父亲教养投入的影响因素模型

父亲教养投入的影响因素模型

1关于父母教养投入的影响因素长期以来，相关家庭教育研究主要关注母亲角色和母亲之间的关系。研究人员经常忽视父亲的教育角色。直到20世纪70年代中期,关于父亲养育角色的研究才逐渐增多(Lamb,1975;Pleck,Charnov,&Levine,1987;Lamb,2000;Lamb,2004;Marsiglio,Amato,Day,&Lamb,2000),父亲教养投入的研究开始受到关注(Pleck,2010)。所谓父亲教养投入,是指在儿童的教养过程中,父亲在互动性、可及性和责任性三方面的身心投入(Lamb,2004;伍新春,刘畅,胡艳蕊,郭素然,郭幽圻等,2014)。国外已有大量研究表明,高水平的父亲教养投入对儿童发展和家庭和睦具有积极作用(Marsiglioetal.,2000;McBride,Schoppe-Sullivan,&Ho,2005;Roggman,Boyce,Cook,Christiansen,&Jones,2004),而低水平的父亲教养投入或父亲缺席则会给儿童发展和家庭功能带来不良影响(Harper&McLanahan,2004;Jackson,Choi,&Franke,2009;Pfiffner,McBurnett,&Rathouz,2001)。因此,研究者开始重视如何提高父亲的教养投入水平。在这一背景下,对父亲教养投入影响因素的探讨逐渐成为研究焦点(Perry&Langley,2013)。Doherty等人在总结以往研究的基础上,提出了父亲教养投入的影响因素模型,认为影响父亲教养投入的因素可归纳为父亲因素、母亲因素、儿童因素、协同教养因素及社会文化背景因素等五个方面(Doherty,Kouneski,&Erickson,1998)。而在众多影响因素中,父亲角色态度受到了研究者的普遍关注(Allen&Hawkins,1999;Beitel&Parke,1998;Cowan,1987;DeLuccie,1995;McBrideetal.,2005;Palkovitz,1984)。所谓父亲角色态度,是指父亲或母亲对于父亲应该如何扮演父亲角色的感知和期望,包含教养天性、教养价值、教养动机和教养技能等四个维度,分别从父亲“能不能”、“重不重要”、“愿不愿意”、“会不会”等四个方面阐述了父母关于父亲角色的认识(Beitel&Parke,1998;Fox&Bruce,2001;Pasley&Minton,1997)。在以往有关父亲角色态度的研究中,除Beitel和Parke(1998)的研究全面考虑了父亲角色态度的四个维度外,其他研究往往只关注父亲角色态度中的某一维度对其教养投入的影响,如Palkovitz(1984)和DeLuccie(1995)探讨了父亲关于自身教养价值的认识对其教养投入的影响,Cowan(1987)和Bonney等人(1999)则探讨了父亲关于自身教养技能的认识对其教养投入的影响,至今尚缺乏父亲角色态度的各维度对其教养投入影响的全面考察。此外,以往研究主要关注的是父亲关于自身角色的态度(以下简称父亲态度)对其教养投入的影响(Ihinger-Tallman,Pasley,&Buehler,1993;Marsiglioetal.,2000),较少关注母亲关于父亲的角色态度(以下简称母亲态度)与父亲教养投入之间的关系。而根据Minuchin(1974)的家庭系统理论,父母双方的观念、态度和行为是相互影响的,母亲态度也应会对父亲教养投入产生作用。为此,Lamb于1986年提出“母亲守门员”(gatekeeper)的概念,将母亲界定为支持或阻碍父亲教养投入的角色。此后,母亲态度对父亲教养投入的预测作用开始受到研究者关注(Allen&Hawkins,1999;Fagan&Barnett,2003;Moore,2012;Puhlman&Pasley,2013;Schoppe-Sullivan,Brown,Cannon,Mangelsdorf,&Sokolowski,2008)。有研究发现,母亲态度与父亲教养投入存在正向的中等相关或直接预测关系(Beitel&Parke,1998;DeLuccie,1995;Fagan&Barnett,2003),而在控制了父亲态度的影响后,母亲态度对父亲教养投入的影响不再显著(Beitel&Parke,1998)。也就是说,父亲态度和母亲态度对父亲教养投入均存在影响,并且父亲态度比母亲态度的预测力更大。随后,McBride等人(2005)进一步发现父亲态度与母亲态度之间存在交互作用,只有当母亲认可父亲角色的价值时,父亲认为自身角色的重要性才能预测其教养投入,即母亲关于父亲教养价值的态度在父亲关于自身教养价值的态度对其教养投入的影响过程中起调节作用。而父亲态度的其他维度与母亲态度之间是否也存在交互作用,目前尚缺乏实证研究的支持。值得注意的是,母亲态度具有多维性,并且母亲在不同的态度维度上既可能表现出一致的情况,如对父亲的教养天性、教养价值、教养动机和教养技能等予以认可;也可能表现出矛盾的情况(Puhlman&Pasley,2013),如认可父亲的教养价值但不认可其教养天性,或者认可其教养技能但不认可其教养动机等。因此,需要基于多个维度来综合考量母亲态度。在研究过程中,研究者常采用聚类的方法对母亲的态度进行类型分析(Allen&Hawkins,1999),如“守门型”母亲、“合作型”母亲和“中间型”母亲等。研究者认为,对不同态度类型的母亲进行研究,有利于提出更具操作性和针对性的指导建议(Puhlman&Pasley,2013)。本研究为了深入研究母亲态度在父亲态度对其教养投入中的调节作用,拟采用聚类的方法分析母亲的态度类型,综合考虑母亲态度的多个维度,将态度相似的母亲聚为一类,以使不同类型母亲的差异最大化,从而深入揭示父母关于父亲角色的态度与父亲教养投入之间的关系。总之,本研究将全面考察父亲关于自身的教养天性、教养价值、教养动机和教养技能四方面的态度对其教养投入的预测作用;同时,以母亲态度类型作为调节变量,探讨不同态度类型的母亲在父亲态度的各维度对其教养投入的影响中的调节作用。2学习方法2.1父母有效问卷的回收根据中国发展指数(袁卫,彭非,2008)对全国多个省市的3~7岁幼儿的家庭进行调查,共回收父母亲有效问卷427对。其中以男孩为考察对象的家庭218个(占51.1%),以女孩为考察对象的家庭209个(占48.9%);幼儿的平均年龄为4.86±1.46岁,父亲的平均年龄为34.36±4.63岁,母亲的平均年龄为32.12±4.32岁。2.2研究工具2.2.1有关父母角色态度问卷的测量采用伍新春等编制的父亲教养投入问卷(伍新春等,2014),问卷包含互动性、可及性和责任性三个维度,共56个项目,采用5点计分,0表示“从不”,4表示“总是”,得分越高代表父亲教养投入水平越高。互动性、可及性和责任性三维度的内部一致性系数分别为0.91、0.81和0.92,总问卷的内部一致性系数为0.96。验证性因素分析表明,模型拟合较好,χ2/df=2.95,RMSEA=0.08,NNFI=0.95,CFI=0.95。采用修订自Beitel和Parke(1998)的双亲关于父亲角色态度问卷,问卷包括父亲角色的教养天性、教养价值、教养动机和教养技能四个维度,采用5点计分,1表示“完全不符合”,5表示“完全符合”。其中,父亲问卷共15个项目,各维度的内部一致性系数分别为0.81、0.68、0.63和0.73,总问卷的内部一致性信度为0.79。验证性因素分析表明,模型拟合较好,χ2/df=2.45,RMSEA=0.06,NNFI=0.90,CFI=0.92。母亲问卷共16个项目,各维度的内部一致性系数分别为0.82、0.59、0.75和0.74,总问卷的内部一致性信度为0.76。验证性因素分析表明,模型拟合较好,χ2/df=2.54,RMSEA=0.06,NNIFI=0.90,CFI=0.93。2.3研究程序与数据处理本研究采用主试入户施测和集体施测相结合的方法收集数据。入户施测时,要求主试按照规定程序监督父母独立完成问卷;集体施测采用父母讲座现场填答的方式。问卷由研究者统一回收,经检查合格后,进行录入处理。使用SPSS16.0和AMOS20.0进行数据分析。3研究结果3.1亲疏关系对父母教养动机和技能的评价,是一个单父亲教养投入在互动性、可及性和责任性维度上的得分分别为2.31±0.59,2.60±0.65,2.49±0.60,父亲教养投入总分为2.47±0.56,均高于中数水平;其中,可及性投入得分最高,互动性投入得分最低。双亲关于父亲的角色态度的描述统计结果如表1所示。这一结果说明,父母双方都比较认可父亲的教养价值,但都不太认可父亲的教养天性;父亲对自身教养动机和教养技能的评价高于母亲对其的评价。通过对父亲态度的四个子维度(教养天性、教养价值、教养动机和教养技能)与父亲教养投入总分及其三个子维度(互动性、可及性和责任性)进行pearson相关分析(如表2所示),发现教养价值、教养动机、教养技能与父亲教养投入总分及互动性、可及性、责任性等维度都存在显著的正相关(p<0.001);教养天性与可及性和责任性呈显著正相关(p<0.05),而与父亲教养投入总分和可及性相关不显著。3.2结构方程模型拟合为检验父亲态度对其教养投入是否存在预测作用,以父亲态度的教养天性、教养价值、教养动机和教养技能维度为自变量,父亲教养投入为因变量,建立结构方程模型,结果如图1所示。模型各项拟合指数较好,χ2/df=2.43,RMSEA=0.04,NNFI=0.96,CFI=0.97。父亲态度的教养价值、教养动机、教养技能分别对父亲教养投入有正向预测作用(p<0.001),而教养天性的预测作用不显著(p>0.05)。3.3对不同类型的父母的同时估计为检验母亲态度在父亲态度与其教养投入之间的调节作用,根据母亲在父亲教养天性、教养价值、教养动机、教养技能四个维度的得分对母亲进行快速聚类,发现可将母亲分成三种类型。这三种类型母亲在母亲态度各子维度上的得分情况如图2所示。第一类母亲认为父亲的教养天性不比母亲差,父亲教养价值、教养动机、教养技能都较高,命名为接纳型(n=147,34.4%);第二类母亲认为父亲的教养天性不比母亲差,但父亲教养价值低,教养动机和教养技能一般,命名为拒绝型(n=122,28.6%);第三类母亲认为父亲教养天性不如母亲,但父亲教养价值比较高,教养技能和教养动机偏低,命名为矛盾型(n=158,37%)。为验证这一分类方法的信度,将样本随机分半,采用同样的方法对两组数据进行聚类,分类结果一致,说明此分类稳定可信(Aldenderfer&Blashfield,1984;Thompson,1996)。为验证这一分类方法的效度,经方差分析,三种类型的母亲在母亲态度的教养天性、教养价值、教养动机、教养技能四个维度上两两之间均差异显著(p<0.05)。为了考察母亲态度的调节作用,采用结构方程模型考察父亲态度与父亲教养投入的关系是否在不同类型的母亲上存在差异(侯杰泰,温忠麟,成子娟,2004)。对接纳型、拒绝型、矛盾型的母亲分别建立模型进行估计,然后对三组同时估计。接纳型的模型拟合指标为:χ2/df=1.96,RMSEA=0.08,NNFI=0.95,CFI=0.98;拒绝型的模型拟合指标为:χ2/df=1.92,RMSEA=0.087,NNFI=0.94,CFI=0.98;矛盾型的模型拟合指标为:χ2/df=2.04,RMSEA=0.087,NNFI=0.96,CFI=0.99。三组数据同时估计的模型的拟合指标为:χ2/df=2.43,RMSEA=0.04,NNFI=0.96,CFI=0.97。以上四个模型均可接受,可进行分组比较。据此,定义下列相互嵌套的模型:模型1(零模型):定义接纳型、拒绝型、矛盾型三组具有相同的模型结构。对模型中的各个参数未加以限制;模型2(测量模型):在模型1的基础上,限定不同组的结构模型部分对应的预测路径系数相等。如接纳型、拒绝型、矛盾型三组中父亲教养投入与互动性、可及性以及责任性之间路径系数相等。模型3(结构模型):在模型2的基础上,限定不同组模型的所有路径系数相等。如接纳型、拒绝型、矛盾型三组中教养天性、教养价值、教养动机和教养技能到父亲教养投入的路径系数相等。经估计,模型1(零模型)的拟合指标为:χ2/df=2.43,RMSEA=0.04,NNFI=0.96,CFI=0.97;模型2(测量模型)的拟合指标为:χ2/df=2.37,RMSEA=0.04,NNFI=0.96,CFI=0.97;模型3(结构模型)的拟合指标为:χ2/df=2.57,RMSEA=0.04,NNFI=0.95,CFI=0.96。模型1与模型2差异不显著,Δχ2(4)=6.04,p>0.05;模型1与模型3差异显著,Δχ2(12)=38.38,p<0.001;而模型2与模型3也存在显著差异,Δχ2(8)=32.34,p<0.001。上述结果表明,接纳型、拒绝型和矛盾型三组母亲在父亲态度的教养天性、教养价值、教养动机以及教养技能维度对其教养投入的预测中存在显著差异,也就是说母亲态度类型在其中具有调节作用。为进一步检验母亲态度类型调节作用的具体表现,对三组模型的路径系数进行成对比较。结果发现在父亲教养动机对父亲教养投入路径上,接纳型母亲与拒绝型母亲、矛盾型母亲均存在显著差异(t接纳型-拒绝型=2.90,p<0.001;t接纳型-矛盾型=4.41,p<0.001),拒绝型母亲与矛盾型母亲之间不存在显著差异(t矛盾型-拒绝型=1.42,p>0.05)。为检验母亲态度类型在父亲教养动机与其教养投入之间的调节作用,限制父亲教养动机对父亲教养投入的路径相等后,检验模型是否适配于数据,结果发现限定模型与零模型存在显著差异[Δχ2(2)=20.43,p<0.001],说明母亲态度类型在父亲教养动机与其教养投入之间具有调节作用。当母亲为拒绝型和矛盾型时,父亲教养动机可正向预测其教养投入;而当母亲属于接纳型时,父亲教养动机对其教养投入无显著预测作用。但是,无论母亲的态度类型如何,父亲的教养价值和教养技能均可直接预测父亲的教养投入,而父亲的教养天性则对父亲的教养投入始终没有显著影响,说明母亲的态度类型在父亲教养天性、教养价值和教养技能对父亲教养投入的作用过程中不存在显著的调节效应。具体结果,如图3所示。4讨论4.1男性对自身教养投入的认知本研究结果表明,我国3~7岁儿童的父亲教养投入的现状表现为可及性投入最多,互动性投入最少,责任性投入居中。其中,互动性投入要求父亲和孩子直接接触,需要父子在同一场景下;而可及性投入不受空间的限制,是间接的亲子接触,如通过电话、网络等方式进行联系。这说明中国父亲往往给予孩子充分的可及环境,但在直接接触的互动性投入中,则表现得差强人意。这与中国传统文化中,父亲默默付出的形象相符合,他们与孩子直接的互动较少,但间接给予的支持较多。本研究选取父亲态度的教养天性、教养价值、教养动机以及教养技能等维度同时对父亲教养投入进行预测,发现教养价值、教养动机、教养技能有显著的正向预测作用,而教养天性的预测作用不显著。首先,父亲态度的教养价值和教养技能的正向预测作用与已往的研究结果一致(Beitel&Parke,1998;Bonneyetal.,1999),当父亲认为其角色对于儿童的发展有重要价值或者对自己教养技能持认可态度时,父亲教养投入的水平均会提高。一方面,父亲角色理论(Christmon,1990;Letie&McKenry,2006)和身份认同理论(Dyer,2005;Fox&Bruce,2001;Kost,2001;Roy,2006)认为男性具有多重角色或身份,他们会按照每个角色或身份需要完成的任务进行优先排序,依次完成每个角色或身份所包含的任务。换言之,男性对于父亲这一角色的排序直接影响其教养投入的水平,一旦父亲意识到自身对儿童发展的重要影响,将父亲的角色优先排序,就会积极地投入到教养中去。因此,当父亲认可自身的教养价值时,其教养投入水平相对较高。另一方面,父亲对自身教养技能的认识程度之所以对其教养投入存在正向预测作用,可从Bandura(1977)的自我效能感理论进行解释。该理论认为个体对自我效能的感知或在特定情境下判断其自身的能力,会影响个体在该情境中的动机和行为。因此,当父亲对自身教养技能持肯定态度时,其作为父亲角色的自我效能感较高,教养投入水平也会较高。其次,研究结果还表明当父亲对自身教养动机的评价越高时,他们的教养投入水平也会越高。计划行为理论(TheoryofPlannedBehavior)认为人的行为是经过深思熟虑的计划的结果,个体的行为主要受到行为意向的影响(Montano&Kasprzyk,2008)。因此,当父亲拥有高度的动机(或意向)投入教养时,会带动其产生相应的教养投入行为。而已往的研究结果表明,父亲对自身教养动机的认识不能预测其教养投入的水平(Beitel&Parke,1998;Perry&Langley,2013)。之所以得出与已有研究不一致的结果,一方面,可能与数据分析的方法不同有关,本研究虽沿用了Beitel和Parke(1998)的测量工具,但采用不同于回归分析的结构方程模型建立父亲态度的各维度共同预测其教养投入的模型,可以有效地控制预测变量之间的关系,剥离态度各子维度的相互影响;另一方面,时代的变迁和文化背景的差异使得父亲教养投入的内容更加多元化,不仅局限于父亲照顾儿童和陪儿童游戏这两项内容,父亲还可以通过多种直接或间接的方式投入教养,这可能是造成父亲教养动机对父亲教养投入的影响与已有研究结果不一致的直接原因。再次,以往研究发现,父亲对自身教养天性的认识对其教养投入存在预测作用,当父亲持有“男女在教养方面存在先天的性别差异”这一传统观念时,父亲教养投入就会减少(Beitel&Parke,1998;Jacobs&Kelley,2006)。然而,本研究的结果表明,父亲对自身教养天性的评价高低并不会对其教养投入造成影响。这可能是因为随着时代的变迁,传统的性别角色观念对父亲的影响已日益减少,性别平等观念也逐渐深入人心。因此,无论父亲是否认为自己的教养天性不如母亲,其教养投入水平都较为稳定。总之,本研究发现无论父亲持有怎样的教养天性观念,其对自身教养价值的认识、主观参与意愿以及对自身教养技能的认可等后天因素,才是父亲教养投入的重要影响因素。基于此,可以通过深化父亲对其教养价值的认识、激发其教养子女的动机、提升其教养子女的技能等途径来提高父亲教养投入的水平。4.2“不可替代的母亲”型分析针对父亲对儿童教养投入的态度,我国的母亲可分为接纳型、拒绝型和矛盾型等三种类型。具体而言,拒绝型母亲之所以对父亲教养投入表现出拒绝,一方面可能是因为父亲的参与会对其不可替代的母亲身份造成威胁,与父亲过多的合作可能会给这类母亲带来消极的情绪体验(Hawkinsetal.,2002);更重要的是,这类母亲可能受传统性别角色观念的影响(Allen&Hawkins,1999;Gaunt,2005;Moore,2012),她们往往认为男性不适合照顾孩子或是不够细心,于是她们往往扮演“守门员”或者“监督者”(DeLuccie,1995)的角色,对父亲教养投入进行控制(Puhlman&Pasley,2013),甚至于拒绝父亲投入教养。此外,以往研究表明,母亲态度对父亲教养投入不仅存在着阻碍作用,如拒绝型母亲的作用,同时还存在着促进作用(Cannon,SchoppeSullivan,Mangelsdorf,Brown,&Sokolowski,2008;Trinder,2008;VanEgeren&Hawkins,2004),如接纳型母亲的作用。接纳型母亲不需要通过坚守自己“不可替代的母亲身份”来维持自己在家庭中的地位;同时,她们的性别角色观念可能比较开放,能够打破传统观念看待父亲角色,对父亲投入教养持有鼓励的态度(Pleck&Hofferth,2008)。而矛盾型母亲与前两类母亲均不同,她们对父亲教养投入表现出“既期待又责备”的态度(Puhlman&Pasley,2013),这种矛盾态度很可能与夫妻矛盾存在相关(Cowan,Cowan,Pruett,&Pruett,2007),并且这种矛盾的母亲态度对父亲教养投入有着重要影响(Bronte-Tinkew,Horowitz,&Carrano,2010)。这实际上代表了一类典型的中国母亲,她们乐于接纳来自于西方的教育观念,认同父亲教养投入对儿童发展的积极影响,但同时又喜欢将自己的配偶与模范丈夫和完美父亲作比较,并常常给予消极的反馈和评价。本研究发现,三种不同的母亲态度类型在父亲教养动机预测父亲教养投入的路径上存在调节作用,而在教养价值、教养技能和教养天性等预测父亲教养投入的路径上没有显著的调节作用。这可能是因为当同时考虑父亲态度四个维度的影响时,教养动机的特殊性得以显现。在计划行为理论应用于父亲教养投入的研究中(Perry&Langley,2013),研究者认为父亲的实际行为受其行为意向(即动机)影响,而行为意向又受到父亲的行为态度(即父亲认为其投入教养的重要性,如父亲关于其教养价值的态度)、父亲的主观性规范(即父亲感知家庭成员给予的社会压力,如父亲觉察到的母亲评价)和父亲的知觉行为控制(即父亲在教养中遇到困难时所必需具备的能力,如父亲关于其教养技能的态度)等其他态度因素的影响(Montano&Kasprzyk,2008)。可见,在父亲态度的多个子维度之中,相比于教养价值、教养技能和教养天性,父亲的教养动机是其教养投入最直接的驱动因素,不同类型的母亲态度可以促进或阻碍父亲关于自身教养动机对其教养投入的影响。此外,研究者也不排除其他父亲态度的子维度通过影响父亲对自身教养动机的认识,进而影响其教养投入的可能,但该假设尚待进一步验证。针对本研究中母亲态度在父亲教养动机与其教养投入之间的调节作用而言,当母亲为拒绝型和矛盾型时,父亲教养动机可正向预测其教养投入;当母亲属于接纳型时,父亲教养动机对其教养投入无显著预测作用。这一结论也在一定程度上回应了本研究中父亲关于自身教养动机的态度对其教养投入的预测关系与已往研究结果的不一致(Beitel&Parke,1998;Perry&Langley,2013)。在已往研究中,父亲教养动机与其教养投入并无显著预测关系,这可能是由于研究者未考虑调节变量的作用;而在本研究中,考虑了母亲态度作为其中的调节变量,发现接纳型的母亲态度是父亲态度对其教养投入作用中的保护性因子,而拒绝型与矛盾型的母亲态度则是破坏性因子,且矛盾型母亲的破坏性最强。也就是说,在矛盾型母亲的家庭中,父亲认为自身的教养动机越高,其教养投入就越高,此时父亲教养投入水平主要受父亲态度的影响;在拒绝型母亲的家庭中,父亲认为自身的教养动机越高,其教养投入水平也越高,但其预测力略低于矛盾型母亲的家庭;在接纳型母亲的家庭中,父亲的教养动机对其教养投入没有显著影响。可见,随着母亲态度趋于一致和接纳,父亲的教养投入不再受到父亲关于自身教养动机的态度的影响,父亲教养投入也趋于稳定。为什么母亲态度的三种类型在父亲关于自身教养动机的态度与其教养投入的影响中存在不同的作用程度呢?首先,Minuchin(1974)的家庭系统理论认为,家庭中任何两个成员之间的互动都会受到第三个家庭成员的影响,因此父亲投入孩子教养的过程不仅会受到其自身态度的影响,还会受到母亲态度的影响。当母亲对父亲教养投入持接纳态度时,家庭系统中父亲对儿童的教养投入受到母亲接纳态度的保护,不再随父亲自身对其教养动机的认识变化而变化,处于一种更稳定的家庭互动模式之中。而当母亲为拒绝型和矛盾型时,父亲教养投入则会随父亲对其教养动机的认识而变化,表现为一种不稳定的家庭互动模式。其次,根据Bandura(1977)的自我效能感理论,父亲对教养孩子的胜任感会影响其教养投入,而母亲的态度则会影响父亲在教养投入中的自我效能感。在接纳型母亲的家庭中,父亲越能感受到母亲对自己教养