父親參與親職的影響因素研究
——基于生態(tài)系統(tǒng)論視角的實證分析

蔡 玲

達利曾表示父職是一種不斷建構(gòu)的變動歷程，每個時代 （社會）因為自身的文化價值、群己關(guān)系，各自建構(gòu)了屬于自己時代 （社會）的父職文化。①中國社會正經(jīng)歷著經(jīng)濟體制轉(zhuǎn)軌與社會結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，市場對勞動密集型產(chǎn)業(yè)的依賴逐漸下降，加之教育的普及性發(fā)展使男女雙方在各項資源方面趨于一致，傳統(tǒng)社會中由父為子綱、夫為妻綱所演化而來的父親角色內(nèi)涵已經(jīng)不再符合當(dāng)今倡導(dǎo)男女平等的社會需要。有研究發(fā)現(xiàn)，父親主動參與育兒不僅對幼兒智力成長、情緒發(fā)展以及平等的性別角色意識均具有良好的影響②，并對父親自身的成長亦有益處③。然而，也有研究顯示，當(dāng)今中國社會文化與家庭互動依舊由父權(quán)所主宰，女性仍然是家務(wù)與育兒的主要承擔(dān)者④，多數(shù)丈夫?qū)ζ拮釉诩覄?wù)和育兒方面的實際幫助十分有限⑤。

既然父親參與親職是現(xiàn)代經(jīng)濟和社會文化發(fā)展的需要且對兒童和父親自身均有益處，那么為何父親參與親職的現(xiàn)狀卻不容樂觀，究竟是什么因素影響了父親參與親職也就成為了一個值得探究的議題。本研究將從生態(tài)系統(tǒng)論視角出發(fā)，分析影響父親參與親職的因素。

一、文獻回顧與研究假設(shè)

生態(tài)心理學(xué)家布朗芬布倫納于1979年出版的《人類發(fā)展生態(tài)學(xué)》中首次提出了生態(tài)系統(tǒng)理論，將生態(tài)系統(tǒng)分為小系統(tǒng)、中間系統(tǒng)、外系統(tǒng)、大系統(tǒng)四個層級，并指出生態(tài)系統(tǒng)強調(diào)個體的發(fā)展來自于個體與環(huán)境的互動，且這種互動模式并不僅限于同一層次的環(huán)境系統(tǒng)，而是多層次環(huán)境系統(tǒng)間的交互作用。⑥隨后，加巴里諾和阿布拉莫維茨進一步發(fā)展了該理論，并通過類似草履蟲動態(tài)的發(fā)展生態(tài)圖說明人類發(fā)展與環(huán)境間的互動和轉(zhuǎn)變關(guān)系，指出這四個層級的生態(tài)系統(tǒng)不僅充滿活力、具有自動維持平衡的能力，且沒有一個系統(tǒng)是全封閉或全開放的。⑦由此可見，生態(tài)系統(tǒng)理論并不強調(diào)單一變量間的簡單線性關(guān)系，其理論建構(gòu)更加關(guān)注從細微的個體層面到宏觀社會脈絡(luò)間的關(guān)系。因此當(dāng)以生態(tài)系統(tǒng)為分析視角來探討父職時，就不能只看到個體與家庭間的關(guān)系，而應(yīng)對整個生態(tài)系統(tǒng)內(nèi)各主要因素間的交互作用進行分析。根據(jù)以往相關(guān)文獻，本研究擬從個體所處的小系統(tǒng)、中間系統(tǒng)、外系統(tǒng)和大系統(tǒng)四個方面，探究可能影響父親參與親職角色的相關(guān)因素。

1.小系統(tǒng)：個體的背景因素

（1）年齡

年齡與親職參與關(guān)系的研究發(fā)現(xiàn)，年齡高低對其家務(wù)工作的投入程度存在相關(guān)關(guān)系，布雷菲爾德認為男性的年齡越輕，家務(wù)投入度越高。⑧而國內(nèi)的研究卻發(fā)現(xiàn)不同年齡的男性在親職角色的參與上并無明顯差異。⑨那么隨著近年來性別平等概念以及 “新好男人”、“好爸爸”等形象的逐漸普及，在父職扮演上是否存在因年齡不同而產(chǎn)生的代間差異 （Intergenerational difference）？

（2）教育程度、職業(yè)類別、社會階層

布雷菲爾德的研究顯示教育程度對參與親職角色扮演具有影響作用，男性的教育程度越高，其投入家庭的程度也越高。⑩在職業(yè)等級方面，有研究顯示，高級專業(yè)、一般專業(yè)和高、中級管理階層的父親與低專業(yè)、低技術(shù)型管理階層者在親職角色投入上存在差異性。?從社會階層角度看，格里斯沃爾德的研究發(fā)現(xiàn)對于中產(chǎn)階層的男性而言，參與親職是配合妻子工作的權(quán)宜之計，一方面由于妻子確實工作與家庭兩頭忙不過來，另一方面則是為彌補其無法獨挑家庭經(jīng)濟重擔(dān)所產(chǎn)生的后續(xù)補償性行為。?因此，作為中產(chǎn)階層的父親，照顧孩子并不是一種非男子氣概的表現(xiàn)，而是他們對家人更為強烈的承諾性表現(xiàn)。但對于工人階層的父親來說，傳統(tǒng)男性的冷漠疏離依舊是他們主要的親職參與態(tài)度。

2.中間系統(tǒng)：所認知的配偶期待、所認知原生家庭父親的親職參與程度、夫妻職業(yè)等級差異、子女年齡與數(shù)目

（1）所認知的配偶期待

所認知的配偶期望，指的是 “我覺得我的配偶希望我扮演的 ‘父親’角色”。

有研究發(fā)現(xiàn)，夫妻間當(dāng)妻子比丈夫有更多現(xiàn)代化的性別角色觀念時，妻子的任務(wù)之一就是對傳統(tǒng)性別角色型塑下的男人/父親概念進行改造和提醒，配偶的要求往往會對父職參與度造成一定影響。?此外，也有研究提出了 “母親守門員” （maternal gatekeeping）的概念，認為有些母親不愿將親職責(zé)任交給父親，在具體行為過程中通過提出高標(biāo)準(zhǔn)的要求，令父親受挫，最終放棄參與育兒的工作。?可見所認知的配偶期待是影響父親親職參與的影響因素之一。

（2）所認知原生家庭父親的親職參與程度

與父母互動是個體生命中最初、最深的體驗，原生家庭中父母親職角色將對子女日后如何扮演父母產(chǎn)生較大的影響。?因此，本研究將所認知的原生家庭父親的親職參與程度作為對男性親職參與的影響因素之一。

（3）夫妻職業(yè)等級差異

已有關(guān)于家務(wù)性別分工的研究發(fā)現(xiàn)，女性婚后和成為母親后往往將承擔(dān)更多家務(wù)勞動，男性則將更多的時間投入在勞動力市場上。?關(guān)于中國家務(wù)勞動參與的研究則證實，已婚女性工作時間的增加可顯著減少她們家務(wù)勞動時間?，相較于丈夫受教育程度低于妻子的情況，丈夫受教育程度相當(dāng)于或高于妻子都會減少丈夫的家務(wù)勞動投入?。

由此可見，夫妻彼此的就業(yè)狀況可能是影響已婚男性參與家務(wù)分工的要素之一，因此本研究將夫妻雙方的職業(yè)差異 （職業(yè)等級差）作為影響男性對父職承諾、性別角色態(tài)度與男性親職參與程度的重要影響因素。

（4）子女年齡與子女?dāng)?shù)

蘭博的研究發(fā)現(xiàn)，父親對年紀(jì)較大的孩子投入時間較多，因為他們的生理需求較少，也易于溝通。?就子女個數(shù)來看，布雷菲爾德的研究提到家中子女總數(shù)的多少將影響父親親職角色的投入狀況。?但就具體來看，學(xué)者之間的研究又存在較大差異?；谀壳暗难芯拷Y(jié)果較不一致，本研究擬將子女年齡和子女?dāng)?shù)作為研究變量進行審視。

3.外系統(tǒng)：居住支援環(huán)境

（1）城鄉(xiāng)差異

“父職”的界定與實踐伴隨著人與所處環(huán)境發(fā)生的互動逐漸建構(gòu)而成，因此對男性親職參與的考量也須放置于其所居住與活動的空間之中。城鄉(xiāng)在教育、文化、觀念、人際互動以及支援系統(tǒng)等方面均存在差異，因此本研究將城鄉(xiāng)差異作為探究男性親職參與相關(guān)因素的變量之一。

（2）家庭形態(tài)

以往對已婚男性參與家務(wù)工作狀況的研究發(fā)現(xiàn)，是否與母親同住對已婚男性參與家務(wù)工作具有重要影響作用。?如果說在核心家庭中，對男性親職參與的內(nèi)部支持系統(tǒng)只有妻子，那么在非核心家庭中呢？長輩的支持與否是否也對男性參與親職有影響呢？

4.大系統(tǒng)：父職承諾、性別角色態(tài)度

（1）對父職的承諾

在媒體不斷傳遞男性參與家庭活動的幸福觀和全民追捧的 “好爸爸”、“好丈夫”標(biāo)準(zhǔn)模式的影響下，父職承諾便是環(huán)境文化影響個人價值觀的一種體現(xiàn)。拉內(nèi)和麥克布賴德的研究發(fā)現(xiàn)，影響父親是否參與照顧子女的主要因素是對父職的承諾，而非男性的工作狀況。?因此，無論現(xiàn)代的父親對“父親”這一新角色是否產(chǎn)生自覺或是視而不見，其自身的價值觀才是影響他們是否愿意投入親職的關(guān)鍵。

（2）性別角色態(tài)度

在親職的實際參與上，傳統(tǒng)性別分工將父親界定為外出工作、養(yǎng)家糊口的角色，維持一家人的生計才是父親的主要責(zé)任，這極大地降低了父親參與親職的意愿。?那么，即便是男性擁有較高的親職意愿，當(dāng)面臨工作與親職相抵觸或發(fā)生時間上的沖突時，父親的優(yōu)先次序是否依舊是 “工作事業(yè)第一”？在親職參與中，父親究竟抱著怎樣一種性別角色態(tài)度，這種態(tài)度又將對其參與親職產(chǎn)生怎樣的影響？

基于對上述文獻資料的分析，本研究將從生態(tài)系統(tǒng)理論的視角出發(fā)，采用多變量變異數(shù)分析對包括個人背景因素 （年齡、受教育程度、職業(yè)、夫妻職業(yè)等級差）與居住支持環(huán)境 （城鄉(xiāng)差異、家庭組成形態(tài)）等類別變量在內(nèi)的自變量以及包括性別角色態(tài)度、父職承諾和親職參與程度在內(nèi)的因變量進行差異性分析。進一步地，本研究采用因徑分析法構(gòu)建出以子女年齡、子女?dāng)?shù)目、所認知原生態(tài)家庭父親的親職參與、配偶期望、性別角色態(tài)度、父職承諾、親職參與程度等連續(xù)變量的線性結(jié)構(gòu)模式，來探究諸因素間的脈絡(luò)相關(guān)性。

本研究的基本假設(shè)如下：

H1：子女年齡與父職承諾呈顯著相關(guān)；

H2：子女年齡與親職參與呈顯著相關(guān)；

H3：子女?dāng)?shù)目與父職承諾呈顯著相關(guān)；

H4：子女?dāng)?shù)目與親職參與呈顯著相關(guān)；

H5：所認知的配偶期望與性別角色態(tài)度呈顯著相關(guān)；

H6：所認知的配偶期望與父職承諾呈顯著相關(guān)；

H7：所認知的配偶期望與親職參與顯著相關(guān)；

H8：所認知的原生家庭父親的親職參與和性別角色態(tài)度呈顯著相關(guān)；

H9：所認知的原生家庭父親的親職參與和父職承諾呈顯著相關(guān)；

H10：所認知的原生家庭父親的親職參與和親職參與呈顯著相關(guān)；

H11：性別角色態(tài)度與父職承諾呈顯著相關(guān)；

H12：性別角色態(tài)度與親職參與呈顯著相關(guān)；

H13：父職承諾與親職參與呈顯著相關(guān)。

二、研究方法

1.資料收集

本研究采用問卷調(diào)查方法收集資料，并選取武漢市、黃石市、鄂州市、黃岡市、孝感市、咸寧市、仙桃市、潛江市和天門市內(nèi)的中小學(xué)學(xué)生父親為研究母群體，采取多階分層抽樣，共發(fā)放問卷2230份，回收后剔除無效問卷后，獲得有效問卷為1603份，回收率為71.9%。有效樣本的基本情況詳見表1。

2.效度與信度

根據(jù)研究目的與上述相關(guān)文獻的探討，本研究制定了 《中小學(xué)生父親參與親職狀況調(diào)查問卷》，通過請相關(guān)專家對問卷中的量表和題目審閱后提出修改意見外，在正式大量投放調(diào)查之前對一個班的學(xué)生作了測試，以確保題目清晰無誤。在信度分析方面，本研究采用的是內(nèi)部一致性分析，以Cronbach’s α為信度指標(biāo)，得出父職承諾的信度值為0.92、性別角色態(tài)度的信度值為0.88、男性親職參與程度的信度值為0.92，Cronbach’s α的系數(shù)均在0.8以上，具有良好的信度。

3.資料分析

根據(jù)變量的不同形態(tài)，本研究對類別變量進行多變量變異數(shù)分析 （MANOVA）、對定距變量進行線性結(jié)構(gòu)方程分析。

（1）多變量變異數(shù)分析：主要包括對背景變量（父親年齡間距、教育程度、職業(yè)類別、夫妻職業(yè)等級差等）和居住環(huán)境變量 （城鄉(xiāng)差異、家庭組成形態(tài)）進行分析，以了解其間的差異性。

（2）線性結(jié)構(gòu)方程分析：本研究以Lisrel統(tǒng)計軟件為分析工具采用線性結(jié)構(gòu)方程模型對父親親職參與與生態(tài)系統(tǒng)論理論模型的配適度和研究假設(shè)進行驗證，并進一步探討各自變量與因變量之間的因果關(guān)系。

表1 樣本基本情況

三、研究結(jié)果

1.多變量變異數(shù)分析

為了解受訪者的背景變量 （父親年齡間距、教育程度、職業(yè)類別、夫妻職業(yè)等級差等）和居住環(huán)境變量 （城鄉(xiāng)差異、家庭組成形態(tài)）對性別角色態(tài)度、父職承諾和親職參與程度的影響，本研究采用多變量變異數(shù)分析和Tukey多重比較來檢驗是否存在顯著性差異。

（1）年齡

本研究為了解不同年齡的中小學(xué)生父親在性別角色態(tài)度、父職承諾和親職參與程度三個維度上是否存在差異，將受訪者的年齡以10歲為一個組群共分為四類。從表2可知年齡在此三個維度上均存在顯著差異：Wilk’s Lambada=0.974，F(xiàn)=2.38。接著進行ANOVA檢定與事后比較，從雙變異數(shù)分析和Tukey多重比較可知：30歲以下、41—50歲之間以及50歲以上者在性別角色態(tài)度方面存在顯著性差異；31—40歲者在親職參與方面明顯比50歲以上者表現(xiàn)得更積極；31—40歲者在父職承諾方面比30歲以下者表現(xiàn)得更積極。

有研究發(fā)現(xiàn)父親在父職角色的扮演中常表現(xiàn)為：內(nèi)容上 “玩樂為主、照顧為輔”；時間上 “有限、偶爾、周末和業(yè)余”；責(zé)任心上是 “次要、被動與配合”；初為人父的主觀感受是 “苦樂參半”，其照顧性質(zhì)也因此常被界定為 “邊際與輔助性照顧”?，所以就像沒有誰天生就會做母親一樣，父親也需要準(zhǔn)備與教育。根據(jù)本研究數(shù)據(jù)分析獲知，目前30歲以下的受訪者其父職承諾顯著低于31—40歲年齡層的男性，此結(jié)果亦可說明在當(dāng)今傳統(tǒng)生育觀日漸松動的社會背景下，年輕一代對步入婚姻、養(yǎng)育后代的態(tài)度已逐漸從過去的天經(jīng)地義轉(zhuǎn)變?yōu)樯罡胸?zé)任重大，這一態(tài)度上的轉(zhuǎn)變也使他們推遲結(jié)婚、延后生育成為可能。調(diào)查中那些30歲以下已經(jīng)有孩子上學(xué)讀書的男性進入婚姻的時間也相對較早，他們對婚姻關(guān)系的準(zhǔn)備和對做父親的承諾很可能會因不知該如何應(yīng)對而選擇逃避，從而重復(fù)上一代傳統(tǒng)家庭中父親角色的扮演模式，在保持沉默的同時將責(zé)任推諉給母親的 “嚴父形象”一定程度上也成為了他們理所當(dāng)然的避風(fēng)港。

（2）教育程度

本研究根據(jù)現(xiàn)行學(xué)制，將被訪者分為五組，從表2顯示的 MANONA整體性檢測可知，受教育程度在性別角色態(tài)度、父職承諾和親職參與程度等方面具有顯著性差異：Wilk’s Lambada=0.973，F(xiàn)=1.84。隨后根據(jù)變異數(shù)分析和Tukey事后多重比較分析可知高中以下和高中以上者存在顯著性差異，受教育程度越高者其對各變量的影響也呈現(xiàn)上升趨勢，即受教育程度越高，在性別角色態(tài)度、父職承諾和親職參與上的表現(xiàn)越積極。

（3）職業(yè)類別

從表2顯示的MANOVN整體性檢定可知，職業(yè)類別在性別角色態(tài)度、父職承諾與親職參與程度上具有顯著性差異：Wilk’s Lambada=0.967，F(xiàn)=1.98。隨后根據(jù)變異數(shù)分析和Tukey事后多重比較分析可知職業(yè)類別為C類 （半專業(yè)人員、一般公務(wù)員）在父職承諾、親職參與上比其他類別者表現(xiàn)得更積極。養(yǎng)育孩子所能獲得的正向回饋以及孩子成長過程中可能發(fā)生的問題是父母投入養(yǎng)育的重要影響因素?，但由于工作與親職實踐中出現(xiàn)的矛盾往往令 “實質(zhì)”的參與和 “意愿”上的參與存在一定差異，半專業(yè)人員和普通公務(wù)員通常具有工作穩(wěn)定、時間充裕的特點，因此在一定程度上成為了最能呼應(yīng)社會期待，扮演 “好爸爸”的父親。這一結(jié)果也印證了其他學(xué)者在父職研究中所發(fā)現(xiàn)的男性參與親職時所面臨的工作與家庭矛盾：一方面父親在親職參與過程中明白育兒是一門需要學(xué)習(xí)的學(xué)問，并在實踐中逐漸懂得父職參與對孩子成長的重要性，以及家務(wù)分工對家庭和睦的重要意義，并開始逐漸自覺改變、主動投入。但另一方面，由于 “工作第一”的認知慣性和基于經(jīng)濟利益上的考慮，父親在父職參與的實際過程中又感到壓力重重。?

（4）夫妻職業(yè)等級差

從表2可知，夫妻職業(yè)等級差在性別角色態(tài)度、父職承諾和親職參與程度上均具有顯著性差異：Wilk’s Lambada=0.985，F(xiàn)=2.36。隨后根據(jù)變異數(shù)分析和Tukey事后多重比較分析可知，職業(yè)等級中男高女低者在性別角色態(tài)度、父職承諾和親職參與程度方面均比男女職業(yè)等級相等者和男低女高者表現(xiàn)得更積極?？梢?，當(dāng)父親的職業(yè)等級高于母親時，男性在性別角色上的自我壓抑感會減少，更能以一種平等的態(tài)度去看待，對父職承諾、親職參與等更為積極主動。

（5）家庭組成形態(tài)、居住區(qū)域

表2的結(jié)果顯示，家庭組成形態(tài)和居住區(qū)域?qū)Ω赣H在性別角色態(tài)度、父職承諾與親職參與程度上并無顯著性差異。

表2 背景因素等對性別角色態(tài)度、父職承諾、親職參與程度的多變量變異數(shù)分析

表3 理論模型的配適度分析

2.理論模型與研究假設(shè)檢驗

除了對多變量進行變異數(shù)分析外，本研究通過結(jié)構(gòu)方程分析對理論模型進行檢驗，進而了解各因素的影響效果。

（1）理論模型的檢驗

研究參考Joreskog與Sorbom的意見，通過對五項指標(biāo) [分別為：χ2越小越好；χ2與其自由度的比值＜3；適配指標(biāo) （GFI）＞0.9；調(diào)整后的適配指標(biāo)（AGFI）＞0.9；平均近似誤差根＜0.05]進行整體模式配適度測量，并根據(jù)最適配模式進行因素與變量的信度與效度檢驗。

理論模型檢定的配適度分析見表3。表中卡方檢驗的P值為0.97，顯示該研究模式與觀察資料間具有良好的配適度，但由于卡方檢驗受樣本大小影響，因此根據(jù)Bagozzi的建議將樣本大小加以考慮，以卡方檢驗值與其自由度比值進一步對配適度檢驗。本研究卡方檢驗值與自由度比值為0.068，說明在考慮樣本的影響后，依舊在可接受范圍內(nèi)。

此外，在其它配適度指標(biāo)上，由于RMSEM值為0.036、GFI值為1.0、AGFI值為1.0等均達到了設(shè)定的建議值，因此就整體而言，本研究的理論模型與觀察資料具有較好的配適度，說明研究提出的理論模型具有合理性，可進一步做研究假設(shè)驗證。

（2）研究假設(shè)檢驗

本研究測量模式中的潛在變量由可觀測變量測量，因此假設(shè)內(nèi)生變量與外生變量的測量誤差是0。研究內(nèi)生、外生潛在變量間結(jié)構(gòu)方程如下：

η1= （-0.12*）ζ3+ （-0.09*）ζ4+ζ1

η2= （-0.05*）ζ1+ （-0.41*）ζ2+ （0.58*）ζ3+（0.06*）ζ4+ （0.1*）η1+ζ2

η3= （-0.3*）ζ1+ （-0.67*）ζ2+ （0.51*） ζ3+（0.1*）ζ4+ （0.03*）η1+ （0.32*）η3+ζ3

理論模型配適度獲得支持后，本研究則以模型中γ系數(shù)與β系數(shù)來對假設(shè)進行檢驗，具體結(jié)果詳見表4。

第一，子女年齡。調(diào)查顯示，子女年齡對父職承諾、親職參與的參數(shù)值分別為-0.05和-0.30，t值為-0.51和-2.48，其中只有對親職參與的關(guān)系具有顯著水平，從而證實假設(shè)H2成立，即子女年齡越低，父親親職參與投入也越多。該結(jié)果與蘭博和貝利所發(fā)現(xiàn)的父親對年紀(jì)較大的孩子投入較多時間不同。對此，本研究認為在質(zhì)性研究中，通過訪談中父親們的陳述確實可以得出由于孩子越大，生理需求相應(yīng)減少、越易溝通，因此父親們參與親職的意愿往往較高的結(jié)論。但目前中國社會依舊以雙薪家庭為主軸，在此背景下參與親職也就不應(yīng)被視為一種選擇性行為，而應(yīng)被當(dāng)作家庭正常運轉(zhuǎn)的必要性行為，因為孩子越小，需要投入的養(yǎng)護照顧比重也越大，自然需要投入更多的時間與精力，故父親參與親職的投入也越高。

第二，子女?dāng)?shù)目。調(diào)查顯示，子女?dāng)?shù)目對父職承諾、親職參與的參數(shù)值分別為-0.41和-0.67，t值為-2.11和-3.03，且均達到顯著水平，故假設(shè)H3和H4成立，即子女?dāng)?shù)目的多少將影響父親對父職的承諾與親職的參與，子女?dāng)?shù)目越多，父親的親職參與投入也越低。對此，本研究認為：一方面子女?dāng)?shù)目越多，對于父母而言勢必將帶來更多的麻煩、不自由，親職責(zé)任的沉重與復(fù)雜可能使父親選擇逃避，也可能子女?dāng)?shù)目越多家庭開銷也越大，父親需要努力工作賺錢而無暇參與較多的親職。另一方面，在社會發(fā)展的過程中，不同世代表現(xiàn)出相異的婚育觀，如今傳統(tǒng)社會所追求的傳宗接代、多子多福觀念已逐漸式微，追求夫妻互動和高品質(zhì)生活日益成為現(xiàn)代家庭的主流價值觀，因此我們是不是可以這樣認為，生育較少的孩子是男性對 “當(dāng)父親”深思熟慮的結(jié)果，那些生養(yǎng)較多孩子家庭的背后是不是存在某種不得不生的壓力？在過多壓力之下，相對母親而言更有選擇權(quán)的父親所表現(xiàn)出來的即是不愿參加日常親職。

表4 研究假設(shè)驗證結(jié)果

第三，所認知的配偶期望。所認知的配偶期望對性別角色態(tài)度、父職承諾、親職參與的參數(shù)值分別為-0.12、0.58和 0.51，t值為-2.22、26.84和15.81，均達到顯著水平，故假設(shè)H5、H6和H7成立，即所認知的配偶期望與父親對性別角色態(tài)度呈負相關(guān)，也就是說配偶的期望越低，丈夫性別角色態(tài)度越趨于傳統(tǒng) （分數(shù)越高）。這一結(jié)果也印證了其他學(xué)者的觀點：認知到的配偶期望越低、要求越少，則丈夫性別角色態(tài)度也將越傳統(tǒng)，刻板印象越難松動，故妻子是促成 “父親”角色改變的關(guān)鍵性因素。?隨著社會經(jīng)濟結(jié)構(gòu)在家庭領(lǐng)域?qū)π詣e分工的重組，兩性在就業(yè)和經(jīng)濟收入等方面差距也逐漸縮小，妻子同丈夫一樣成為了家庭經(jīng)濟收入重要的提供者?，因此當(dāng)女性較男性更多地持有現(xiàn)代性別角色觀念時，往往有對傳統(tǒng)性別角色型塑下的男性/父親概念進行 “改造”的要求，并通過不斷的提醒令男性/父親在親職中扮演好積極參與的角色。此外，一些母親由于工作性質(zhì)的原因 （如需經(jīng)常出差、輪班、值班等），那些所謂的提醒、抱怨或要求也可以被視為在面對多重角色沖突或角色負擔(dān)過重的情況下對丈夫的一種求助行為。因此，父親在此結(jié)構(gòu)背景之下，完全認知配偶的期望與要求，育兒也就不再是扮演好協(xié)助角色而應(yīng)成為他們生活中的一部分。

第四，所認知的原生家庭父親的親職參與。所認知的原生家庭父親的親職參與對性別角色態(tài)度、父職承諾、親職參與的參數(shù)值分別為-0.09、0.06和0.10，t值為-2.04、3.14和5.36，均達到顯著水平，故假設(shè)H8、H9和H10成立。該結(jié)果也印證了懷特和布林克霍夫的觀點，即個體在原生家庭中不同的體驗和家庭教育對其性別角色態(tài)度、父職承諾和親職參與均具有直接性影響。?進一步地說，當(dāng)個體成為父親后，他將如何看待自己所預(yù)設(shè)的理想父親和自己實踐父職時所形成的落差也將受到原生家庭父親的親職參與影響。

第五，性別角色態(tài)度。性別角色態(tài)度對父職承諾、親職參與的參數(shù)值分別為0.10、0.03，t值為7.57、2.34，均達到顯著水平，故假設(shè)H11、H12成立，即父親的性別角色態(tài)度會影響其父職承諾、親職參與的程度。性別角色理論所揭示的性別角色態(tài)度與父親參與育兒間的關(guān)系固然已被證明，但在此本研究認為父母雙方的工作性質(zhì)和狀態(tài)與性別角色態(tài)度的相互影響也不容忽視，即我們更需要家庭友好型的社會與工作環(huán)境。

第六，父職承諾。父職承諾與父親參與親職間關(guān)系的參數(shù)值為0.32，t值為9.77，表明父職承諾與親職參與的關(guān)系達到顯著水平，研究假設(shè)H13成立。此結(jié)果顯示男性的父職承諾程度將影響其對親職參與的程度，與拉內(nèi)與麥克布賴德的量化分析結(jié)果一致。

（3）整體效果探討

Lisrel統(tǒng)計分析法除了可以提供各參數(shù)估計之外，還可呈現(xiàn)變量的間接、直接與整體效果值，進一步地，我們將對內(nèi)生變量各影響因素的整體性效果進行討論。研究模型的間接、直接與整體效果詳見表5。

第一，當(dāng)模型內(nèi)生變量為性別角色態(tài)度時，研究結(jié)果顯示：所認知的配偶期望與原生家庭父親的親職參與程度，對性別角色態(tài)度的整體效果值分別為-0.113和-0.078，二者對性別角色態(tài)度均呈顯著負相關(guān)關(guān)系。其中，所認知的配偶期望對男性的性別角色態(tài)度影響較大，顯示配偶的期望值越低、要求越少，則丈夫性別角色態(tài)度也將越趨于傳統(tǒng) （分值越高）。

表5 研究模型的間接、直接與整體效果

第二，當(dāng)模型內(nèi)生變量為父職承諾時，研究顯示：子女?dāng)?shù)、所認知的配偶期望、原生家庭父親的親職參與與性別角色態(tài)度對父職承諾整體效果值分別為-0.422、0.613、0.038、0.1。其中，子女?dāng)?shù)與其呈負相關(guān)，即子女?dāng)?shù)越多，對父職承諾越低；所認知的配偶期望對父職承諾影響最大。然而，該結(jié)果雖可對為何妻子對丈夫的親職角色期待不高時丈夫容易順?biāo)浦鄣亟档推鋵Ω嘎毜某兄Z進行解釋，卻難以回答這一現(xiàn)象背后的原因，即究竟是因為之前妻子對丈夫承擔(dān)親職的要求沒有獲得相應(yīng)回應(yīng)而導(dǎo)致的習(xí)以為常的低期待呢，還是因為女性/母親的“親職守門員”思維？這還有待進一步研究。

第三，當(dāng)模型內(nèi)生變量為親職參與程度時，研究結(jié)果顯示：子女年齡、子女?dāng)?shù)目、所認知的配偶期望、原生家庭父親的親職參與程度、性別角色態(tài)度和父職承諾對親職參與的整體效果值分別為 -0.302、-0.815、0.686、0.115、0.063、0.321。其中子女年齡與子女?dāng)?shù)目均呈負相關(guān)關(guān)系，即子女年齡越大或子女?dāng)?shù)目越多，其親職參與程度越低；所認知的配偶期望、父職承諾對親職參與的整體效果較大，顯示這二者對親職參與影響相對較大。

四、結(jié)論與建議

伴隨著社會大生產(chǎn)的沖擊和信息技術(shù)時代的來臨，在當(dāng)前社會性別秩序下，傳統(tǒng)的性別分工模式也受到了較大程度的挑戰(zhàn)。?相對于傳統(tǒng)家庭育兒過程中常出現(xiàn)的 “父親缺席”，有越來越多的人意識到父親在育兒過程中的重要作用，進而引發(fā)了社會對父親角色的重新定位，“父職參與”亦成為一個流行的話題。本文以 “共親職”概念作為養(yǎng)育的親職內(nèi)涵基礎(chǔ)，結(jié)合相關(guān)文獻以及生態(tài)系統(tǒng)論的觀點提出了影響父親親職參與的相關(guān)假設(shè)，并進行了實證分析，最后將在研究結(jié)果基礎(chǔ)上提出相關(guān)建議。

1.研究結(jié)論

差異性分析主要在于探究影響父親參與親職的相關(guān)但非連續(xù)性變量因素，本研究經(jīng)MANOVA整體性檢定得出：

第一，從年齡上看，相對于那些結(jié)婚較早并成為父親的男性來說，處于30—50歲年齡層的男性，其父職承諾與親職參與程度具有顯著性增高。從受教育程度看，受教育程度越高者在其性別角色態(tài)度、父職承諾和親職參與上表現(xiàn)得更積極，特別是受教育程度為初中以下與高中以上文化水平的父親之間具有顯著性差異。從職業(yè)類別看，不同的職業(yè)類別對性別角色態(tài)度、父職承諾和親職參與均有明顯差異，其中半專業(yè)人員和一般公務(wù)員在上述三方面中表現(xiàn)得更為積極。從夫妻職業(yè)等級差看，男高女低的夫妻職業(yè)等級在性別角色態(tài)度、父職承諾和親職參與上表現(xiàn)得比男女職業(yè)等級相等和男低女高者更積極。研究結(jié)果表明家庭形態(tài)、居住區(qū)位和環(huán)境等因素對父親參與親職沒有明顯差異。

第二，就理論模型與研究假設(shè)檢驗結(jié)果看，一方面，本研究的理論模型與觀察資料具有較好的配適度，為父親親職參與的歷程提供了適當(dāng)?shù)慕忉屇Ｐ?。另一方面，假設(shè)檢驗說明子女?dāng)?shù)目對親職參與的影響最大 （參數(shù)值最大），且呈負相關(guān)關(guān)系，說明子女?dāng)?shù)目越多，越會降低父親對父職的承諾；所認知的配偶期待對父職承諾與親職參與的影響，說明所認知的配偶期望越正向時，父親的親職承諾與親職參與也越呈現(xiàn)正向發(fā)展；父職承諾對親職參與的參數(shù)值也呈正相關(guān)關(guān)系，說明父親對父職的承諾意愿對其實際的父職參與具有直接性影響。

第三，從整體效果看，所認知的配偶期待對性別角色態(tài)度、父職承諾和親職參與的整體影響最大，說明所認知的配偶期待不僅直接影響著男性對父職的參與，也將透過性別角色態(tài)度、父職承諾等間接對親職參與產(chǎn)生影響。此外，子女?dāng)?shù)目的多少對父職參與具有間接或直接性影響。

2.相關(guān)建議

第一，在政策上，目前除了 《中華人民共和國人口與計劃生育法》在2016年的修訂案中對丈夫陪產(chǎn)假由原來的10天增加到15天，對家庭生活和父親參與親職、父職起到了一定程度的作用外，我國尚未推行任何針對父職參與的法律條文。實際上在西方的一些國家，政府通過一系列的政策與行動對普通家庭的兒童照料進行了大量投入，通過立法等形式進一步推動父親參與親職實踐，如美國政府所推動的 “父職發(fā)展行動”，德國的 《聯(lián)邦育兒金法》，挪威、德國、冰島等國所推行的 “父親帶薪產(chǎn)假”等。我國政府也可通過開展親職教育培訓(xùn)等相關(guān)公共服務(wù)對父母和家庭提供系列家庭服務(wù)，對親職履行、家庭教育等方面提供講座、信息咨詢，幫助家長特別是父親加強家庭價值觀和對家庭的承諾感，通過幫助他們了解社會性別角色規(guī)范的限制來思考 “孩子成長”的價值，并在具體實踐中對“父職”的認知不斷調(diào)整，學(xué)習(xí)如何成為一名稱職的父親。

第二，企業(yè)也應(yīng)協(xié)助并鼓勵男性參與親職，這方面可以參考美國的一些大型企業(yè)的做法。如蘋果公司、柯達影像公司等為幫助男性員工認識自身在家庭中的角色，特別增設(shè)了爸爸專線服務(wù)，提供父親責(zé)任認知、兒童與成人發(fā)展與溝通等課程等幫助員工們成為孩子成長過程中不缺席的 “好爸爸”。它們的經(jīng)驗可為我國企業(yè)所借鑒。

第三，在教育方面，由于個體的性別角色態(tài)度自年幼起受原生家庭的影響較大，因此父親的親職意識也應(yīng)在做父親之前就有所培養(yǎng)，例如醫(yī)院為孕婦等提供的相關(guān)課程也應(yīng)將這些準(zhǔn)爸爸們納入其中，幫助他們了解配偶的期望。

注釋：

① K.J.Daly,Reschaping Fatherhood:Finding the Model,in W.Marsiglio(ed.),Fatherhood:Contemporary Theory, Research, and Social Policy, California: Sage,1995.

②B.I.Fagot,M.D.Leinbach,Gender Knowledge in Egalitarian and Traditional Families, Sex Roles, 1995,32(7-8),pp.513-526.

③?? 徐安琪、張亮：《父親育兒投入的影響因素：本土經(jīng)驗資料的解釋》，《中國青年研究》2009年第4期。

④ 劉愛玉等：《雙薪家庭的家務(wù)性別分工：經(jīng)濟依賴、性別觀念或情感表達》，《社會》2015年第2期。

⑤? 徐安琪：《家庭性別角色態(tài)度：刻板化傾向的經(jīng)驗研究》，《婦女研究論叢》2010年第2期。

⑥U.Brofenbrenner,The Ecology of Human Development,Harvard University Press,1979.

⑦J.Garbarino,R.H.Abramowitz,The Ecology of Human Development,in J.Garbarino(ed.),Children and Family in the Social Environment(2nd),Walter de Gruyter Inc,1992,pp.11-34.

⑧⑩? A.A.Brayfield,Employment Resource and Household in Canada, Journal of Marriage and Family,1992,54(1),pp.19-30.

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