父親參與和學(xué)前兒童發(fā)展關(guān)系的元分析*

張 晉,程紹仁,任慧娟

(1.蘇州科技大學(xué) 教育學(xué)院,江蘇 蘇州 215009;2.遼寧師范大學(xué) 教育學(xué)院,遼寧 大連 116029;3.蘇州幼兒師范高等專科學(xué)校 學(xué)前二系,江蘇 蘇州 215131)

20世紀(jì)90年代末,美國受到“國家父權(quán)倡議”(National Fatherhood Initiative)、“讓父親有意義地參與進(jìn)來”等政策的驅(qū)動,相繼開展“貧困家庭臨時救助基金”(Temporary Assistance for Needy Families)、“父親計(jì)劃”(Father Project)、“青少年父親合作項(xiàng)目”(Teen Father Collaboration)、“父母積極教養(yǎng)項(xiàng)目”(Positive Parenting Program)等政府項(xiàng)目,父親角色落實(shí)逐步上升為國家戰(zhàn)略。

改革開放以來,隨著我國城鎮(zhèn)化的持續(xù)推進(jìn)與家庭結(jié)構(gòu)的變化,數(shù)以萬計(jì)的父親面臨著工作與家庭的多重壓力,主要扮演著養(yǎng)家糊口者(breadwinner)的角色,“賴賬父親”(deadbeat dads)激增,父親主體責(zé)任落實(shí)變得愈加困難并成為日益突出的社會問題。2022年1月實(shí)施的《中華人民共和國家庭教育促進(jìn)法》(以下簡稱《家庭教育促進(jìn)法》)明確強(qiáng)調(diào)“共同參與,發(fā)揮父母雙方的作用”,進(jìn)一步提升了父親參與的嚴(yán)肅性與規(guī)范性。豐富父親角色、落實(shí)育兒責(zé)任成為適應(yīng)新時代教育改革需要的必然選擇。在此背景下,圍繞父親參與的研究不斷興起,其中,父親參與的價值與意義被廣泛討論。20世紀(jì)90年代以來,圍繞父親參與和學(xué)前兒童發(fā)展的量化研究大量涌現(xiàn)。然而編碼發(fā)現(xiàn),父親參與和學(xué)前兒童發(fā)展關(guān)系的研究存在較大分歧。

詹恩斯(Jeynes)、麥克瓦尼(McWayne)等對以西方學(xué)前至學(xué)齡段兒童為被試的研究成果展開元分析,發(fā)現(xiàn)父親參與和學(xué)生學(xué)業(yè)成就呈低正相關(guān),他們還分析了參與類型、種族、年齡段、住家狀態(tài)和社會經(jīng)濟(jì)地位(Socioeconomic Status,SES)對二者關(guān)系的影響。[1-2]但這些研究仍然存在需要進(jìn)一步澄清之處:第一,已有研究主要以西方文化背景為主,缺乏跨文化比較;第二,納入元分析的文獻(xiàn)均為2010年前的成果,而近十余年的研究成果尚未納入元分析;第三,學(xué)前段的元分析聚焦于兒童總體認(rèn)知與社會性發(fā)展,尚未分析父親參與和兒童語言、數(shù)學(xué)發(fā)展的關(guān)系。鑒于此,本研究擬結(jié)合最近的中英文定量研究成果,運(yùn)用元分析技術(shù),探析父親參與和學(xué)前兒童發(fā)展間的關(guān)系,同時考察父親參與類型、社會經(jīng)濟(jì)地位、父親住家狀態(tài)、文化背景、兒童性別對二者關(guān)系的調(diào)節(jié)影響。

一、概念界定與文獻(xiàn)梳理

(一)概念界定

1.父親參與

當(dāng)前,國內(nèi)外鮮有研究明確界定父親參與,更多是從指標(biāo)類型的角度來界定。蘭姆(Lamb)指出,父親角色主要是向孩子介紹外面的世界和現(xiàn)實(shí)。[3]帕姆(Palm)等指出,父親參與是指父親與兒童間的直接或間接聯(lián)系,承擔(dān)著兒童健康和福利的責(zé)任以及支持家庭發(fā)展的任務(wù)。[4]可見,父親參與是一個相對復(fù)雜的概念,有著寬泛的內(nèi)涵。蘭姆從親子活動的角度提出父親參與的三個層面,即參與、可及性和責(zé)任。[5]帕科維茨(Palkovitz)從連續(xù)性的角度來劃分父親參與,包括投入時間、參與程度、可觀察性、顯著性和直接性。[6]鮑姆林德(Baumrind)、麥克比(Maccoby)等從教養(yǎng)質(zhì)量的角度提出,父母育兒模式包括支持與控制兩大維度,控制分為強(qiáng)制性控制和非強(qiáng)制性控制。[7-8]張晉等將父親參與劃分為積極參與和消極參與。[9]

依據(jù)現(xiàn)有的概念界定與文獻(xiàn)編碼,本研究將父親參與劃分為一般參與活動、支持性方式與非強(qiáng)制性控制。一般參與活動包括生活活動、學(xué)業(yè)活動、家庭學(xué)習(xí)環(huán)境創(chuàng)設(shè)、游戲活動、共育活動、陪伴時間、經(jīng)濟(jì)支持與聯(lián)系;支持性方式包括支持、贊揚(yáng)、愛與尊重;非強(qiáng)制性控制包括規(guī)訓(xùn)、規(guī)則制定、監(jiān)督、訓(xùn)導(dǎo)與懲罰。

2.學(xué)前兒童發(fā)展

現(xiàn)有研究更多從關(guān)鍵領(lǐng)域的角度來界定學(xué)前兒童發(fā)展。美國國家教育目標(biāo)小組(National Educational Goals Panel)認(rèn)為,兒童發(fā)展包括身體健康與運(yùn)動發(fā)展、社會與情感發(fā)展、語言發(fā)展、學(xué)習(xí)品質(zhì)、認(rèn)知、一般知識六大領(lǐng)域。我國《3～6歲兒童學(xué)習(xí)與發(fā)展指南》將兒童發(fā)展劃分為健康、語言、社會、科學(xué)和藝術(shù)五大領(lǐng)域。依據(jù)上述界定與文獻(xiàn)編碼,本研究重點(diǎn)考察父親參與和學(xué)前兒童總體發(fā)展、一般發(fā)展與領(lǐng)域發(fā)展的關(guān)系?？傮w發(fā)展包括一般發(fā)展和領(lǐng)域發(fā)展,一般發(fā)展指原始文獻(xiàn)中未明確說明兒童發(fā)展的具體領(lǐng)域,領(lǐng)域發(fā)展包括語言和數(shù)學(xué)。

(二)父親參與和學(xué)前兒童發(fā)展的相關(guān)研究

文獻(xiàn)編碼發(fā)現(xiàn),一是75.0%的效應(yīng)值顯示父親參與和學(xué)前兒童語言發(fā)展呈正相關(guān),有25.0%的效應(yīng)值顯示二者關(guān)系為負(fù)相關(guān)。研究發(fā)現(xiàn):父親參與和閱讀、詞匯發(fā)展、口語理解能力呈正相關(guān)[10-12];父親參與和接受語言、交際能力、語法發(fā)展呈負(fù)相關(guān)[13]。二是76.9%的效應(yīng)值顯示父親參與和學(xué)前兒童數(shù)學(xué)發(fā)展呈正相關(guān),23.1%的效應(yīng)值顯示二者關(guān)系為負(fù)相關(guān)。研究發(fā)現(xiàn):父親參與、投身家庭學(xué)習(xí)環(huán)境創(chuàng)設(shè)、認(rèn)知活動、游戲活動、溫暖行為以及學(xué)校參與活動與兒童數(shù)學(xué)、數(shù)概念發(fā)展呈正相關(guān)[10,14-17];父親養(yǎng)育活動、紀(jì)律教育活動、支持性養(yǎng)育和兒童數(shù)學(xué)能力呈負(fù)相關(guān)[18-20]。三是73.7%的效應(yīng)值顯示父親參與和學(xué)前兒童一般發(fā)展呈正相關(guān),26.3%的效應(yīng)值顯示二者關(guān)系為負(fù)相關(guān)。研究發(fā)現(xiàn):父親參與、父子關(guān)系、養(yǎng)育敏感性、積極關(guān)懷以及經(jīng)濟(jì)支持和兒童學(xué)業(yè)能力、入學(xué)準(zhǔn)備、智力水平、認(rèn)知能力發(fā)展呈正相關(guān)[21-25];基于家庭的父親參與、父子規(guī)則教育、溫暖行為、保護(hù)和兒童認(rèn)知靈活性、學(xué)業(yè)能力呈負(fù)相關(guān)[22,24-26]。四是75.2%的效應(yīng)值顯示父親參與和學(xué)前兒童總體發(fā)展呈正相關(guān),有24.8%的效應(yīng)值顯示二者關(guān)系呈負(fù)相關(guān)。

(三)父親參與和學(xué)前兒童發(fā)展的調(diào)節(jié)效應(yīng)

1.父親參與類型

隨著社會分工、家庭結(jié)構(gòu)以及父親身份的不斷演變,對“父親參與”的理解由狹隘關(guān)注單一方面向著強(qiáng)調(diào)多維度、多層次轉(zhuǎn)變,但尚未形成統(tǒng)一清晰的界定?，F(xiàn)有研究主要從教養(yǎng)質(zhì)量、親子活動、參與類型與發(fā)生場域等來界定父親參與。鮑姆林德、麥克比等從教養(yǎng)質(zhì)量的角度提出,父母育兒模式包括支持與控制兩大維度,其中,支持包括給予回應(yīng)、鼓勵、指導(dǎo)和日常幫助等行為;控制分為強(qiáng)制性控制和非強(qiáng)制性控制,強(qiáng)制性控制包括拒絕、毆打、體罰等,非強(qiáng)制性控制包括規(guī)訓(xùn)、規(guī)則制定等。[7-8]蘭姆提出參與、可及性和責(zé)任三個父親參與層次。[5]霍金斯(Hawkins)等從參與類型的角度,將父親參與劃分為經(jīng)濟(jì)支持、支持兒童母親、培育責(zé)任感、鼓勵學(xué)業(yè)成就、表揚(yáng)與情感支持、親子溝通、日常保育、親子閱讀與鼓勵兒童發(fā)展才能。[27]唐納(Downer)、李(Lee)、勞(Lau)等從發(fā)生場域的角度,將父親參與劃分為基于幼兒園的父親參與和基于家庭的父親參與。[13-14,22]因此,從不同視角界定父親參與必然影響父親參與和學(xué)前兒童發(fā)展間的關(guān)系。

2.父親社會經(jīng)濟(jì)地位

父親社會經(jīng)濟(jì)地位通過環(huán)境資源、心理影響、養(yǎng)育實(shí)踐等對兒童心理健康產(chǎn)生直接或間接的影響。一方面,豐富的社會經(jīng)濟(jì)資源為兒童發(fā)展提供必要的衣物、食物以及家庭環(huán)境等,高社會經(jīng)濟(jì)地位家庭在物質(zhì)資源供給、教育投資與家庭環(huán)境創(chuàng)設(shè)上具有顯著優(yōu)勢。另一方面,社會經(jīng)濟(jì)地位通過影響夫妻關(guān)系和家庭心理氛圍進(jìn)而影響兒童發(fā)展。良好的社會經(jīng)濟(jì)地位有助于促進(jìn)健康夫妻關(guān)系的養(yǎng)成,和睦的夫妻關(guān)系有助于減少父親消極參與,從而促進(jìn)兒童健康發(fā)展。高社會經(jīng)濟(jì)地位的家長對幼兒能力發(fā)展往往有著更高期待,且親子關(guān)系更具接受性、更平等,而低社會經(jīng)濟(jì)地位的家長與兒童間的關(guān)系則傾向于維持秩序和順從。大量研究發(fā)現(xiàn),家庭社會經(jīng)濟(jì)風(fēng)險越大,兒童發(fā)展水平越低。也有研究提出,少有證據(jù)表明社會經(jīng)濟(jì)地位和兒童社會性發(fā)展、幸福感存在直接關(guān)聯(lián)[28-29];低社會經(jīng)濟(jì)地位并非與兒童認(rèn)知或情感問題存在必然聯(lián)系[30];父親積極參與、家長有效教養(yǎng)能夠減輕社會經(jīng)濟(jì)風(fēng)險對兒童發(fā)展的消極影響,打破處境不利影響的連續(xù)性[31-32]。因此,不同社會經(jīng)濟(jì)地位下的父親參與對學(xué)前兒童發(fā)展影響結(jié)果有待進(jìn)一步探究。

3.父親住家狀態(tài)

住家為保障親子互動、父親易接近性以及落實(shí)父親責(zé)任創(chuàng)造了有利條件。文獻(xiàn)編碼發(fā)現(xiàn),79.5%的樣本屬于住家父親,非住家以及未標(biāo)明父親住家狀態(tài)的樣本僅占20.5%。然而,從社會發(fā)展趨勢來看,非住家父親比例逐步加大,其角色與責(zé)任落實(shí)成為亟須關(guān)注的社會問題。相比于住家父親,非住家父親往往更年輕,容易出現(xiàn)精神疾病、藥物濫用等問題[33-34],受教育程度與經(jīng)濟(jì)收入也更低,難以為家庭提供經(jīng)濟(jì)支撐[35]。眾多研究發(fā)現(xiàn),缺乏父親陪伴的兒童在認(rèn)知發(fā)展、學(xué)業(yè)成績和心理社會適應(yīng)方面表現(xiàn)較差,面臨更多情感問題和行為問題。[36-38]因此,住家狀態(tài)差異可能影響父親參與和學(xué)前兒童發(fā)展間的關(guān)系。

4.父親參與文化背景

教育實(shí)踐是文化活動的重要構(gòu)成部分,父親參與作為教育活動的一部分,勢必受到文化差異的影響。在東方文化背景下,養(yǎng)育方式鼓勵謙遜、合作與良好秩序的建立,注重培育兒童的認(rèn)知能力,而西方父母更強(qiáng)調(diào)民主、自由與個性培養(yǎng)。研究青少年父母養(yǎng)育方式發(fā)現(xiàn),歐美父母更可能通過營造支持與積極回應(yīng)的關(guān)系,幫助青少年從民主型養(yǎng)育模式中學(xué)會獨(dú)立自治,拉丁美洲人、非裔美國人和亞裔美國人父母則更傾向于威權(quán)型養(yǎng)育,更強(qiáng)調(diào)遵從和一致性。[39]丹迪(Dandy)等研究發(fā)現(xiàn),亞裔澳大利亞父母對子女有著更高的學(xué)術(shù)標(biāo)準(zhǔn)和教育期待,而盎格魯-凱爾特裔澳大利亞父母有著更靈活的教育期待,給孩子學(xué)業(yè)壓力較小。[40]舍克(Shek)等研究發(fā)現(xiàn),中國香港父母對子女學(xué)業(yè)成就的高期待與中國傳統(tǒng)文化密切相關(guān)。[41]因此,在不同文化背景下,父親參與和學(xué)前兒童發(fā)展關(guān)系可能存在差異。

5.學(xué)前兒童性別

兒童性別通過作用于父親養(yǎng)育方式、親子交往方式與父親投入等影響兒童發(fā)展。性別匹配理論(Gender Matching)提出了男孩和女孩同質(zhì)的理念,強(qiáng)調(diào)男性更有能力滿足男孩的需求,女性更有能力滿足女孩的需求。[42]親子間性別的交互作用對兒童動機(jī)的影響驗(yàn)證了性別匹配理論,即父親顯著影響男孩的學(xué)習(xí)動機(jī),母親顯著影響女孩的學(xué)習(xí)動機(jī)。[43]然而,定性與定量研究發(fā)現(xiàn),父親和男教師對男孩發(fā)展的積極影響并非由男性的性別功能所致,而是取決于父親參與品質(zhì)和男教師教育質(zhì)量。[44]因此,兒童性別對父親參與和學(xué)前兒童發(fā)展關(guān)系的影響可能存在差異。

二、研究過程

(一)文獻(xiàn)檢索

本研究以中文和英文文獻(xiàn)為主。英文檢索對象主要為PsychInfo、ERIC、Web of Science、ProQuest、Springer與Science Online等數(shù)據(jù)庫以及Google Scholar,中文檢索對象主要為中國知網(wǎng)、萬方數(shù)據(jù)知識服務(wù)平臺、維普期刊資源整合服務(wù)平臺等數(shù)據(jù)庫以及百度學(xué)術(shù)、谷歌學(xué)術(shù)。因?yàn)椤案赣H參與”研究最早出現(xiàn)在20世紀(jì)70年代,故將檢索時間跨度設(shè)定為1970年1月到2022年6月。

文獻(xiàn)檢索分三步完成。第一步,中文以“父親參與”“父親卷入”“兒童發(fā)展”“語言”“數(shù)學(xué)”“認(rèn)知能力”“學(xué)前兒童”,英文以father involvement、father engagement、fathers’ involvement、paternal involvement、mathematics、language、cognitive competence、child development、early childhood education為主題詞進(jìn)行檢索,初步建立“父親參與和學(xué)前兒童發(fā)展相關(guān)主題的文獻(xiàn)數(shù)據(jù)庫”。第二步,針對文獻(xiàn)數(shù)據(jù)庫中非全文的英文文獻(xiàn),先通過閱讀標(biāo)題、摘要初步判斷是否符合元分析要求,如果符合則納入非全文文獻(xiàn)清單;然后采取三種方式處理非全文文獻(xiàn)清單,一是通過Sci-Hub生成鏈接獲取,二是通過文獻(xiàn)傳遞獲取,三是通過委托國外友人獲取。第三步,為避免遺漏與重復(fù),在已有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上進(jìn)行文獻(xiàn)回溯與核查。

文獻(xiàn)納入標(biāo)準(zhǔn)包括4項(xiàng):一是原文獻(xiàn)研究對象必須是3～7歲兒童,不包括其他年齡段兒童;二是必須報告父親參與總體或某維度和兒童發(fā)展總體或某維度間的相關(guān)系數(shù),剔除運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型、回歸分析及其他統(tǒng)計(jì)方法報告的數(shù)據(jù);三是父親參與測量采用完整工具或單一維度測量工具,兒童發(fā)展測量可以針對總體發(fā)展或某領(lǐng)域發(fā)展;四是剔除文獻(xiàn)中重復(fù)的調(diào)查數(shù)據(jù)。依據(jù)納入標(biāo)準(zhǔn)獲取有效文獻(xiàn)26篇,其中,中文文獻(xiàn)1篇,英文文獻(xiàn)25篇;學(xué)術(shù)期刊論文24篇,博士學(xué)位論文2篇;中國文化背景的文獻(xiàn)5篇,西方文化背景的文獻(xiàn)21篇。

(二)文獻(xiàn)編碼與質(zhì)量評價

編碼內(nèi)容包括題目、研究者、發(fā)表時間、文獻(xiàn)類型、文化背景、樣本量、女性比例、父親住家狀況、社會經(jīng)濟(jì)地位、兒童發(fā)展(一般發(fā)展和領(lǐng)域發(fā)展,領(lǐng)域發(fā)展包括語言與數(shù)學(xué))以及相關(guān)系數(shù)(見表1)。由兩位編碼者獨(dú)立編碼并進(jìn)行編碼一致性檢驗(yàn):先討論并確定編碼框架,然后分別進(jìn)行獨(dú)立編碼并比對編碼結(jié)果。除了個別數(shù)據(jù)有誤差,其他無異,這說明編碼結(jié)果具有較高的一致性。

參照元分析文獻(xiàn)質(zhì)量評價標(biāo)準(zhǔn),從取樣方法、數(shù)據(jù)有效率、出版物質(zhì)量、測量工具有效性等方面對納入文獻(xiàn)進(jìn)行質(zhì)量評估,得分范圍為0～10,分?jǐn)?shù)越高表示文獻(xiàn)質(zhì)量越高。由表1可見,文獻(xiàn)質(zhì)量均分為7,表明文獻(xiàn)質(zhì)量良好。

(三)統(tǒng)計(jì)分析

三、研究結(jié)果

(一)出版偏倚檢驗(yàn)與同質(zhì)性檢驗(yàn)

1.出版偏倚檢驗(yàn)

本研究采用漏斗圖、失安全系數(shù)(Fail-safe N)、等級相關(guān)測驗(yàn)(Rank correlation Test)對出版偏倚進(jìn)行檢驗(yàn)。圖1與圖2是父親參與和學(xué)前兒童總體發(fā)展、一般發(fā)展、語言發(fā)展以及數(shù)學(xué)發(fā)展關(guān)系元分析效應(yīng)值的總體分布情況,橫軸是轉(zhuǎn)化過的Fisher’s Z效應(yīng)值,縱軸是Fisher’s Z效應(yīng)值的標(biāo)準(zhǔn)誤。

圖2 父親參與和語言發(fā)展(上)、數(shù)學(xué)發(fā)展(下)關(guān)系的效應(yīng)值分布情況

圖1與圖2顯示,大部分研究位于漏斗圖的頂端,小部分位于漏斗圖底端,且相對均衡分布于平均效應(yīng)值的兩側(cè),說明元分析受出版偏倚影響的可能性很小。計(jì)算結(jié)果顯示,父親參與和學(xué)前兒童總體發(fā)展、一般發(fā)展、語言發(fā)展以及數(shù)學(xué)發(fā)展的失安全系數(shù)分別為4 556、1 580、3 330和500,所有失安全系數(shù)均大于5k+10的標(biāo)準(zhǔn),表明元分析不受出版偏倚的影響。等級相關(guān)測驗(yàn)Tau值表示效應(yīng)值與其標(biāo)準(zhǔn)差的相關(guān)性,Tau值顯著意味著元分析存在出版偏差。計(jì)算結(jié)果顯示,父親參與和學(xué)前兒童總體發(fā)展、一般發(fā)展、語言發(fā)展、數(shù)學(xué)發(fā)展的Tau值分別為0.028 62(p=0.647 67)、0.215 10(p=0.057 65)、-0.001 40(p=0.986 75)、-0.141 03(p=0.502 16),且均不顯著,說明效應(yīng)值不存在出版偏倚。以上三類檢驗(yàn)均說明,研究結(jié)果不受出版偏倚的影響,均可靠、準(zhǔn)確。

2.同質(zhì)性檢驗(yàn)

通過同質(zhì)性檢驗(yàn)確定是采用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型。表2顯示,父親參與和學(xué)前兒童總體發(fā)展、一般發(fā)展、語言發(fā)展、數(shù)學(xué)發(fā)展間的Q值介于160.647～1 186.696,p值均小于0.001,I-squared值介于85.819～92.530,說明各效應(yīng)值是異質(zhì)的,且大部分觀察變異是由效應(yīng)值的真實(shí)差異造成的,因此不適合采用固定效應(yīng)模型分析法。

表2 效應(yīng)值同質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

通常有兩種方式處理異質(zhì)效應(yīng)值。一是刪除效應(yīng)值,直至達(dá)到同質(zhì)再進(jìn)行固定模型分析;二是采用隨機(jī)模型分析。根據(jù)以往多數(shù)研究的處理方法,本研究采用隨機(jī)模型分析方法檢驗(yàn)整體效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)。

(二)父親參與和學(xué)前兒童發(fā)展的相關(guān)結(jié)果

表3顯示,父親參與和學(xué)前兒童總體發(fā)展、一般發(fā)展、語言發(fā)展以及數(shù)學(xué)發(fā)展間的相關(guān)系數(shù)分別為0.091、0.096、0.090、0.077,且均達(dá)到顯著性水平(p<0.001)。利普西(Lipsey)等指出,|r|≤0.1時為低相關(guān),0.1<|r|<0.4時為中等相關(guān),|r|≥0.4時為高相關(guān)。[45]據(jù)此判斷,父親參與和學(xué)前兒童總體發(fā)展、一般發(fā)展、語言發(fā)展以及數(shù)學(xué)發(fā)展間的關(guān)系呈低正相關(guān)。

表3 父親參與和學(xué)前兒童總體發(fā)展及其各子維度關(guān)系的隨機(jī)模型分析

(三)父親參與和學(xué)前兒童總體發(fā)展關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

表4顯示,社會經(jīng)濟(jì)地位、參與類型對父親參與和學(xué)前兒童總體發(fā)展關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)存在顯著性差異(p<0.05,p<0.001),住家狀態(tài)和文化背景對二者關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)不存在顯著性差異(p=0.649,p=0.151)。

表4 父親參與和學(xué)前兒童總體發(fā)展關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

(四)父親參與和學(xué)前兒童各子維度發(fā)展關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

表5顯示,社會經(jīng)濟(jì)地位、文化背景、參與類型對父親參與和學(xué)前兒童一般發(fā)展關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)存在顯著性差異(均為p<0.05),住家狀態(tài)對二者關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)不存在顯著性差異(p=0.299)。社會經(jīng)濟(jì)地位對父親參與和學(xué)前兒童語言發(fā)展關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)存在顯著性差異(p<0.05),參與類型對二者關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)接近顯著性差異(p=0.053),住家狀態(tài)、文化背景對二者關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)不存在顯著性差異(p=0.763,p=0.795)。社會經(jīng)濟(jì)地位、住家狀態(tài)、文化背景、參與類型對父親參與和學(xué)前兒童數(shù)學(xué)發(fā)展關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)不存在顯著性差異(p=0.612,p=0.526,p=0.853,p=0.893)。

表5 父親參與和學(xué)前兒童發(fā)展各子維度關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

(五)兒童性別對父親參與和學(xué)前兒童發(fā)展關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

從表6可見,性別對父親參與和學(xué)前兒童語言發(fā)展、數(shù)學(xué)發(fā)展關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)不存在顯著性差異,即QModel(1,k=61)=1.267,p=0.260;QModel(1,k=10)=2.051,p=0.152。性別對父親參與和學(xué)前兒童總體發(fā)展關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)具有顯著差異,即QModel(1,k=102)=39.793,p<0.05;性別對父親參與和學(xué)前兒童一般發(fā)展關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)接近顯著性差異,即QModel(1,k=31)=3.627,p=0.057。另外,隨著女性參與者比例的增加,相關(guān)性變?nèi)醪⑶页尸F(xiàn)負(fù)相關(guān),全男性樣本的相關(guān)性高于全女性樣本的相關(guān)性(r=0.090,r=0.394)。

表6 兒童性別對父親參與和學(xué)前兒童發(fā)展關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

四、總結(jié)與討論

(一)父親參與和學(xué)前兒童總體發(fā)展及其各個子維度呈低正相關(guān)

這一方面說明父親參與強(qiáng)度與水平越高,越有助于兒童發(fā)展;另一方面說明父親未能有效發(fā)揮自身的育兒功能,父親參與對兒童發(fā)展貢獻(xiàn)有限。詹恩斯、麥克瓦尼等針對西方學(xué)前至學(xué)齡段兒童研究成果展開的元分析也顯示,父親參與和學(xué)生學(xué)業(yè)成就呈低正相關(guān)。[1-2]這表明父親參與對不同年齡段兒童發(fā)展的影響結(jié)果具有一致性。

父親對于兒童發(fā)展具有關(guān)鍵且深遠(yuǎn)的影響。實(shí)證研究卻發(fā)現(xiàn),父親參與對于兒童發(fā)展的影響較小。究其緣由,首先,無論是生物學(xué)還是社會學(xué)觀點(diǎn),都認(rèn)為母親是主要養(yǎng)育者,父親主要擔(dān)任養(yǎng)家糊口的角色,發(fā)揮的育兒作用有限。有調(diào)查發(fā)現(xiàn),父親在養(yǎng)育兒童上所花費(fèi)的時間遠(yuǎn)遠(yuǎn)少于母親。[46]其次,44.44%的效應(yīng)值屬于低或未明確報告社會經(jīng)濟(jì)地位,20.52%的效應(yīng)值屬于非住家父親或未明確報告父親住家狀態(tài),這可能制約了父親參與的量與質(zhì)。再次,時間與機(jī)會僅僅是父親參與的參照依據(jù),而不是主要決定因素,養(yǎng)育態(tài)度、養(yǎng)育方式以及家庭環(huán)境營造等關(guān)涉參與質(zhì)量的要素才是影響父親參與效果的關(guān)鍵問題。最后,相比于學(xué)齡段,學(xué)前段父親參與的結(jié)構(gòu)性、針對性偏低,參與范圍更廣,不僅關(guān)注語言、數(shù)學(xué)等認(rèn)知發(fā)展,更重視社會性、健康、藝術(shù)等領(lǐng)域發(fā)展[47],并且父親對這些領(lǐng)域的影響更難評估。

(二)父親參與和學(xué)前兒童發(fā)展關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

1.社會經(jīng)濟(jì)地位

社會經(jīng)濟(jì)地位對父親參與和學(xué)前兒童總體、一般發(fā)展、語言發(fā)展關(guān)系的調(diào)節(jié)影響具有顯著差異(p<0.05),對數(shù)學(xué)的調(diào)節(jié)效應(yīng)不存在顯著性差異(p=0.612)。中高社會經(jīng)濟(jì)地位家庭父親參與的正相關(guān)性顯著高于低社會經(jīng)濟(jì)地位或未明確報告社會經(jīng)濟(jì)地位。這與麥克瓦尼的研究結(jié)論相一致。[2]較高的社會經(jīng)濟(jì)地位為父親參與提供了必要條件,保障了父親參與機(jī)會。此外,社會經(jīng)濟(jì)地位與學(xué)前兒童發(fā)展的關(guān)系呈低相關(guān),對數(shù)學(xué)發(fā)展的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。這與懷特(White)、特文格(Twenge)、勒圖爾諾(Letourneau)等的研究結(jié)論相一致。[46,48-49]家庭社會經(jīng)濟(jì)地位是兒童發(fā)展的必要條件,但并非充分條件。一方面,社會經(jīng)濟(jì)地位本身與兒童發(fā)展并非直接相關(guān),而是通過制約養(yǎng)育方式、心理壓力、夫妻關(guān)系以及與性別、年齡的交互作用,進(jìn)而影響兒童發(fā)展[18,27,52];另一方面,父親積極參與能夠彌補(bǔ)家庭貧困對兒童發(fā)展的消極影響,打破貧困的代際傳遞[33]。

2.父親參與類型

參與類型對父親參與和學(xué)前兒童總體發(fā)展、一般發(fā)展關(guān)系的調(diào)節(jié)影響存在顯著性差異(p<0.05),對語言發(fā)展的調(diào)節(jié)效應(yīng)接近顯著性差異水平(p=0.053),對數(shù)學(xué)發(fā)展的調(diào)節(jié)效應(yīng)不存在顯著性差異(p=0.893)。支持性參與的相關(guān)度最高,一般性參與的相關(guān)度居中,非強(qiáng)制性控制呈負(fù)相關(guān)。由此可見,支持性參與對兒童發(fā)展的影響更大,更有助于兒童發(fā)展。這與特米斯-樂夢達(dá)(Tamis-LeMonda)等研究父親支持性行為、溫暖行為對兒童發(fā)展影響的結(jié)論相一致。[11]主動探究是3～6歲幼兒心理發(fā)展的重要特點(diǎn),鼓勵、贊揚(yáng)、愛和尊重等支持性參與為主動探究創(chuàng)造了良好環(huán)境。這是支持性參與對兒童發(fā)展具有較大影響的主要原因。一般性參與主要包括生活活動、學(xué)業(yè)活動、家庭學(xué)習(xí)環(huán)境創(chuàng)設(shè)、游戲活動、共育活動、陪伴時間、經(jīng)濟(jì)支持與聯(lián)系等,它們屬于參與類型,并未指向參與程度與性質(zhì),這可能制約了父親參與對兒童發(fā)展的實(shí)際貢獻(xiàn)。父親參與和兒童發(fā)展的關(guān)系不僅取決于參與方式,而且受到兒童性別與社會經(jīng)濟(jì)地位等影響。父親對兒子與女兒的影響存在差異性[50],當(dāng)男孩和女孩被納入同一項(xiàng)研究時,父親的控制、管教與兒童發(fā)展呈負(fù)相關(guān)[51]。除去未明確報告性別比例的原始文獻(xiàn),本研究中女性占52.24%,男女比例接近。早期經(jīng)濟(jì)貧困將導(dǎo)致家庭學(xué)習(xí)環(huán)境質(zhì)量、父母溫暖、紀(jì)律教育與兒童發(fā)展呈負(fù)相關(guān)。[52]這應(yīng)是規(guī)訓(xùn)、規(guī)則制定、監(jiān)督、訓(xùn)導(dǎo)、懲罰等非強(qiáng)制性控制與學(xué)前兒童總體發(fā)展呈負(fù)相關(guān)的主要原因。

3.住家狀態(tài)

住家狀態(tài)對父親參與和學(xué)前兒童總體發(fā)展、一般發(fā)展、語言發(fā)展、數(shù)學(xué)發(fā)展關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)不存在顯著性差異(p=0.649,p=0.299,p=0.763,p=0.526),住家父親、非住家父親與未報告住家狀態(tài)的相關(guān)系數(shù)接近。雖然住家為父親參與提供了時間保障,但參與質(zhì)量才是影響父親參與和學(xué)前兒童發(fā)展關(guān)系的決定性因素,忽視質(zhì)量的父親參與反而會產(chǎn)生消極影響。這可能是住家狀態(tài)對二者關(guān)系的調(diào)節(jié)影響不存在顯著性差異的主要原因。

文化背景對父親參與和學(xué)前兒童總體發(fā)展、一般發(fā)展、語言發(fā)展、數(shù)學(xué)發(fā)展關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)不存在顯著性差異(p=0.151,p=0.332,p=0.795,p=0.853)。這表明在中西方文化背景下,父親參與對學(xué)前兒童發(fā)展影響具有跨文化的一致性。

4.兒童性別

性別對父親參與和學(xué)前兒童總體發(fā)展關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)具有顯著差異(p<0.05),對學(xué)前兒童一般發(fā)展關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)接近顯著性差異(p=0.057),當(dāng)女性參與者比例增加時,相關(guān)性變?nèi)跚页守?fù)相關(guān)。這表明父親參與對男孩影響更大,父親積極參與更有助于促進(jìn)男孩發(fā)展。社會功能理論認(rèn)為,父親在兒童發(fā)展過程中秉持著成就取向,扮演著出謀劃策的角色,對男孩自制力發(fā)展產(chǎn)生顯著影響。巴奈特(Barnett)等研究發(fā)現(xiàn),父親更喜歡和兒子互動。[53]這也驗(yàn)證了性別匹配理論,與格羅爾尼克(Grolnick)等的研究結(jié)論相一致。[43]

性別對父親參與和學(xué)前兒童語言發(fā)展、數(shù)學(xué)發(fā)展關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)不存在顯著性差異(p=0.260,p=0.152)。這表明父親參與對男孩與女孩語言發(fā)展、數(shù)學(xué)發(fā)展具有同等影響。

五、教育建議

父親教育參與是一項(xiàng)寶貴的教育資源。然而,長期以來,父親教育參與處于被忽視、邊緣化、尚未開發(fā)的狀態(tài),本元分析也證實(shí)了這一結(jié)論。因此,今后應(yīng)高度重視父性教育,聚焦父親參與質(zhì)量,培育男性養(yǎng)育文化,落實(shí)父親參與保障措施。

第一,開展父性教育,聚焦父親參與質(zhì)量。通過分析父親參與和學(xué)前兒童發(fā)展關(guān)系發(fā)現(xiàn),父親參與對學(xué)前兒童發(fā)展的影響甚小,質(zhì)量成為預(yù)測父親參與貢獻(xiàn)的重要因素?；诖?首先,在教師教育中應(yīng)將父親參與指導(dǎo)作為教師專業(yè)能力之一進(jìn)行重點(diǎn)培育;同時,在實(shí)踐中,建設(shè)幼兒園父親參與指導(dǎo)中心,培育父親參與意識和能力。其次,從提質(zhì)增量的角度,喚醒與提升父親參與意識和效能,增加父親參與次數(shù);從參與類型來看,支持性參與對兒童發(fā)展影響較大,因此,需要突破父親參與類型的一貫劃分,圍繞支持、贊揚(yáng)、愛和尊重等提升父親參與質(zhì)量。最后,以《家庭教育促進(jìn)法》為指引,將父親參與由個人、家庭層面上升為社會、國家層面,婦聯(lián)、教育部門、民政部門、關(guān)工委等應(yīng)協(xié)同規(guī)劃,以家長需求和問題為起點(diǎn),以公共圖書館、博物館、文化館、幼兒園、社區(qū)等為陣地,定期圍繞家長參與、父性教育開展公共服務(wù)活動。

第二,協(xié)同“家園社”,建構(gòu)男性養(yǎng)育文化。父親參與深受社會文化系統(tǒng)的影響,“家庭—幼兒園—社區(qū)”協(xié)同建構(gòu)男性養(yǎng)育文化成為推動父親參與的重要途徑。當(dāng)前,我國育兒文化以女性文化為主,母親、奶奶/外婆擔(dān)負(fù)著養(yǎng)育的主要責(zé)任,父親處于養(yǎng)育文化的邊緣,培育男性養(yǎng)育文化將有助于激發(fā)父親參與動機(jī),提升父親養(yǎng)育效能。首先,在家庭養(yǎng)育文化中,女性扮演著“守門人”的角色,女性的態(tài)度深刻影響著父親參與,當(dāng)女性持有歡迎、鼓勵的態(tài)度時,父親更有可能積極參與,成為責(zé)任型父親;反之,父親將逐步走向養(yǎng)育邊緣。因此,女性養(yǎng)育者要積極鼓勵父親參與兒童養(yǎng)育,保持一致的養(yǎng)育態(tài)度,相互合作;要學(xué)會欣賞父親,維護(hù)父親的正面形象,為父親養(yǎng)育創(chuàng)造良好環(huán)境;要學(xué)會主動“撤退”,勇于“放手”,避免“大包大攬”,為父親參與創(chuàng)造契機(jī)。其次,幼兒園是養(yǎng)育文化的重要引領(lǐng)者,應(yīng)擔(dān)負(fù)起建構(gòu)男性養(yǎng)育文化的職責(zé)。幼兒園需要樹立培育男性養(yǎng)育文化的意識,認(rèn)識到男性文化在幼兒健康發(fā)展過程中是不可或缺的;需要在父親中培育富有領(lǐng)導(dǎo)力和責(zé)任感的“文化掮客”,通過文化解碼、編碼、傳遞等破除父親參與的文化觀念隔閡,推動父親聯(lián)席組織和男性文化建設(shè);需要借助互聯(lián)網(wǎng)平臺,拓展父親參與的時間與空間,為間接陪伴、情感支持與夫妻關(guān)系營造創(chuàng)設(shè)條件。最后,社區(qū)應(yīng)積極擔(dān)負(fù)父性教育的職責(zé),協(xié)同轄區(qū)教育資源定期開展父親文化活動,促使父親參與常態(tài)化、制度化。

第三,以法為引,落實(shí)父親參與保障措施?！都彝ソ逃龠M(jìn)法》確保了父親參與的合法性與嚴(yán)肅性,但仍缺乏操作性?；诒狙芯拷Y(jié)論以及流動家庭激增、父親參與有限等現(xiàn)實(shí)問題,我國應(yīng)結(jié)合《家庭教育促進(jìn)法》實(shí)施精神為父親參與落實(shí)提供保障。一是為平衡父親育兒角色與養(yǎng)家糊口者角色提供外部保障。我國尚未明確從父親角度制定專門法規(guī)來保障父親參與,主要從女性角度對生育待遇進(jìn)行規(guī)定。挪威、瑞典頒布的《父親法》明確規(guī)定,履行“父親假”(Daddy Month)是父親的義務(wù),實(shí)施配額制,強(qiáng)調(diào)假期的不可轉(zhuǎn)讓性,且履職父親享受同等薪資待遇。這為父親參與解決了后顧之憂。二是將父親參與指導(dǎo)服務(wù)納入地方政府教育公共服務(wù)體系及政府購買服務(wù)清單。澳大利亞等國開展積極教養(yǎng)項(xiàng)目,依托高校等科研機(jī)構(gòu)研發(fā)父母養(yǎng)育培訓(xùn)課程,政府借助購買公共服務(wù)方式來開展與推廣父母科學(xué)養(yǎng)育指導(dǎo)工作。這為落實(shí)父親參與提供了政策支持。