父職投入與孩子成長

1、父職參與對孩子的效用：一個生態(tài)系統(tǒng)論的視角徐安琪張亮內(nèi)容提要：本研究利用對上海城鄉(xiāng)多階段分層概率抽樣調(diào)查所獲得的892個夫妻配對樣本資料，探究父職參與對子女的效用。研究結果支持了家庭生態(tài)系統(tǒng)理論的觀點，盡管父親的參與意 識、關懷陪伴和教養(yǎng)方式對孩子的行為表現(xiàn)具有正向的促進作用，但良好的親子關系尤其是父子 關系、父母在撫養(yǎng)教育子女方面的協(xié)調(diào)一致，對孩子行為表現(xiàn)的解釋力更強。自1975年Lamb提出對父親和孩子關系進行研究的重要性之后，以往備受忽視的父職研究領域開始受到 關注，30多年來西方的父職研究已取得實質(zhì)性的進展。眾多研究測量父親參與的水平、探討父職參與的影 響機制，與此同時，有關父親參與育

2、兒效用的研究在西方學術界也日趨活躍，其中一個重要領域是考察父 親參與對孩子的成長發(fā)展究竟有何效用和通過何種渠道來施以影響，并獲得了大量的經(jīng)驗研究成果。國內(nèi) 由于父職參與的研究剛剛起步，目前尚未見到采用實證資料來估計父職參與對孩子身心健康和發(fā)展影響的 相關研究。因此，本課題的設立具有重要的理論和實踐意義。一、文獻綜述國外的許多研究都指出父親參與育兒具有積極效應，學者們主要從以下幾個視角探討了父親參與對孩 子發(fā)展的影響。（一）父親角色理論早期有關父親效用的研究主要是把父親角色和母親角色相比較，即考察其異同，一些學者們認為父親 的性別角色榜樣作用最為重要。因此，大多數(shù)研究都集中在兒童性別角色發(fā)展方面

3、，尤其是父親對兒子的 影響。這些早期研究的設計非常簡單，研究者們評估父親與兒子的男子氣，然后看二者在男子氣得分上的 相關程度，但并沒有發(fā)現(xiàn)兩者具有穩(wěn)定的相關（參見Lamb & Tamis-Lemonda，2003）。角色理論認為，父親和母親在家庭中扮演不同的角色，對兒童心理的發(fā)展發(fā)揮著不同的作用。父親在 兒童成長中最基本的角色是作為一個玩伴，父親的主要撫養(yǎng)行為是與孩子共同做游戲。與父親的游戲使兒 童逐漸擺脫對母親的依戀，誘發(fā)兒童對外部世界的好奇，而成功的探索經(jīng)驗又會使他們獲得信心，面對陌 生環(huán)境時會表現(xiàn)出勇氣。有研究認為，父親與兒童游戲的作用不能被母親行為所代替（Tamis-LeMonda,

4、2004）。Lamb （2000）等認為兒童與母親的關系主要建立在母親的撫養(yǎng)和敏感之上，兒童與父親的關系更多 建立在活躍的游戲中。兒童在遇到痛苦時更多地到母親那兒去尋求安慰，而想玩時，則更多地想到父親。（二）參與水平?jīng)Q定論上世紀80年代，一些學者開始研究父職的參與度對孩子的影響。大多數(shù)研究比較了傳統(tǒng)家庭孩子的狀 況與父親參與或承擔主要照顧工作的孩子的狀況，另外一些研究考察了父親的參與水平對孩子的影響。研 究結果表明，父親高度參與的兒童具有較高的認知能力、更有同情心、較少的性別刻板觀念，以及控制力 更強（Pleck, 1997）。美國耶魯大學連續(xù)進行了一項長達12年的研究結果表明，從小由爸爸帶大

5、的孩子智商高、 更聰明、精力旺盛、善交際、學習成績更好。心理學家麥克閔尼的研究結果也表明，一天中與父親接觸不 少于2小時的孩子，比那些一星期內(nèi)接觸不到6小時的孩子智商更高（參見盧清、曾彬，2004）。Sagi和他的 同事發(fā)現(xiàn)，與較少參與育兒工作的父親相比，高度和以中等程度參與育兒的父親，對孩子的獨立性和成就 動機期望更高，并能提供更多的支持；他們的孩子也更多地具有自力控制意識，即認為是自己的所作所為 而不是某種外部因素對自身遭遇的結果負責。隨著父親參與的增加，孩子的移情也增加，因此，父親高度 參與的孩子，所得的分數(shù)最高（參見Parke, 2000）。但父親的高度參與要以父親、母親都希望如此為前

6、提，才會對孩子有積極的影響。當父親是被迫承擔 照料子女的任務時一一如父親失業(yè)，母親外出就業(yè)，在這種情況下，妻子或許會認為丈夫未能承擔養(yǎng)家的 責任，而丈夫則會抱怨自己不得不干“女人的活”一一照看孩子，毫無疑問，這種環(huán)境下的父親高度參與育兒 對孩子會產(chǎn)生不利影響（Lamb & Lemonda, 2003）。關于父親缺席對孩子的健康成長有無負面影響，在哪方面有影響、影響程度如何？不同學者的研究結 果存在差異。Soren等（1982）回顧了 70年代以來對父親缺失與兒童認知發(fā)展關系的28個研究，發(fā)現(xiàn)有16 個研究認為有決定作用，有9個研究認為父親缺失對兒童認知發(fā)展無影響，有3個研究的結論是互為影響 的

7、（參見楊麗珠、董光恒，2005）。一些研究顯示，父親缺失對孩子的成長發(fā)展并無顯著影響。Stevens等（2002）通過對6420個核心家庭 和對14000個母親及其孩子的追蹤研究發(fā)現(xiàn)，父親缺失與否家庭中的男孩與女孩并無顯著差異，學前兒童 的性別角色發(fā)展在沒有父親的環(huán)境下也能夠得到發(fā)展。原因之一可能是在兒童生活中的其他男性，像朋友、 親戚，甚至電視或書中的男性形象提供了一個榜樣。另外一種可能的解釋是，在兒童的性別發(fā)展中，同伴 發(fā)揮的影響要大于父母的影響（參見楊麗珠、董光恒，2005）。Jones等（2003）發(fā)現(xiàn)，父親缺失的男孩在心 理分離的幾個維度上與有父親的男孩之間存在顯著差異，但是如果控制

8、了母親與兒子、父親與兒子的關系 后，這個差異就不再顯著。表明父親缺失的作用可以通過母親與兒子關系的質(zhì)量而得到調(diào)節(jié)，良好的母子 關系對兒童身心發(fā)展具有十分重要的作用。（三）資源論Amato（1998）發(fā)展了一個父親身份的資源定向模型，即所謂的，父親（家長）身份的五角星，這個模型 基于三個主要模型，它們是由父親來提供的，以確保和支持著他們孩子的發(fā)展，這就是人力資本、經(jīng)濟資 本和社會資本。人力資本操作化為受教育年數(shù)，可提升父母對社會貢獻的能力、知識和個性；經(jīng)濟資本包 括收入（物品），以及與收入一起獲得的、被父母直接或間接地傳遞給孩子的經(jīng)驗；社會資本附屬于家庭成 員及家庭與社區(qū)間的關系上，尤其為了維護

9、和促進孩子情感、認知和社會性的發(fā)展，也就是父母的關系質(zhì) 量、父母與子女的關系質(zhì)量。這一模型基于這樣一個假設，兒童的發(fā)展與父母（通常是雙方）愿意提供的 這些資源的數(shù)量有關。除了歷史和文化影響外，這個模型不僅賦予母親，而且賦予父一一至少原則上看 是同樣的機會，完成提供所有必要資源的任務。這些資源之間在某種程度上存在相互關聯(lián)：家庭收入由父 母受教育水平?jīng)Q定，它反過來又影響著夫妻（父母）關系的質(zhì)量，同樣影響著家長一孩子關系的質(zhì)量。他 們運用路徑分析模型顯示了父親參與的貢獻對兒童發(fā)展影響的因果關系（參見瓦西里沃斯費納克斯， 2003）。（四）生態(tài)系統(tǒng)理論上世紀七十年代末八十年代初，研究者開始察覺到家庭的

10、系統(tǒng)特征，父親不再被視作家庭中一個孤立 的個人，而是作為家庭成員互動網(wǎng)絡中的一員來看待，并發(fā)展出多種理論觀點，如生態(tài)化理論、家庭系統(tǒng) 理論等。生態(tài)心理學家布朗芬布倫納（ 1979）指出，兒童發(fā)展的生態(tài)環(huán)境由若干相互嵌套在一起的系統(tǒng)組 成，這些系統(tǒng)從微觀到中觀到宏觀，與兒童發(fā)生直接或間接的聯(lián)系。家庭、學校是與兒童關系最密切的微 系統(tǒng)，微系統(tǒng)之間的相互聯(lián)系與作用構成中間系統(tǒng)，而那些兒童并未直接參與但卻影響他們的環(huán)境，如父母 的受教育程度、職業(yè)條件等構成了外層系統(tǒng)。此外，兒童所處的具有一致信仰、習慣、傳統(tǒng)觀念和意識形 態(tài)的社會或亞文化的社會機構的組織構成了宏觀系統(tǒng)。在研究設計時，對兒童的分析不應停留

11、在微系統(tǒng)上， 而應在各系統(tǒng)的相互聯(lián)系中考察。這一思路促使家庭教養(yǎng)方式的研究者，跳出他們所熟悉的微觀系統(tǒng)，而 將教養(yǎng)方式、親子互動的分析放在更廣闊的系統(tǒng)中進行，如關注父母的教育觀念、文化背景、社會支持狀 況等等，使研究呈現(xiàn)出更開闊的視野（參見朱皕，2003）。后來的研究發(fā)現(xiàn)，父子關系的質(zhì)量是一個非常關鍵的中間變量，父子間良好的親密關系更為重要。在 對孩子的影響方面，父親的教養(yǎng)特征要比父親的男性特征更為重要，而父親角色與母親角色間的差異并不 重要。也就是說，父親與母親對孩子的影響比較相似（Halle，1999），父親與母親在教養(yǎng)方面的差異性要 少于其相似性。無論是父親還是母親，溫暖、親密的養(yǎng)育方式

12、都對兒童的健康成長有積極意義，安全的、 支持的、互動以及敏感的父子關系會使孩子具有更好的心理適應性（Lamb & Tamis-Lemonda, 2003）。同時， 家庭氛圍對孩子成長的影響和個體與個體之間的關系一樣重要。父母婚姻和諧的孩子具有良好的適應能力， 相反，婚姻沖突則易導致兒童適應不良。二、研究設計和假設本研究主要采用多元回歸分析方法，在排除了其他因素后，估計父職參與對孩子效用的凈影響，檢驗 家庭生態(tài)系統(tǒng)論對孩子積極效應的解釋力。（一）研究指標和說明1、因變量本研究主要從社會學視角關注子女的行為表現(xiàn)，故未使用心理學領域常用的性格特征、人格特質(zhì)或心 理障礙等量表，而是采用自設的“子女行為

13、表現(xiàn)量表”，15個項目包括上進心、節(jié)儉、愛勞動、孝敬父母、 自理能力、學習成績、同學相處、師生關系等涵蓋學齡期子女品性、學業(yè)和社會適應等多側面，1-5分別 表示從“很差”到“很好”。我們采用因素分析方法將這15項變量加以簡化歸類，其中2個變量的公因子方差比小于.45而被剔除， 于是，13個指標被組合成3個內(nèi)部一致性較強的子量表，并分別取名為“學業(yè)進步”、“適應良好”和“品行表 現(xiàn)”（見表1，凡是因素負荷量小于0.45的未予列出）。新合成的3個因子的特征值都在2.2以上，信度均在0.75以上，共解釋了總變異的65%，而所有13 個變量的Alpha系數(shù)為0.88，在一定程度上反映了該新因子和總量表

14、都具有良好的結構效度。表1子女行為表現(xiàn)的因素分析結果變量因素1因素2因素3上進心.682學習興趣.877學習用功.877學習成績 節(jié)儉.849.625自理能力.801愛勞動.840孝敬父母.487.466禮貌待人.573社會適應.691性格開朗.756同學相處師生關系A新因素命名學業(yè)進步.753.670適應良好品行表現(xiàn)特征值3.172.942.28因素解釋量24.422.617.6信度.90.81.752、自變量用以檢驗我們理論假設的影響變量包括4大類15個指標：（1）家庭生態(tài)環(huán)境主要考察父母和親子之間的和諧、協(xié)同關系對孩子成長的影響。其中父、母親與子女的關系（1-5分 別代表從“很差”到“很

15、好”），以及母親對父親參與的支持和父母教育的一致性，后者分別以“母親經(jīng)常反對 父親對孩子制定的處罰規(guī)定”（1-5分別代表“很不符合我家的實際”到“很符合”）和“父母平時為撫養(yǎng)教育子 女的事吵架（0為否，1為是）”3個變量來表示。其中關于妻子支持父職參與的變量原先設置了多項，但由于其他事項均對孩子的行為表現(xiàn)變量缺乏敏 感性，所以，我們僅選取母親“經(jīng)常反對丈夫?qū)⒆又贫ǖ奶幜P規(guī)定”一項。（2）父職參與水平父職參與水平使用的是反映學齡期父職參與的有關變量，包括“照料子女的日常生活”、“輔導、檢查孩 子的學業(yè)”、“參加家長會和學校組織的活動”、“與學校老師的溝通、交流、“為孩子的生日購買禮物”、“陪

16、孩子外出游玩和參加文體活動”、“陪孩子參觀博物館/展覽會/美術館等”、“教導孩子做人做事的道理”、“關 心孩子的需求并主動回應”、“孩子心情不好/遇到挫折時安慰/引導/陪伴”、“主動與孩子談話與聊天”、“鼓勵、 表揚孩子好的行為與進步”等12個指標（1-5分別表示從“做得很少”到“做得很多”），用因素分析法將12個 變量簡化、復合成“教導和溝通”、“生活照料和學業(yè)輔導”以及“關懷陪伴”3個新因子。這3個新因子的特 征值都在2.2以上，總解釋量為65%，各新因子的Alpha系數(shù)也均在0.75以上，所有12個變量的信度為 0.88，表明分量表和總量表都具有較好的結構效度。（3）父職的參與態(tài)度和方式

17、主要以父親對自己撫育子女角色重要性的認識以及不采取簡單、粗暴的教育方式，分別以“父親從妻子 懷孕起就意識到參與孩子的重要性”、“為教育孩子/給孩子做榜樣而新學了許多知識”、“從不把自己的意見 強加于孩子”和“很不認同孩子不打不成器”來測量。上述變量的刻度1-5分別表示從“非常不符合/不贊同” 到“非常符合/贊同”。盡管我們的調(diào)查中測量父親參與態(tài)度和方式有不少題項，但由于其他題項對子女行為表現(xiàn)的相關性不 大，所以，僅選擇了以上3項。（4）父母資源和角色主要測量父母的教育程度和年收入是否對孩子的成長具有實際意義，其中教育程度為虛擬變量，1為 大專及以上，0為其他。由于具有不同教育資本和經(jīng)濟貢獻的父

18、母可能扮演不同的育兒角色，比如父親的 職業(yè)角色使他對家庭的經(jīng)濟貢獻較大，但收入在這里未必成為父親育兒的資源，或許出于職業(yè)角色壓力大 而減少了家庭角色的投入，繼而對孩子的成長有負面影響。3、控制變量主要為最小子女的人口特征，如子女性別（0為男，1為女）和子女年齡（本模型子女樣本的年齡限于 5-18 歲）。（二）理論依據(jù)和假設本研究在考察父親參與對孩子的實際影響時，依據(jù)的主要是家庭生態(tài)系統(tǒng)的解釋理論。由于我們所訪問的對象都是父母雙全的家庭，父親完全缺席或者說父親自孩子出生以來完全不履行父 職的情況基本不存在，而探討父母不同的角色榜樣和教養(yǎng)方式對男女孩性格、氣質(zhì)的作用差異，主要是心 理學領域?qū)＜业膶W

19、術興趣。本研究更關注的是：家庭的生態(tài)系統(tǒng)對孩子健康成長的意義，究竟是父親的工 具性角色還是情感性角色對子女有影響，父親的履職意識和教養(yǎng)方式是否起作用或在多大程度上起作用。本研究的基本假設為：a、和諧的、支持型的家庭生態(tài)環(huán)境對孩子健康成長的影響最為重要；b、父親的參與態(tài)度和教養(yǎng)特征要比父親的性別特征更為重要；c、父親的工具性角色未必對子女行為表現(xiàn)具有直接的正向意義。三、資料來源用以檢驗我們理論假設的是2006年11月采用多階段分層概率抽樣方法完成的對上海9個區(qū)18個街道 /鎮(zhèn)36個居/村委會892個家庭的夫妻配對入戶問卷的調(diào)查資料（被選男性必須是65歲及以下有子女的初 婚男性），其中有20位丈夫

20、和12位妻子因外出工作/探親/住院、視聽障礙等無法接受調(diào)查或拒訪，僅完成 一方的調(diào)查，因此，完成全部問卷調(diào)查的共有1752位育有孩子的父母。所獲資料的被訪年齡在21-35歲的占26.5%，36-45歲的為28.3%，46-55歲的為33.8%，55歲以上的 占11.4%，丈夫的平均年齡為44.6歲，妻子為41.9歲；初中及以下文化程度的為45.5%，高中達38.3%， 大專及以上的占16.2%，男性平均受教育11.2年，女性為10.4年；市區(qū)樣本中丈夫為技術工職業(yè)的比例最 高，占總數(shù)的24%，妻子則以普通工為最多，為33%，隨著市郊工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的進程，上海郊縣男性的 目前職業(yè)為農(nóng)民的僅占5%

21、 （其中女性有14%仍務農(nóng)），普通工的比例已高達33% （女性更達51%）1；丈 夫去年的年平均收入為28952元，妻子為16904元；夫妻平均生育子女數(shù)為1.08個，92.6%的夫妻只生育 1個孩子；從最小子女的年齡分布看，0-6歲和7-12歲的均占總數(shù)的20%，13-18歲的為19%，23-30歲的 有21%，30歲以上的僅占4%。四、研究結果鑒于家庭生態(tài)系統(tǒng)理論對于解釋孩子健康成長具有重要影響，尤其是良好的父子關系和母子關系會對 孩子的健康成長產(chǎn)生積極的推助作用，本研究將建立兩個模型，模型1未納入父子關系和母子關系自變量， 模型2則增加父子關系和母子關系這兩個自變量，在控制了其他變量后考

22、察親子關系對孩子行為表現(xiàn)的凈 影響（見表2）。回歸分析結果顯示，模型2在納入親子關系的兩個變量后，R2從模型1的0.256上升到 0.317，具有更好的擬合效度。表2父職參與對子女成長影H向的多元回歸分析結果（Beta值）一、家庭生態(tài)環(huán)境模型模型2父親與子女的關系.227*母親與子女的關系A.135*母親經(jīng)常反對父親對孩子的處罰-.183*-.132*1目前下崗、協(xié)保、失業(yè)、離退休的被訪回答曾從事時間最長的職業(yè)。父母平時為撫養(yǎng)教育子女的事吵架（1為是）-.161*-.151*二、父職參與水平教導溝通（復合）.003-.078照料輔導（復合）-.036-.016關懷陪伴（復合）.109*.073

23、三、父職參與態(tài)度和方式從妻子懷孕起就意識到參與撫育的重要性.117*.049為教育孩子/給孩子做榜樣而新學了許多知識.121*.104從不把自己的意見強加于孩子.112*.091非常不認同“孩子不打不成器”.114*.079四、父母資源和角色父親教育程度（1為大專及以上）.047.037母親教育程度（1為大專及以上）.131*.133*父親年收入-.149*-.141*母親年收入-.028-.040五、子女的人口特征子女性別（1為女）.148*.137*子女年齡063058r20.2560.317E7 15*8 29*P0.05，*P0.01，*P0.001上述多元回歸分析模型報告了如下的研究

24、結果：1、家庭生態(tài)環(huán)境對子女的健康成長具有最為重要的影響，尤其是親子關系以及父母撫育子女的一致性， 其中父子關系的影響大于母子關系（見模型2），前者的標準化回歸系數(shù)達0.227, P=0.000，后者的標準 化回歸系數(shù)為0.135，P=0.011。在未納入親子關系變量時（見模型1），父職參與的關懷陪伴側面（即經(jīng)常陪孩子外出游玩和參加文 體活動、參觀博物館/展覽會/美術館以及為孩子的生日購買禮物等）對孩子更具積極意義；但一旦納入親 子關系變量后（見模型2），關懷陪伴的影響弱化且不具統(tǒng)計顯著性。2、同樣地，父親積極的育兒參與態(tài)度以及民主、開放的教養(yǎng)方式與孩子目前的行為表現(xiàn)呈正相關，但 納入親子關系

25、變量后的正向影響也大為遜色。3、從父母資源和角色看，母親的教育程度高有助于孩子的良好表現(xiàn)；而父親收入越高，對孩子則具有 負面影響，這或許不能以資源論來作解釋，可能是因為收入越高的父親，通常上班、出差、應酬等時間較 長，工作壓力較大，繼而減少與子女的互動，或難以履行撫育職責。4、女孩的行為表現(xiàn)得分較高，主要因為與男孩相比，學齡期女孩在學業(yè)進取、用功和成績側面通常受 到家長的好評，此外，女孩比較聽老師和父母的話、較少惹禍等也使家長較少操心并獲得更多的肯定。五、結論和討論本研究利用對上海城鄉(xiāng)多階段分層概率抽樣調(diào)查所獲得的樣本資料，用因子分析法將13個反映孩子行 為表現(xiàn)的具體變量復合成3個側面，并以每

26、個新因子的方差貢獻率作權數(shù)，計算出孩子行為表現(xiàn)的總得分 值，然后將家庭生態(tài)系統(tǒng)環(huán)境包括、親子關系和妻子對丈夫的育兒支持、父親的參與態(tài)度和方式、父職參 與水平以及父母資源和角色作為影響變量，通過多元回歸分析揭示父職參與對子女行為表現(xiàn)的影響。研究 結果支持了家庭生態(tài)系統(tǒng)理論的觀點，盡管父親的參與意識、關懷陪伴和教養(yǎng)方式對孩子的行為表現(xiàn)具有 正向的促進作用，但良好的親子關系尤其是父子關系、父母撫養(yǎng)教育的協(xié)調(diào)一致的影響力度更大。家庭作 為一個微系統(tǒng)，只有在形成和諧的、支持型的環(huán)境才能有效地發(fā)揮積極的正效應。此外，父親收入較高卻對父職參與水平和孩子的健康成長有顯著的負面影響，也給因工作壓力較大而 忽視、

27、懈怠育兒職責的父親提個醒：孩子的童年不可復制，金錢代替不了父愛！處于激烈社會競爭中的父 親們需要適時平衡工作和育兒的關系，與孩子再親近些，給予孩子更多的舐犢情、慈父愛，或許自己的人 生會少些遺憾，個人的生命會更豐富、多彩！參考文獻Halle, T. ( 1999)The Meaning of Father Involvement for Children. HYPERLINK .Jones, K. A., Kramer T. L., Armitage T. & Williams, K. (2003). The impact of ather absence on adolescent separation-individuation. Genetic, Social, and