擁有一個(gè)孩子時(shí)，他們的投入水平更高[20]。即對(duì)于獨(dú)生子女的父親而言，孩子的性別不構(gòu)成影響其教養(yǎng)投入的因素。第二，父親持有“男女平等”的觀念，因而父親對(duì)子女的付出并不會(huì)因?yàn)樽优男詣e而有所差異。對(duì)于第一種解釋，我們的研究發(fā)現(xiàn)，獨(dú)生子女與性別的交互作用對(duì)父親教養(yǎng)投入的影響并不顯著，也就是說，不論孩子是不是獨(dú)生子女，其性別都不會(huì)影響父親教養(yǎng)投入。因此，父親由于獨(dú)生子女的原因，而在教養(yǎng)投入中無性別差異的解釋在本研究中不成立。對(duì)于第二種解釋，還有待今后的研究繼續(xù)探討父親的性別平等態(tài)度與父親教養(yǎng)投入之間的關(guān)系。

在現(xiàn)時(shí)代的中國(guó)，由父母和一個(gè)孩子組成的標(biāo)準(zhǔn)核心家庭是最主要的家庭結(jié)構(gòu)，本研究發(fā)現(xiàn)獨(dú)生子女與多子女家庭的父親教養(yǎng)投入水平不同。除了生活照顧、規(guī)則教導(dǎo)和教養(yǎng)支持三個(gè)子維度之外，在父親教養(yǎng)投入的其他九個(gè)子維度中，獨(dú)生子女家庭的父親投入水平均顯著高于多子女家庭?？梢姡抑袚碛械暮⒆訑?shù)量會(huì)影響父親對(duì)其教養(yǎng)投入時(shí)間和精力的分配。在獨(dú)生子女家庭中，父親不需要分配時(shí)間與精力，孩子可以得到父親全身心的付出。除此之外，兒童的年齡與是否獨(dú)生子女在父親可及性投入上的交互作用表明，對(duì)于3—6歲的幼兒來說，獨(dú)生子女家庭和多子女家庭中父親的可及性投入相同;而對(duì)于7—18歲的中小學(xué)生來說，父親對(duì)獨(dú)生子女的可及性投入水平高于非獨(dú)生子女。這可能是因?yàn)?，?duì)于年幼的兒童來說，他們的身心發(fā)展還不成熟，對(duì)成人的依賴性更高，因此無論家中有多少孩子，父親都要對(duì)這個(gè)年幼孩子維持穩(wěn)定的關(guān)注與回應(yīng);而對(duì)于年長(zhǎng)的兒童來說，他們擁有較強(qiáng)的思維和行動(dòng)能力，在多子女家庭中，父親的關(guān)注與回應(yīng)需要適當(dāng)?shù)胤峙浣o每個(gè)孩子，因而每個(gè)孩子得到的關(guān)注就會(huì)少一些。

(四)父親特點(diǎn)對(duì)其教養(yǎng)投入的影響

父親的受教育程度能夠正向預(yù)測(cè)互動(dòng)性、可及性和責(zé)任性，這與Marsiglio[20]的研究結(jié)果相似。對(duì)于父親來說，受教育程度是其自身具備的客觀條件。一方面，受教育程度會(huì)影響父親能夠提供給孩子的活動(dòng)資源。在需要為孩子提供知識(shí)、學(xué)業(yè)支持等方面的活動(dòng)中，受教育程度越高的父親投入越多;而在游戲與休閑活動(dòng)方面，對(duì)于父親的文化知識(shí)儲(chǔ)備要求相對(duì)較低，父親投入水平的差異也較小。另一方面，父親的受教育程度還可能會(huì)影響父親所持有的教育觀念和關(guān)于男女性別角色的態(tài)度。父親的受教育程度越高，他們所持有的性別角色態(tài)度相對(duì)更先進(jìn)[28]，更能超越傳統(tǒng)的“男主外，女主內(nèi)”的分工方式，從而可能對(duì)兒童教養(yǎng)投入更多的時(shí)間與精力[29]。

在本研究中，收入情況采用的是父親對(duì)其收入水平的主觀評(píng)定，是父親對(duì)其收入情況的主觀判斷。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，主觀收入水平越高，父親的可及性投入越低。主觀收入水平高的父親，有可能將父親角色定位于家庭的經(jīng)濟(jì)支柱，他們可能仍然在扮演“冷漠的經(jīng)濟(jì)提供者”的角色。即使與孩子在同一空間中，也對(duì)孩子的需求缺乏感知與回應(yīng);與孩子在不同的空間時(shí)，對(duì)孩子的關(guān)注度就更低了。

父親的每周工作時(shí)長(zhǎng)越長(zhǎng)，其互動(dòng)性投入的水平越低，這與國(guó)外的研究結(jié)果相一致[22]，也正說明了互動(dòng)性投入的“苛刻要求”。互動(dòng)性是父親與孩子直接進(jìn)行互動(dòng)，而最直接的影響因素就是父親工作之外的業(yè)余時(shí)間。如果父親沒有時(shí)間和孩子相處，其與孩子的直接互動(dòng)必然受到影響。

總之，在控制了地域特征和兒童特征后，父親自身的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量仍然可以顯著預(yù)測(cè)其教養(yǎng)投入，可見父親特征對(duì)其教養(yǎng)投入的獨(dú)特貢獻(xiàn)，但其解釋量仍有限。今后的研究可以在父親人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量的基礎(chǔ)上，探討父親的人格、教養(yǎng)態(tài)度等父親個(gè)體變量對(duì)其教養(yǎng)投入的影響。

五、基本結(jié)論

本研究得到以下主要結(jié)論:(1)父親教養(yǎng)投入的水平在可及性、責(zé)任性和互動(dòng)性三個(gè)維度上依次降低;(2)父親教養(yǎng)投入受到地域特征的影響，發(fā)展中省市父親的教養(yǎng)投入水平低于較發(fā)達(dá)省市和后發(fā)展省市的父親，城市父親教養(yǎng)投入水平高于城鎮(zhèn)和農(nóng)村父親;(3)父親的互動(dòng)性投入水平隨著兒童年齡增長(zhǎng)而下降，可及性和責(zé)任性的投入水平不受兒童年齡影響，父親教養(yǎng)投入不因兒童性別而有所差異，父親對(duì)獨(dú)生子女的教養(yǎng)投入水平高于非獨(dú)生子女;(4)在控制了地域特征和兒童特征后，父親的受教育程度正向預(yù)測(cè)其教養(yǎng)投入的整體水平，父親的主觀收入水平負(fù)向預(yù)測(cè)其可及性投入，父親的每周工作時(shí)長(zhǎng)負(fù)向預(yù)測(cè)其互動(dòng)性投入。

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