青少年感知的父母教养投入特点及其相关影响因素

2022-08-09伍新春邹盛奇

华南师范大学学报（社会科学版） 2022年4期

侯芬，伍新春，邹盛奇

(1.北京师范大学人文和社会科学高等研究院，珠海 519087； 2.北京师范大学心理学部，北京 100875；3.北京师范大学文理学院，珠海 519087；4.湖南师范大学教育科学学院，长沙 410006)

一、问题提出

在理论和实践领域，母亲在孩子成长中扮演的角色一直广受关注，而父亲教养职能则长期被忽视[1]。但是，大量研究表明，“父亲缺席”会对儿童发展造成严重的不良后果[2]；同时，受妇女解放运动、工业化进程的影响，父亲家庭角色的重要性逐渐凸显[1]，父亲教养的研究也逐渐受到研究者的重视。1975年，Lamb等人发表了《父亲：儿童发展中被遗忘的贡献者》一文[3]，率先提出了父亲教养投入(paternal involvement)的概念。这一概念根据父亲与儿童直接互动的程度，将父亲教养投入分为互动性(engagement)、可及性(accessibility)和责任性(responsibility)三个维度[2]。尽管自教养投入的概念提出以来，主要用于父亲教养行为的研究，但研究者普遍认为，这一概念也同样适用于母亲，父亲与母亲教养投入具有相同的结构[4]。其中，互动性是父母与儿童的直接互动，包括照顾、玩耍或休闲等直接互动形式；可及性是当儿童需要时，父母能够注意并做出回应；责任性是指父母为了儿童的发展而做的准备、积累、规划、资源支持等活动[5]。互动性属于直接参与，而可及性和责任性都属于间接参与。

在互动性、可及性和责任性三个维度中，互动性因其易测量性以及与儿童发展结果密切相关而成为研究焦点[6]。考虑到已有研究多采用互动性来测查教养投入行为[7]，本研究所指的教养投入即互动性教养投入。国内学者伍新春等人根据中国文化和时代特点，将父母教养投入界定为父母在教养儿童的过程中，为了促进儿童的发展，在认知、情感和行为等活动内容上与儿童直接互动的程度，其活动类型可分为生活照顾、学业支持、情感休闲和规则教导四个方面的内容[8]。

部分实证研究从与儿童青少年直接互动总时长(不考虑互动的具体内容)的视角切入，比较了父母教养投入水平的差异[9-11]，并得出了比较一致的结论，即母亲教养投入的总时长显著高于父亲。少量研究比较了父母在具体互动内容上的投入水平。例如， Schoppe-Sullivan等的研究表明，学龄前儿童的母亲报告在道德管教、生活照顾方面的投入水平显著高于父亲，在身体游戏上的投入水平显著低于父亲[11]。Hossain等的研究表明，母亲报告对2—3年级儿童的学业活动的投入水平显著高于父亲[12]。Phares等的研究揭示，母亲在青少年管教(dicipline)、生活照顾(daily care)、休闲娱乐(reactional/fun activities)等方面的投入水平显著高于父亲[10]。国内研究虽然探讨了父亲在不同内容上的教养投入模式，发现父亲的规则教导投入水平最高，休闲活动的投入水平最低[5]，但缺少对母亲教养投入模式的探究以及父母之间的比较。总体而言，国内外有关父亲与母亲在不同内容上的教养投入模式的研究主要集中于婴幼儿期、儿童早期和中期，且主要以父母自我报告为主[6]。

研究发现，随着个体从儿童期向青少年期转换，其自主性不断增强，更容易出现适应不良，也对父母的教养投入提出了新要求。父母如果仍然沿用童年期的教养行为，可能造成亲子冲突加剧、青少年问题行为增多等一系列问题[8]。然而，目前针对青少年家庭的父母在不同内容上的教养投入模式及其父母间差异的比较研究，尚未得到足够重视。

此外，父母对于自身教养投入的报告可能会有自我美化的倾向，采用儿童及青少年评价其感知到的父母教养投入这一方式，可能更接近实际情况[13]，也可以有针对性地反映父母在教养方面的问题，为临床评估提供更有价值的信息，还可以避免父母在评价自身教养行为时的社会赞许性对数据的影响[8]。

2022年1月1日开始实施的《中华人民共和国家庭教育促进法》[14]明确指出：“未成年人的父母在实施家庭教育时，要亲自养育，合理加强亲子陪伴；要共同参与，发挥父母双方的作用；要相机而教，寓教于日常生活中。”教养投入作为一种父母与孩子直接互动的教养行为，其本质就是一种亲自养育和直接的亲子陪伴，互动性教养投入的四种活动类型也基本涵盖了日常生活的主要领域。因此，从青少年感知的视角细致考察父亲与母亲在不同活动内容上的教养投入水平，比较父母在教养投入模式上的异同，对于补充国内青少年家庭的父母教养投入的实证研究、增进对父母亲自陪伴的现状和影响因素的深刻理解、引导青少年家庭的父母科学合理地加强不同领域的亲子陪伴、促进父母双方在日常生活中更好地发挥家庭教育对青少年积极成长的作用，具有重要的现实意义。

父母教养行为的影响因素模型认为[15-16]，儿童特征及家庭特征等人口统计学变量是父母教养投入的重要影响因素。Lamb指出，虽然父亲与母亲的教养投入在结构上相同，但是二者在投入水平上存在差异，且这种差异是时间的函数，会随着个体年龄的增长而变化[17]。国内外的实证研究一致表明，父母的互动性教养投入水平会随着儿童青少年年龄的增长而下降[10-12]。有关儿童青少年的性别对父母教养投入影响的研究比较零散，会因不同教养内容而存在不一致的结论。例如，Hossain等的研究表明，父母的生活照顾和学业支持在儿童性别上不存在显著差异[12]。Yap等的研究发现，母亲在休闲陪伴上对青春期女孩的投入高于男孩[18]。伍新春和许岩等针对中国父亲的调查表明，父亲的教养投入不因儿童青少年性别不同而有所差异[5,19]。以往研究表明，父亲教养投入会受到家庭子女数目的影响。对学龄前儿童的一项研究发现，儿童的兄弟姐妹越多，父亲对其投入照顾的时间就越少[20]，而父亲对独生子女的教养投入水平高于非独生子女[5]。为此，对于这些变量的影响，需进一步考察。

此外，已有相关研究表明，家庭社会经济地位与父亲教养投入呈显著正相关[5]，然而这些研究主要侧重受教育程度、收入、工作时间、职业特征等客观指标的考察。Goodman认为，主观社会经济地位(subjective social status, SSS)更能准确抓住社会地位中敏感的方面，其提供的评定信息远远超过客观指标[21]。因此，有必要从主观社会经济地位的视角进一步考察其对父母教养投入的影响。

考虑到完整双亲家庭作为一种主流的家庭类型，可以更好地考察父亲与母亲教养投入行为本身的特点及其对儿童青少年发展产生的影响，且青少年评估其父母的教养投入可能更接近实际情况，本研究拟从青少年感知的视角来比较同一家庭内部父亲与母亲教养投入的异同，以及父母教养投入在青少年的个体特征(年龄、性别、是否独生子女)和家庭特征(主观家庭社会经济地位)上的差异。根据以上文献分析，本研究提出以下研究假设：母亲在总体水平及生活照顾、学业支持、规则教导三个维度上的投入水平显著高于父亲，父亲在情感休闲维度上的投入水平显著高于母亲；父亲与母亲教养投入水平会随着青少年年龄的增长而逐渐下降；父亲与母亲对不同性别青少年的教养投入存在显著差异，父亲对男孩的投入显著高于女孩，母亲对女孩的投入显著高于男孩；父亲与母亲对独生子女的教养投入显著高于非独生子女；主观家庭社会经济地位会显著正向预测父亲与母亲教养投入水平。

二、研究方法

(一)研究对象

通过方便取样的方式，在北京、广东、湖南、湖北、辽宁、山东、河南7个省市的19所中小学进行调查，选取小学五年级、初中二年级、高中二年级施测,分别代表青少年的早期、中期和晚期，共回收有效问卷2 370份。其中，青少年的平均年龄为13.88±2.34岁，父亲的平均年龄为42.84±4.09岁，母亲的平均年龄为40.97±3.85；主观家庭社会经济地位(1—10计分)的均值为6.61±1.86。其他的样本人口统计学变量信息，如表1所示。

表1 样本人口统计学变量描述统计

(二)研究工具

1.青少年评价父母教养投入问卷

选取伍新春等修订的青少年评价父母教养投入行为问卷[8]。该问卷分为父亲版与母亲版两个版本，分别测评父亲或母亲的教养投入行为，问卷包括情感休闲、规则教导、学业支持与生活照顾4个维度，共22个项目。问卷样题如：“爸爸/妈妈用语言向我表达感情，爸爸/妈妈纠正我的错误行为，爸爸/妈妈教给我学习方法，爸爸/妈妈照顾我的生活起居。”采用李克特五点计分，0表示“从不”，4表示“总是”，得分越高，代表青少年评价的父亲或母亲教养投入水平越高。青少年评价的父亲教养投入4因素模型拟合良好，χ2(203)=10.49，TLI=0.92，CFI=0.93，RMSEA=0.06；各维度的α系数在0.74—0.90之间，总量表的α系数为0.94。青少年评价的母亲教养投入4因素模型拟合良好，χ2(203)=15.02，TLI=0.90，CFI=0.91，RMSEA=0.08；各维度的α系数在0.71—0.91之间，总量表的α系数为0.94。

2.家庭主观社会经济地位量表

选取Goodman编制的MacArthur主观社会经济地位(subjective social status，SSS)量表(青少年版)中的家庭地位分量表。这是一个建立在代表10个社会等级阶梯上的自我定位量表，个人根据整体社会环境来评估自己的家庭在社区环境中的位置[22]。该条目按1—10计分，其中1表示主观地位最低，10表示主观地位最高；1—5分为低分，6—10分为高分。

(三)研究程序与数据处理

采用整班取样的方法，通过团体施测的方式统一发放问卷，完成后当场回收。问卷回收后，对所有样本进行筛查，排除单亲、离异家庭等特殊家庭结构，最终保留样本为双亲家庭。采用SPSS17.0对数据进行描述性统计、t检验、重复测量方差分析及回归分析。

三、研究结果

(一)父亲与母亲教养投入的比较

父亲与母亲教养投入的总均分及在四个维度上的描述性统计，如表2所示。

表2 父母教养投入的描述性统计

如前所述，青少年评价的父母教养投入问卷为5点评分，0—4分别表示“从不、偶尔、有时、经常、总是”5个等级，中数为2。采用单样本t检验，结果表明父亲教养投入的总均分、生活照顾和规则教导均显著高于中数,t(2 369) =4.48,t(2 369)=6.88,t(2 369)=50.03,ps<0.001;父亲的情感休闲显著低于中数，t(2 369)=-7.65,p<0.001；母亲教养投入的总均分、生活照顾、学业支持、情感休闲、规则教导均显著高于中数，t(2 369)=30.28,t(2 369)=51.23,t(2 369)=13.81,t(2 369)=14.25,t(2 369)=66.92,ps<0.001。这说明，青少年感知到的父亲和母亲教养投入的总体水平高于“有时”，但还达不到“经常”这一等级；父亲的生活照顾和规则教导的频率介于“有时”和“经常”之间，父亲的情感休闲处于“偶尔为之”的水平；母亲的生活照顾、学业支持和情感休闲的频率介于“有时”和“经常”之间，母亲的规则教导则处于“经常”的水平。

以父母(父、母)和教养投入5个方面的内容(总均分、生活照顾、学业支持、情感休闲、规则教导)为被试内变量，进行父母(2)×教养投入内容(5)两因素重复测量方差分析。结果发现，父母主效应显著，F(1，2 369)=803.20，p<0.001，η2=0.253，说明父亲与母亲之间确实存在显著差异。教养投入内容主效应显著，F(4，9 476)=2 069.56，p<0.001，η2=0.466，说明教养投入水平在总体、生活照顾、学业支持、情感休闲和规则教导之间也确实存在显著差异。更重要的是，父母与教养投入水平之间的交互作用显著，F(4，9 476)=189.77，p<0.001。

进一步进行简单效应检验，首先将教养投入水平固定，考察父母的性别效应，结果如图1所示，母亲在总均分、生活照顾、学业支持、情感休闲、规则教导上的教养投入水平都显著高于父亲。其次，将父母性别固定，考察教养投入在不同维度上的高低效应，结果如图1所示。不同维度在父亲教养投入上的成对比较分析发现，规则教导、生活照顾、学业支持和情感休闲得分依次降低；不同维度在母亲教养投入上的成对比较分析发现，规则教导、生活照顾、学业支持得分依次降低，情感休闲得分约等于学业支持。父亲和母亲在4个维度上投入的高低模式基本相同：规则教导投入水平最高，生活照顾和学业支持其次，情感休闲投入水平最低。

图1 父亲与母亲在教养投入水平上的比较

(二)父亲与母亲教养投入在青少年特征上的差异

青少年特征(年龄、性别、是否独生子女)在父亲与母亲教养投入上的描述性统计，如表3所示。

表3 青少年特征在父母教养投入上的描述性统计

1.父亲与母亲教养投入在青少年年龄阶段上的差异

比较父亲和母亲教养投入在青少年不同年龄阶段上的差异，以青少年年龄阶段(青少年早期、青少年中期、青少年晚期)为被试间变量，父母(父、母)和教养投入维度(生活照顾、学业支持、情感休闲、规则教导)为被试内变量，进行3(青少年年龄阶段)×2(父母)×4(教养投入维度)的重复测量方差分析。被试间效应检验结果表明：青少年年龄阶段的主效应显著，F(2, 2 367)=219.28，p<0.001，η2=0.16。被试内效应检验结果表明：父母与青少年年龄阶段的交互作用不显著，F<1;教养投入维度与父母的交互作用显著，F(3，7 101)=189.54,p<0.001，η2=0.07；青少年年龄阶段与教养投入维度的交互作用显著，F(6，7 101)=46.88,p<0.001，η2=0.04；青少年年龄阶段、父母及教养投入维度三个因素之间的交互作用显著，F(6，7 101)=2.30,p<0.001，η2=0.002。

进一步进行简单简单效应检验，固定父母和教养投入维度，检验青少年在不同年龄阶段其父母教养投入的高低效应。结果如图2和图3所示：父亲在青少年晚期的各项教养投入低于青少年中期，在青少年中期的各项教养投入低于青少年早期，其教养投入模式呈现出随着青少年年龄的增长而逐渐下降的趋势；母亲教养投入的青少年年龄发展趋势与父亲教养投入相同，ps<0.001。

图2 父亲教养投入在青少年年龄阶段上的差异

图3 母亲教养投入在青少年年龄阶段上的差异

2.父亲与母亲教养投入在青少年性别上的差异

比较父亲和母亲教养投入在青少年不同性别上的差异，以青少年性别(男、女)为被试间变量，父母(父、母)和教养投入维度(生活照顾、学业支持、情感休闲、规则教导)为被试内变量，进行2(青少年性别)×2(父母)×4(教养投入维度)的重复测量方差分析。被试间效应检验结果表明：青少年性别的主效应显著，F(1, 2 351)=4.17，p=0.04,η2=0.002。被试内效应检验结果表明:父母与青少年性别的交互作用显著，F(1,2 351)=83.23,p<0.001，η2=0.03；教养投入维度与青少年性别的交互作用显著，F(3, 7 053)=20.64,p<0.001，η2=0.01；父母与教养投入维度的交互作用显著，F(3，7 053)=187.91，p<0.001，η2=0.07；青少年性别、父母及教养投入维度三个因素之间的交互作用显著，F(3，7 053)=4.68,p=0.04，η2=0.002。

进一步进行简单简单效应检验，固定父母和教养投入维度，检验不同性别的青少年其父母教养投入的高低效应。结果如图4和图5所示：父亲对男孩的规则教导和学业支持显著多于女孩，p<0.001,p=0.018；母亲对女孩的生活照顾、情感休闲和规则教导显著多于男孩，ps<0.001。

图4 父亲教养投入在青少年性别上的差异

图5 母亲教养投入在青少年性别上的差异

3.父亲与母亲教养投入在青少年是否独生子女上的差异

比较父亲和母亲教养投入在青少年是否独生子女上的差异，以是否独生子女(独生、非独生)为被试间变量，父母(父、母)和教养投入维度(生活照顾、学业支持、情感休闲、规则教导)为被试内变量，进行2(是否独生子女)×2(父母)×4(教养投入维度)的重复测量方差分析。被试间效应检验结果表明：是否独生子女的主效应显著，F(1, 2 345)=165.60，p<0.001,η2=0.07。被试内效应检验结果表明：父母与是否独生子女的交互作用显著，F(1,2 345)=4.16,p=0.04，η2=0.002；教养投入维度与是否独生子女的交互作用显著，F(3, 7 035)=52.76,p<0.001，η2=0.02；父母与教养投入维度的交互作用显著，F(3，7 035)=168.62，p<0.001，η2=0.07；是否独生子女、父母及教养投入维度三个因素之间的交互作用在0.10水平上显著，F(3，7 035)=2.10,p=0.10，η2=0.001。

进一步进行简单简单效应检验，固定父母和教养投入维度，检验父母教养投入在是否独生子女上的高低效应。如图6和图7所示：父亲和母亲均对独生子女的各项教养投入水平均显著高于非独生子女，ps<0.001。

图6 父亲教养投入在是否独生子女上的差异

图7 母亲教养投入在是否独生子女上的差异

(三)主观家庭社会经济地位对父亲与母亲教养投入的影响

以青少年特征(性别、年龄、是否独生子女)为控制变量、主观家庭社会经济地位(SSS)为自变量、父亲与母亲教养投入的4个维度分别为因变量，进行分层回归分析，结果如表4所示。在控制了青少年的年龄、性别和是否独生子女后，主观家庭社会经济地位仍会显著地预测父亲与母亲的教养投入水平，主观家庭社会经济地位越高，父亲与母亲在各维度上的教养投入水平越高。

表4 主观家庭社会经济地位对父亲与母亲教养投入的回归分析

四、结果讨论

本研究发现，母亲的总体教养投入水平以及在生活照顾、学业支持、规则教导上的教养投入水平均显著高于父亲，这一结果与以往研究一致[10,12]。部分研究假设得到验证，但“父亲在情感休闲维度上的投入水平显著高于母亲”这一假设并未得到验证。本研究还发现，在情感休闲维度上，母亲的投入水平也显著高于父亲。造成这一结果的原因可能是，青少年阶段相比幼儿阶段的发展需求存在特异性。以往研究主要针对年幼儿童，父亲在身体游戏上的投入水平显著高于母亲[11]，幼儿处在感知运动阶段，对身体游戏类互动活动需求更多。根据布朗芬布伦纳的微系统“最近过程”理论[23]，父亲比母亲更喜欢和孩子进行身体互动类“打闹游戏”(rough-and-play)；而青少年期伴随着强烈的情绪反应，以及管理情绪和认知技能的缓慢发展,在发展这些技能的时候，青少年需要父母提供监管和帮助的资源[24]。根据家庭性别角色理论[25]，父亲主要发挥工具性功能(如养家、提供经济来源等)，而母亲则更多发挥表达性功能(如沟通、陪伴等)。因此，在青少年阶段，母亲更可能发挥家庭角色优势，在情感交流和休闲娱乐活动上的投入水平比父亲更高。

在四种活动内容的教养投入模式上，父母双方在规则教导上的投入都最多，这一结果反映了中国家庭中养育者的传统角色观念。当然，这一特点可能也与青少年阶段的特殊发展任务有关。由于青少年期处于社会化发展的关键期，其认知、理解和接受能力逐渐增强，同时也是行为习惯和规则意识养成的关键阶段，父母希望通过纠正错误行为、传授为人处世的道理来帮助青少年形成良好的规则意识，为子女更好地适应社会打下基础。父母双方在情感休闲上的投入水平均最低，也就是说父母与青少年共同参与的放松娱乐活动，例如外出旅行、锻炼身体的时间并不多，与孩子聊天、用肢体语言(如拥抱)向孩子表达积极情感的频率比较低。这可能与活动性质有一定的关系，与孩子一起锻炼、陪伴孩子外出游玩等，活动场所一般在家庭之外，通常需要利用节假日的时间来实现，相比于规则教导、生活照顾、学业支持，情感休闲活动的要求更高，实现的难度更大，投入的频率也就更低[5]。此外，相比西方个体主义文化崇尚的自由、平等、开放的沟通方式而言，中国集体主义文化下的家庭成员沟通方式更加含蓄、内敛，父母对子女的情感表达通常体现在生活照顾类的具体行为上，而非口头或肢体语言上[1]，这可能也是青少年评价与父母情感交流不多的原因之一。值得注意的是，本研究发现，青少年感知的父母学业支持水平处于居中位置，这似乎与中国父母对子女教育高期待和高投入的现实不太相符，该结果可能与测量主体和学业支持的操作性定义有关，且本研究测量的是青少年感知到的父母直接的学业支持行为，而现实生活中父母对学业的重视和投入可能主要体现在态度和间接的经济支持上。

另外，与以往研究结果一致[6,10], 本研究发现父亲教养投入水平随着青少年年龄的增长而逐渐下降，对独生子女的各项教养投入水平均显著高于非独生子女，且本研究在母亲教养投入上也验证了这一假设。这可能是因为随着青少年年龄的增长，他们的注意力往往会转移到家庭以外的活动上(如同龄人之间的体育活动)；与此同时，他们的独立能力使他们花更少的时间与父母直接互动[22]。本研究还发现，主观家庭社会经济地位能够正向预测父亲和母亲的教养投入水平，家庭社会经济地位越高，青少年感知到的父亲和母亲教养投入水平越高。这一结果也与以往研究一致[5,12,19]。

除此以外，本研究还有两个新发现。其一，青少年感知的父亲和母亲在四种活动内容上投入的高低模式基本相同。具体来看，父母的规则教导投入水平最高，生活照顾和学业支持投入水平居中，情感休闲投入水平最低。以往研究发现，中国父亲报告的规则教导投入水平最高，而休闲娱乐的投入水平最低[5]。由此看来，虽然父母教养投入存在投入水平上的差异，但在教养投入模式上却趋于一致。其二，父母教养投入在某些维度上存在青少年性别的差异。具体来看，父亲对男孩的规则教导和学业支持显著多于女孩，母亲对女孩的生活照顾、情感休闲和规则教导显著多于男孩，这一结果与国外研究发现的“父亲更多地投入对男孩的教养”[26]和“母亲对青春期女孩在休闲陪伴上的投入高于男孩”[18]结果比较类似。究其原因，这种结果可能与评价主体的特异性有关。以往研究主要采用父母自评，无法排除父母评估的是教养投入的一般性行为，而本研究从青少年感知的视角进行考察，可能更接近实际情况。父母教养投入在青少年性别上的差异可能与父母在家庭中的教养角色分工以及承担的性别角色榜样有关。学业的发展水平一般与未来经济收入存在相关，父亲的学业支持角色相对突出，这在一定程度上体现了父亲工具性功能的发挥；母亲在生活照顾和情感休闲上的突出，则更多体现了母亲的表达性功能。依据性别角色榜样的理论，父亲和母亲更有可能为同性别的孩子提供“性别角色榜样”，即规则教导的示范。

总之，本研究系统地比较了青少年家庭中父亲与母亲教养投入在总体水平、不同教养内容上的差异，以及在青少年特征和家庭特征上的共性和特异性，描绘了完整家庭中父母在不同内容上的教养投入模式，增加了国内对母亲教养行为在“量”上的实证研究，也增进了对完整家庭中父母教养行为在数量上的深刻理解。同时，本研究的发现对于当下促进政府、家庭教育服务机构和父母自身开展家庭教育具有一定的启示意义。首先，政府相关部门要针对父亲出台更有效的支持性政策，重点促进父亲教养投入水平的提升，凸显新时代父亲在家庭教育中的重要作用。其次，家庭教育服务机构在开展亲职教育干预实践时，一方面可以从“成本—效益”的角度出发，充分利用父母教养投入模式的相似性，同时招收父亲和母亲，整合成一个群体，开展父母教养投入的实践指导工作；另一方面要看到父亲和母亲教养投入的差异性可能导致干预后带来不同的结果，在指导时要注意区分父亲和母亲的角色差异和独特作用。最后，父母要抓住亲子陪伴中的薄弱环节，重点加强在情感休闲领域的投入水平，以促进青少年的积极成长。

当然，本研究也存在不足之处，尤其是未能将父母教养投入与青少年发展的结果建立关联，今后的研究可以进一步考察父母教养投入模式对青少年发展的具体影响。青少年个体特征(性别、年龄和是否独生子女)及家庭主观社会经济地位对父母教养投入的影响也提示我们，在考察父母教养投入对青少年发展的独特贡献时，要对青少年个体特征和家庭特征进行适当控制，以获得更为准确的结论。