伍新春，陳玲玲，劉 暢，邢學瑋

(北京師范大學心理學院/應用實驗心理北京市重點實驗室，北京100875)

一、問題提出

隨著中國社會的變遷和家庭的演變，父親角色的內涵經歷了從道德導師、冷漠的經濟提供者、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80年代初“計劃生育”政策頒布之后，與獨生子女成長相關的現(xiàn)象和問題一直為整個社會所關注，獨生子女家庭的高期望、玩伴缺失以及母親的教養(yǎng)經驗不足，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)展中被遺忘的貢獻者》一文激起西方社會對父親角色研究的興趣[2]之后，近四十年來國外對父親教養(yǎng)投入的研究經歷了父親教養(yǎng)投入對兒童及家庭發(fā)展的影響、現(xiàn)狀描述、影響因素、實務干預的歷程，取得了大量有價值的成果。而在中國，父親教養(yǎng)投入的研究近幾年才逐漸受到關注。

父親教養(yǎng)投入包括互動性(interaction)、可及性(accessibility)和責任性(responsibility)三個維度[3]。伍新春等人根據(jù)現(xiàn)代中國的社會文化特點，對這三個維度進行了修正性界定[4]。其中，互動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，當孩子需要時父親能夠注意并做出回應;責任性指父親為了孩子的發(fā)展而做的準備、積累、規(guī)劃、支持等活動。父親教養(yǎng)投入不僅影響兒童的發(fā)展[5—8]，其作用力還會擴展到婚姻關系[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)時候處于玩樂主角、照顧配角的地位[11]，父親與兒童的互動時間遠低于母親[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)計學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、工作時長，環(huán)境因素如種族構成、城鄉(xiāng)差異等，都是重要的影響變量。

在兒童因素中，兒童的年齡會影響父親教養(yǎng)投入的內容與程度。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，投入游戲活動的頻率卻沒有變化[15];小學一年級兒童的父親對子女的規(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)展任務不同，會對父親教養(yǎng)投入的內容及程度產生影響。目前國內外對父親教養(yǎng)投入的研究主要偏重學齡前兒童，對小學和中學階段兒童的研究較少，并且缺乏對跨年齡段兒童的父親教養(yǎng)投入的分析與比較。而有關兒童性別對父親教養(yǎng)投入的影響，不同的研究者所得結論不一。Lundberg等人的研究發(fā)現(xiàn)，孩子1歲前父親對男孩的投入水平高于女孩[17];但 Phares等人發(fā)現(xiàn)，對青少年而言，父親對男孩或女孩的教養(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父親教養(yǎng)投入的影響可能存在交互作用。同時，兒童的手足數(shù)目對父親教養(yǎng)投入也有影響。對學齡前兒童的一項研究發(fā)現(xiàn)，兒童的兄弟姐妹越多，父親對其投入照顧的時間就越少[19]。受現(xiàn)代中國的“計劃生育”政策、“男女平等”觀念的影響，父親教養(yǎng)投入的內容和程度在兒童的年齡、性別、手足數(shù)目上有何差異，是特別值得關注的研究焦點之一。

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

在現(xiàn)時代的中國社會，經濟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，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)投入的內容和程度是否會存在差異?目前國內已有的研究主要涉及城市地區(qū)的父親[16]，缺乏對不同經濟文化發(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，深入探討經濟差異和城鄉(xiāng)差別等宏觀環(huán)境變量對父親教養(yǎng)投入的影響，是具有中國時代特色的主題。

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

二、研究方法

(一)研究對象

根據(jù)中國發(fā)展指數(shù)[25]對全國3—18歲兒童的父親進行分層抽樣調查。中國發(fā)展指數(shù)將31個省級行政區(qū)劃分為四個類群，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長為51.36±18.73小時。

表1 樣本人口統(tǒng)計學變量描述統(tǒng)計(N=1 295)

(二)研究工具

1.人口統(tǒng)計學變量

對父親和兒童的人口統(tǒng)計學信息進行測查，包括兒童年齡、性別，父親年齡、受教育程度、每周工作時長、主觀收入水平，家中擁有孩子個數(shù)等信息。

2.父親教養(yǎng)投入問卷

采用伍新春等[4]編制的中國父親教養(yǎng)投入問卷。問卷包含互動性(包含生活照顧、學業(yè)支持、情感交流、規(guī)則教導和休閑活動五個子維度)、可及性(包含空間可及和心理可及兩個子維度)和責任性(包含榜樣示范、父職成長、信息獲得、教養(yǎng)支持和發(fā)展規(guī)劃五個子維度)三個大維度及十二個子維度。問卷共56個項目，適用于3—18歲兒童和青少年的父親。采用5點計分，父親從5個等級中對其教養(yǎng)投入的頻率做出選擇，0—4分別表示“從不”“偶爾”“有時”“經常”和“總是”。問卷各維度的內部一致性系數(shù)均在0.8以上，一個月后的重測信度均在0.6以上。驗證性因素分析表明，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

采用主試入戶施測和集體施測相結合的方式收集數(shù)據(jù)。主試入戶施測前，首先對其進行培訓，包括預先讓主試熟悉問卷，對問卷的內容及答題方法進行統(tǒng)一講解;統(tǒng)一指導語，嚴格按照規(guī)定的程序進行;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。集體施測采用專家講座現(xiàn)場填答的方式。通過家庭教育講座邀請父親來孩子就讀的園校，在講座現(xiàn)場填答問卷。問卷由研究者統(tǒng)一回收，經檢查合格后統(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。對互動性、可及性和責任性三個維度分別作兩兩T檢驗，結果發(fā)現(xiàn)，互動性得分低于責任性(T(1294)=－19.81，P＜0.01)和可及性(T(1294)= －21.85，P＜0.01)，而責任性得分低于可及性(T(1294)= －7.11，P ＜0.01)。在互動性維度下，得分最低的是休閑活動，得分最高的是規(guī)則教導;在可及性維度下，心理可及得分略高于空間可及;在責任性維度下，得分最低的是父職成長，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

(二)地域特點對父親教養(yǎng)投入的影響

以父親教養(yǎng)投入的三個維度作為因變量，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)計結果見表3。結果顯示，省市發(fā)展指數(shù)與城鄉(xiāng)類型的交互作用在責任性維度上顯著(F(4，1284)=2.390，P＜0.05)，在互動性和可及性維度上不顯著;經簡單效應檢驗發(fā)現(xiàn)，城市和城鎮(zhèn)父親的責任性投入水平不受其所在省市發(fā)展指數(shù)的影響，農村地區(qū)父親的責任性投入水平則會因其所在省市的發(fā)展指數(shù)而不同，較發(fā)達省市的農村父親的責任性投入(M較發(fā)達省市=2.64)顯著高于發(fā)展中省市和后發(fā)展省市的農村父親(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)投入三個維度上的描述統(tǒng)計

省市發(fā)展指數(shù)的主效應在互動性和責任性維度上顯著(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。經事后檢驗發(fā)現(xiàn)，在互動性維度上，發(fā)展中省市的父親得分顯著低于較發(fā)達與后發(fā)展省市的父親得分;在責任性維度上，較發(fā)達省市父親得分顯著高于發(fā)展中省市的父親得分。

城鄉(xiāng)類型的主效應在互動性、可及性和責任性維度 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)。經事后檢驗發(fā)現(xiàn)，在互動性和可及性維度上，城市、城鎮(zhèn)、農村的父親教養(yǎng)投入得分依次降低;在責任性維度上，城市父親得分顯著高于城鎮(zhèn)和農村父親。

(三)兒童人口統(tǒng)計學變量對父親教養(yǎng)投入的影響

以父親教養(yǎng)投入的三個維度為因變量，做3(年齡階段)×2(性別)×2(是否獨生子女)多元方差分析，描述統(tǒng)計結果見表4。結果顯示，年齡階段、兒童性別和是否獨生子女的三重交互作用、年齡階段與兒童性別的交互作用、是否獨生子女與兒童性別的交互作用在父親教養(yǎng)投入的三個維度上均不顯著;而年齡階段和是否獨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)。簡單效應檢驗后發(fā)現(xiàn)，在中小學階段，父親對獨生子女的可及性投入水平均顯著高于非獨生子女(F(1，1239)=28.88，P ＜0.001;F(1，1239)=7.43，P ＜0.01)。

兒童性別的主效應在父親教養(yǎng)投入的三個維度上均不顯著，兒童年齡階段的主效應在互動性維度上顯著(F(2，1230)=13.67，P ＜0.001)。對兒童年齡階段的主效應進行事后檢驗發(fā)現(xiàn)，幼兒和小學生父親的互動性得分顯著高于中學生的父親。進一步對十二個子維度進行多元方差分析，結果如表5所示。在學業(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(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)五個子維度上，年齡階段的主效應顯著。

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

表5 不同年齡階段在父親教養(yǎng)投入上的方差分析

是否獨生子女的主效應在互動性、可及性和責任性三個維度上均達顯著水平(F(1，1230)=25.47，P ＜ 0.001;F(1，1230)=22.10，P ＜ 0.001;F(1，1230)=13.39，P＜0.001)。以是否獨生子女為自變量，對十二個子維度進行獨立樣本T檢驗，結果如表6所示。在互動性維度下的學業(yè)支持、情感交流、休閑活動，可及性維度下的空間可及、心理可及，責任性維度下的榜樣示范、父職成長、信息獲得和發(fā)展規(guī)劃等子維度上，獨生子女父親的教養(yǎng)投入水平都顯著高于非獨生子女父親。

(四)父親人口統(tǒng)計學變量對其教養(yǎng)投入的影響

以地域變量、兒童人口統(tǒng)計學變量為控制變量，父親人口統(tǒng)計學變量為自變量，父親教養(yǎng)投入的三個維度分別為因變量，進行分層回歸分析。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、是否獨生子女)第一層進入，父親變量(受教育程度、收入水平、每周工作時長)第二層進入。結果如表7所示，在父親教養(yǎng)投入的互動性、可及性和責任性三維度上，回歸方程均達顯著水平(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 是否獨生子女在父親教養(yǎng)投入上的T檢驗

在控制了地域變量和兒童變量后，父親的受教育程度越高，其在互動性、可及性和責任性三個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;父親的每周工作時長越長，其互動性投入水平越低。

表7 地域變量、兒童和父親的人口統(tǒng)計學變量對父親教養(yǎng)投入的回歸分析

四、結果討論

(一)父親教養(yǎng)投入的特點

在父親教養(yǎng)投入的三個維度中，互動性得分最低，責任性得分居中，可及性得分最高。分析這三個維度的內涵與屬性，不難看出，這三種教養(yǎng)投入在形式上存在“易行性”的差異?；有酝度胍蟾赣H和孩子在同一場景下直接接觸，這對父親的時間和精力甚至是投入意識都有較高的要求;責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，不在孩子身邊時可利用各種媒介實現(xiàn)親子間信息通達和間接接觸。因此，互動性的“易行性”相對較低，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。

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

在責任性的子維度中，教養(yǎng)支持的得分最高，其次是榜樣示范，父職成長的得分最低，且低于中數(shù)水平。盡管父親角色隨著社會變遷發(fā)生著變化，但家庭中兒童教養(yǎng)的具體事務主要還是由母親承擔[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來說更容易實現(xiàn)。父親的榜樣示范早在古書《三字經》里就有所涉及，書中提到“養(yǎng)不教，父之過”，說明對子女的“教育”是傳統(tǒng)父親的職責，而“榜樣示范”則是父親“道德導師”角色的重要體現(xiàn)。“父職成長”是指父親通過各種途徑，積累教養(yǎng)知識和技能。父親在這一子維度的投入相對較少，這可能與父親在家中的輔助角色有關。在面對教養(yǎng)兒童的具體事務時，有母親或其他主要撫養(yǎng)者主導，使得父親承擔的教養(yǎng)責任較少、對于自己有待成長的地方認識不足、渴望獲得父職成長的動機不強。

總體而言，除了休閑活動和父職成長外，父親在互動性、可及性、責任性上的投入頻率均高于中數(shù)水平;而由于三個教養(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不同的地域(省市發(fā)展指數(shù) ×城鄉(xiāng)類型)進行考察。在互動性、可及性和責任性三個維度上，城鄉(xiāng)類型對父親教養(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)和農村的父親。本研究是依據(jù)生活所在地而非戶籍所在地進行地域區(qū)分，城市相比于城鎮(zhèn)和農村而言，經濟發(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行互動。此外，城市的家庭教育氛圍更濃，對于子女的教育普遍重視程度較高，父母對子女的期望也更高，對子女成長的發(fā)展規(guī)劃更為重視。

有趣的是，省市發(fā)展指數(shù)對父親教養(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，其互動性投入顯著低于較發(fā)達與后發(fā)展省市的父親、責任性投入顯著低于較發(fā)達省市的父親。生活于發(fā)展中省市的父親，一方面與較發(fā)達省市的父親相比，親子互動的社會文化氛圍相對較弱，其自身成長的資源和教養(yǎng)信息也相對匱乏;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間和精力不足。這可能是導致發(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)兒童特征對父親教養(yǎng)投入的影響

本研究發(fā)現(xiàn)，對于幼兒和小學生而言，他們的父親在互動性上的投入水平顯著高于中學生的父親。在互動性的子維度中，小學生的父親在學業(yè)支持上的投入水平高于其他年齡階段的兒童。在小學階段，學習開始成為兒童生活中的主要任務。中國的教育升學制度以及現(xiàn)時代越發(fā)激烈的競爭，使得父母對兒童學業(yè)成就的要求提高。當孩子進入初中和高中，所學的知識難度增大，父親能夠輔導的程度也逐漸下降;同時，中學階段兒童的自律性和自覺性相比于小學階段已經比較成熟，對于學業(yè)的督促與協(xié)助需求也在下降。因此，父親對7—12歲小學生的學業(yè)支持投入最多。相對于“學業(yè)支持”所反映的認知層面的投入，反映父親和兒童情緒情感聯(lián)結的“情感交流”和“休閑活動”，其投入水平隨著兒童年齡的增長呈現(xiàn)逐漸下降的趨勢。這可能是因為，父親在社會文化中的形象通常是不善于表達情感的[1]，且目前中國尚處于社會轉型階段，休閑觀念還未有效建立;同時，隨著兒童年齡的增長，心智逐漸成熟，他們開始有更多的渠道向外尋求認可與支持，父子可溝通交流的空間與時間也逐漸減少。

在責任性的子維度中，父親對13—18歲的中學生在信息獲得上的投入水平最低，如了解孩子經常去的地方、經常跟誰在一起、經常參與的活動等，這與孩子的心理發(fā)展特點不無關系。13—18歲正處于青春期，他們傾向于向外尋求同伴的認同，并且開始建立屬于自己的獨立空間，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、選擇課外輔導班、確定未來發(fā)展方向等，這與每個年齡階段兒童所面臨的發(fā)展任務有關。相比于3—6歲的幼兒，7—18歲的中小學生的學業(yè)壓力更大，他們面臨更多的競爭，因此父親會通過多種方式幫助孩子提升“競爭力”，更關注其發(fā)展規(guī)劃。

本研究還發(fā)現(xiàn)父親對男孩和女孩的教養(yǎng)投入水平沒有差異。這與國外研究發(fā)現(xiàn)的“父親更多地投入對男孩的教養(yǎng)”[27]的研究結果不一致，但與國內研究發(fā)現(xiàn)的“父親教養(yǎng)投入并無性別差異”[16]的研究結果一致。究其原因，有兩種可能的解釋。第一，就中國特殊的國情來看，這可能與20世紀80年代初期開始實行的“計劃生育”政策有關?！耙粚Ψ驄D只擁有一個孩子”使得父母的愛和資源不需要分配，很自然地全部落到獨生子女身上。國外研究的發(fā)現(xiàn)可間接支持這一觀點，當父親只擁有一個孩子時，他們的投入水平更高[20]。即對于獨生子女的父親而言，孩子的性別不構成影響其教養(yǎng)投入的因素。第二，父親持有“男女平等”的觀念，因而父親對子女的付出并不會因為子女的性別而有所差異。對于第一種解釋，我們的研究發(fā)現(xiàn)，獨生子女與性別的交互作用對父親教養(yǎng)投入的影響并不顯著，也就是說，不論孩子是不是獨生子女，其性別都不會影響父親教養(yǎng)投入。因此，父親由于獨生子女的原因，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)投入之間的關系。

在現(xiàn)時代的中國，由父母和一個孩子組成的標準核心家庭是最主要的家庭結構，本研究發(fā)現(xiàn)獨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)則教導和教養(yǎng)支持三個子維度之外，在父親教養(yǎng)投入的其他九個子維度中，獨生子女家庭的父親投入水平均顯著高于多子女家庭。可見，家中擁有的孩子數(shù)量會影響父親對其教養(yǎng)投入時間和精力的分配。在獨生子女家庭中，父親不需要分配時間與精力，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生子女在父親可及性投入上的交互作用表明，對于3—6歲的幼兒來說，獨生子女家庭和多子女家庭中父親的可及性投入相同;而對于7—18歲的中小學生來說，父親對獨生子女的可及性投入水平高于非獨生子女。這可能是因為，對于年幼的兒童來說，他們的身心發(fā)展還不成熟，對成人的依賴性更高，因此無論家中有多少孩子，父親都要對這個年幼孩子維持穩(wěn)定的關注與回應;而對于年長的兒童來說，他們擁有較強的思維和行動能力，在多子女家庭中，父親的關注與回應需要適當?shù)胤峙浣o每個孩子，因而每個孩子得到的關注就會少一些。

(四)父親特點對其教養(yǎng)投入的影響

父親的受教育程度能夠正向預測互動性、可及性和責任性，這與Marsiglio[20]的研究結果相似。對于父親來說，受教育程度是其自身具備的客觀條件。一方面，受教育程度會影響父親能夠提供給孩子的活動資源。在需要為孩子提供知識、學業(yè)支持等方面的活動中，受教育程度越高的父親投入越多;而在游戲與休閑活動方面，對于父親的文化知識儲備要求相對較低，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影響父親所持有的教育觀念和關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)度相對更先進[28]，更能超越傳統(tǒng)的“男主外，女主內”的分工方式，從而可能對兒童教養(yǎng)投入更多的時間與精力[29]。

在本研究中，收入情況采用的是父親對其收入水平的主觀評定，是父親對其收入情況的主觀判斷。結果發(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濟支柱，他們可能仍然在扮演“冷漠的經濟提供者”的角色。即使與孩子在同一空間中，也對孩子的需求缺乏感知與回應;與孩子在不同的空間時，對孩子的關注度就更低了。

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

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)計學變量仍然可以顯著預測其教養(yǎng)投入，可見父親特征對其教養(yǎng)投入的獨特貢獻，但其解釋量仍有限。今后的研究可以在父親人口統(tǒng)計學變量的基礎上，探討父親的人格、教養(yǎng)態(tài)度等父親個體變量對其教養(yǎng)投入的影響。

五、基本結論

本研究得到以下主要結論:(1)父親教養(yǎng)投入的水平在可及性、責任性和互動性三個維度上依次降低;(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)和農村父親;(3)父親的互動性投入水平隨著兒童年齡增長而下降，可及性和責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，父親對獨生子女的教養(yǎng)投入水平高于非獨生子女;(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測其教養(yǎng)投入的整體水平，父親的主觀收入水平負向預測其可及性投入，父親的每周工作時長負向預測其互動性投入。

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