性別分工與代際支持：家庭關(guān)系對(duì)新父職實(shí)踐的形塑

[中圖分類號(hào)]C913 [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A[文章編號(hào)]1008-2689（2025）05-0135-09

一、問(wèn)題的提出

據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2022年全國(guó)出生人口956萬(wàn)，人口出生率為 6.77‰ ，死亡 1041 萬(wàn)人，死亡率為 7.37‰ ，人口自然增長(zhǎng)率為 -0.60‰ ，人口首次出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)]。近年來(lái)，人口生育政策的連續(xù)調(diào)整與實(shí)際人口出生率持續(xù)低迷的反差推動(dòng)了公眾和學(xué)術(shù)界對(duì)女性生育意愿與育兒壓力的關(guān)注與審視。諸多研究結(jié)果顯示，家庭育兒壓力增大及性別分工不平衡是女性生育意愿降低的主要原因。于是，圍繞育兒在國(guó)家、市場(chǎng)與家庭間的責(zé)任分配，以及在家庭內(nèi)部的性別分工等問(wèn)題，學(xué)界展開(kāi)了熱烈的討論。關(guān)于前者，學(xué)界普遍認(rèn)同自新中國(guó)成立以來(lái)，與其他重要福利制度一道，兒童照顧政策體系也經(jīng)歷了一個(gè)從“建構(gòu)到解構(gòu)再到重構(gòu)”的過(guò)程。在此過(guò)程中，育兒責(zé)任經(jīng)歷一個(gè)從國(guó)家接管到退出，再到部分回歸的過(guò)程，由此造成了育兒任務(wù)從“去家庭化”到“隱性家庭化”的轉(zhuǎn)型特征[2。在關(guān)于后者的討論中，原本隱匿于后臺(tái)的、看似私域問(wèn)題的“如何做父母”漸漸演變成了類公域問(wèn)題——“親職”并走向前臺(tái)[3]。在現(xiàn)行社會(huì)制度環(huán)境中，育兒主要被視為母親的職責(zé)，因此現(xiàn)有研究多將視線投注于育兒對(duì)女性的影響上。母職研究發(fā)現(xiàn)，女性會(huì)因懷孕、生產(chǎn)及接踵而至的全面養(yǎng)育遭受普遍的收入懲罰[4]與情緒焦慮[5。相比之下，學(xué)界對(duì)父職的關(guān)注則要少一些，現(xiàn)有成果主要集中在話語(yǔ)嬗變、實(shí)踐形式、因果關(guān)系及社會(huì)影響等方面。首先，學(xué)者們普遍認(rèn)為親職的概念具有較強(qiáng)的建構(gòu)性，其建構(gòu)過(guò)程與結(jié)果深受社會(huì)歷史條件制約。在傳統(tǒng)社會(huì)，無(wú)論中國(guó)還是西方，“父親賺錢(qián)、母親照料”均是主流的家庭性別分工模式，直至20世紀(jì)70年代，在女性廣泛參與社會(huì)生產(chǎn)、性別平等意識(shí)崛起及男性權(quán)利運(yùn)動(dòng)的推動(dòng)下，“新父職”的話語(yǔ)才率先在西方社會(huì)興起[。相較于傳統(tǒng)的養(yǎng)家糊口職責(zé)，新父職主要強(qiáng)調(diào)在日常照顧方面擴(kuò)展父職的概念[7]。我國(guó)的新父職研究大體起步于2008年左右，徐安琪、張亮等學(xué)者開(kāi)始關(guān)注國(guó)內(nèi)夫妻對(duì)父職的認(rèn)知、父職參與的影響因素，父職參與對(duì)兒童成長(zhǎng)及男性自身的影響等[8-1]。此后，越來(lái)越多的學(xué)者在社會(huì)對(duì)育兒壓力的高度關(guān)注中加人到父職的討論中來(lái)。在新父職的實(shí)踐形式上，有研究對(duì)大城市部分中產(chǎn)家庭父親積極參與育兒的行為進(jìn)行微分析，發(fā)現(xiàn)父職正從傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)型向兼顧生活照顧與情感投入的全面養(yǎng)育型轉(zhuǎn)變[2]，但對(duì)大多數(shù)的中國(guó)家庭而言，父職深度參與還遠(yuǎn)非常態(tài)[13]。究其原因，已有研究多認(rèn)為傳統(tǒng)性別規(guī)范約束、隔代撫育模式普遍、相關(guān)福利制度缺失是阻礙父職轉(zhuǎn)型的主要因素[14-15]。盡管如此，仍然有研究發(fā)現(xiàn)在養(yǎng)育成本與陪伴文化的雙重壓力下，曾經(jīng)缺席的父親也越來(lái)越深地卷人到育兒任務(wù)中，并在此過(guò)程中逐漸失去了工資溢價(jià)[，甚至降低正規(guī)就業(yè)的可能性[17]

縱觀已有研究成果，學(xué)者們已對(duì)父職內(nèi)涵的歷史演變進(jìn)行了詳盡的文獻(xiàn)梳理，并從個(gè)體、家庭、制度與文化層面對(duì)影響父職參與的因素進(jìn)行了規(guī)范性分析，為數(shù)不多的經(jīng)驗(yàn)研究基本上是以質(zhì)性研究為手段，對(duì)少數(shù)積極踐行新父職理念的男性進(jìn)行典型個(gè)案研究，解釋實(shí)踐主體在深度參與中獲得的感受及意義。相比之下，從社會(huì)整體層面對(duì)父職參與情況進(jìn)行總體描述與分析的成果顯然相對(duì)匱乏，這使得我們對(duì)父職參與的總體情況、影響因素及作用機(jī)制等均無(wú)法形成準(zhǔn)確認(rèn)知?；诖?，本文欲以全國(guó)性調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，對(duì)當(dāng)前國(guó)內(nèi)父職參與的總體情況進(jìn)行初步刻畫(huà)，并在家庭生態(tài)系統(tǒng)視角下對(duì)影響父職參與的相關(guān)因素進(jìn)行實(shí)證性檢驗(yàn)。

二、新父職實(shí)踐的理論解釋與研究假設(shè)

父職是一個(gè)包括道德指引、養(yǎng)家糊口、性別角色示范、婚姻支持及全面養(yǎng)育在內(nèi)的多維度概念[18]，但長(zhǎng)期以來(lái)，經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)幾乎占據(jù)了傳統(tǒng)父職的全部?jī)?nèi)容，而忽略了其他。因此，本研究從新父職的突出特征“生活照料”出發(fā)，從互動(dòng)性、可及性與責(zé)任性三個(gè)維度[1展開(kāi)測(cè)量，盡可能展現(xiàn)父職概念的多維度特征。不過(guò)由于兒童的生活照料實(shí)際包含了衣食住行、教育、娛樂(lè)等多方面內(nèi)容，要找到共性的、可比較的指標(biāo)操作起來(lái)并不容易。加之父職研究在國(guó)內(nèi)興起時(shí)間為時(shí)尚短，父親育兒過(guò)程的理想指標(biāo)與數(shù)據(jù)也相對(duì)較少，除少數(shù)質(zhì)性研究嘗試對(duì)新父職的實(shí)踐形式與感受進(jìn)行個(gè)案研究外，以時(shí)間投入為指標(biāo)對(duì)新父職的實(shí)踐進(jìn)展與影響機(jī)制進(jìn)行探索仍是目前定量研究的普遍選擇。關(guān)于影響父職實(shí)踐從傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)型向新的關(guān)愛(ài)陪伴型轉(zhuǎn)變的因素，現(xiàn)有研究已經(jīng)從微觀到宏觀各個(gè)角度對(duì)此進(jìn)行了理論推導(dǎo)。僅從家庭關(guān)系的角度論，既有研究至少可以從以下三個(gè)方面為上述問(wèn)題的解答提供啟發(fā)。

首先，就業(yè)使母親照顧兒童的時(shí)間大為縮減，進(jìn)而提高了對(duì)父職參與的要求。20世紀(jì)后半期西方女性在爭(zhēng)取性別平等運(yùn)動(dòng)中開(kāi)始廣泛參與社會(huì)生產(chǎn)，導(dǎo)致其能夠花費(fèi)在家庭與育兒任務(wù)上的時(shí)間和精力相應(yīng)地減少。如何平衡工作與家庭的沖突？在家庭、雇主與政府之間重新分配育兒責(zé)任是思想界為該問(wèn)題設(shè)計(jì)的解決之道，于是面向所有家庭與兒童的普惠型兒童照顧政策體系被要求構(gòu)建，阻礙家庭更好承擔(dān)育兒責(zé)任的工作被要求改革[20]10-18，平衡女性家庭照顧責(zé)任的關(guān)愛(ài)型父職逐漸興起。20世紀(jì)50年代起，中國(guó)女性的勞動(dòng)參與率也顯著提高，不同于西方，該變化與強(qiáng)有力的國(guó)家動(dòng)員密不可分[21-22]。為鼓勵(lì)婦女普遍參與社會(huì)生產(chǎn)，設(shè)立完善的托育服務(wù)體系就成為重要的前置條件，于是托兒所、哺乳室等如雨后春筍般紛紛成立。由于這一舉措直接與為社會(huì)大生產(chǎn)增加力量相關(guān)，女性都要求從搖籃與灶臺(tái)旁解放出來(lái)，投入社會(huì)生產(chǎn)，男性就更不必回歸家庭了，育兒去的家庭化特質(zhì)顯著。20世紀(jì)80年代以后，隨著市場(chǎng)化改革進(jìn)程的加深，同樣是出于服務(wù)生產(chǎn)的目的，原有的公共托幼機(jī)構(gòu)幾乎全被裁撤，育兒任務(wù)進(jìn)入重回家庭化階段。進(jìn)入21世紀(jì)，基于人口再生產(chǎn)與社會(huì)再生產(chǎn)的強(qiáng)大壓力，托育體系正在經(jīng)歷返場(chǎng)與重構(gòu)，新的托育體系突出“家庭為主，托育補(bǔ)充”的原則[23]。在性別規(guī)范尚未發(fā)生實(shí)質(zhì)性轉(zhuǎn)變之前，家庭實(shí)質(zhì)上仍然主要指向母親，這從當(dāng)前關(guān)于母職密集化的討論中可見(jiàn)一斑[24-25]。20世紀(jì)90年代以來(lái)，盡管中國(guó)女性的勞動(dòng)參與率明顯下降，但因?yàn)閾狃B(yǎng)任務(wù)導(dǎo)致生活成本與風(fēng)險(xiǎn)系數(shù)不斷升高，加之個(gè)體（尤其是女性）婚育觀念變遷等，許多女性仍然繼續(xù)活躍于勞動(dòng)力市場(chǎng)[2。如果雙職工是增加家庭收益的最佳策略，那么出于對(duì)家庭整體利益的考慮，男性也會(huì)支持妻子就業(yè)，調(diào)整自己關(guān)于父職角色的認(rèn)知及實(shí)踐模式[2]。當(dāng)妻子們走出家門(mén)、走向社會(huì)，將自己的私人時(shí)間拿出一部分作為工作時(shí)間后，丈夫們就不得不開(kāi)始承擔(dān)更多的家務(wù)和兒童照顧工作，重新協(xié)調(diào)家庭內(nèi)部分工。不同于一般的家務(wù)勞動(dòng)，夫妻可以通過(guò)在市場(chǎng)上購(gòu)買(mǎi)替代性產(chǎn)品和服務(wù)極大地提高勞動(dòng)效率，縮短勞動(dòng)時(shí)間[28]。育兒任務(wù)是一個(gè)復(fù)雜的人際互動(dòng)過(guò)程，需要深度的情感投入，因此由父親替代母親承擔(dān)起部分育兒任務(wù)的方法因其兼有促進(jìn)兒童發(fā)展[2與“后院平等”（backdoorequality）[30]的雙重效應(yīng)成為了一種理想的選擇。基于此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：在母親有工作的情況下，父親投入兒童日常照顧的時(shí)間更長(zhǎng)。

其次，祖輩協(xié)助育兒可能會(huì)對(duì)父親投入兒童日常照顧構(gòu)成替代效應(yīng)。不同于以往的“撫養(yǎng)一養(yǎng)雙向平衡模式[31]，近年來(lái)中國(guó)家庭代際關(guān)系表現(xiàn)出明顯的重心下移傾向，老年父母在住房、育兒等方面給予成年子女越來(lái)越多的扶助。不論是出于對(duì)子女純粹的關(guān)愛(ài)，還是對(duì)自身未來(lái)保障的籌謀，當(dāng)青年女性因就業(yè)而無(wú)暇兼顧子女養(yǎng)育任務(wù)時(shí)，老年父母總是很難拒絕她們的求助，有時(shí)甚至主動(dòng)要求“扶上馬再送一程”[32]。這種情況在較低的社會(huì)階層和農(nóng)村地區(qū)更容易發(fā)生，可能這也是家庭以代際合作的方式適應(yīng)高度競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境的一種策略性選擇[33]。如此一來(lái)，母職的壓力就會(huì)通過(guò)祖輩協(xié)助育兒得以緩解，原本指向父職的性別分工被轉(zhuǎn)化為了代際分工問(wèn)題。由此，本文提出第二個(gè)研究假設(shè)：

假設(shè)2：有祖輩協(xié)助育兒的情況下，父親投入兒童日常照顧的時(shí)間會(huì)減少。

三、數(shù)據(jù)、變量與模型

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究使用的是北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心的“中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（ChinaFamilyPanelStud-ies，CFPS）”2020年的調(diào)查數(shù)據(jù)。CFPS是一項(xiàng)全國(guó)性、大規(guī)模、多學(xué)科的社會(huì)跟蹤調(diào)查項(xiàng)目，數(shù)據(jù)中既有關(guān)于居民個(gè)人教育經(jīng)歷、經(jīng)濟(jì)活動(dòng)、流動(dòng)與遷移、健康狀況、主觀態(tài)度等方面的記錄，又有關(guān)于家庭關(guān)系與動(dòng)態(tài)等內(nèi)容的詢問(wèn)，能夠較好地支撐本文的研究目的。該調(diào)查采取內(nèi)隱分層、多階段、與人口規(guī)模成比例的概率抽樣方法，樣本覆蓋25個(gè)省/市/自治區(qū)，調(diào)查對(duì)象包含目標(biāo)樣本家戶中的全部家庭成員，2020年數(shù)據(jù)中包含家戶13015戶。本研究以16歲以下的兒童為基礎(chǔ)，匹配他們父母親的相關(guān)信息，刪除在關(guān)鍵變量上有缺失值的個(gè)案，最終進(jìn)入分析的樣本數(shù)為2449個(gè)。

（二）變量

1．因變量

結(jié)合本文研究目的與問(wèn)卷中關(guān)于父親參與兒童日常照顧的詢問(wèn)方式，本文構(gòu)造了三個(gè)因變量：一是父親育兒的相對(duì)時(shí)間，二是父親育兒的絕對(duì)時(shí)間，三是父親是否是夜間兒童主要照顧者。時(shí)間維度的測(cè)量包含絕對(duì)時(shí)間測(cè)量和相對(duì)時(shí)間測(cè)量?jī)煞N方法，本研究認(rèn)為由于教養(yǎng)方式的差異，每個(gè)家庭投入于兒童養(yǎng)育的時(shí)間也不盡相同，關(guān)于新父職的討論又是在雙親職責(zé)失衡的背景下興起的，那么如果單純以父親參與育兒的絕對(duì)時(shí)間為考察對(duì)象，并不能準(zhǔn)確反映父職在整個(gè)家庭育兒任務(wù)中的實(shí)踐情況。故此，本文首先以父親育兒的相對(duì)時(shí)間為轉(zhuǎn)型后新父職實(shí)踐的測(cè)量指標(biāo)。

相對(duì)時(shí)間雖說(shuō)能更好地反映父職與母職在時(shí)間上的均衡情況，但其變化畢竟會(huì)受到父母雙方的影響。換言之，父親育兒的相對(duì)時(shí)間增加，既可能源于父親絕對(duì)育兒時(shí)間的延長(zhǎng)，也可能是母親育兒時(shí)間縮短的結(jié)果。為進(jìn)一步檢驗(yàn)核心自變量對(duì)父職自身變化的影響、揭示父親育兒相對(duì)時(shí)間的變化機(jī)制，本文認(rèn)為以父親與母親育兒的絕對(duì)時(shí)間為因變量，對(duì)其進(jìn)行回歸估計(jì)也是有必要的。

在CFPS（2020）成人自答問(wèn)卷中有關(guān)于“一般情況下，您每天花在孩子身上的時(shí)間，如照料、陪伴、教育、接送孩子等，大約有幾個(gè)小時(shí)”的詢問(wèn)，答案取值范圍在0＼～24小時(shí)之間。本文通過(guò)家庭關(guān)系庫(kù)將成人信息與少兒信息匹配，確定其父親或母親的身份，以該題作為他們各自育兒絕對(duì)時(shí)間的測(cè)量指標(biāo)；然后用父親育兒的絕對(duì)時(shí)間除以父親與母親育兒絕對(duì)時(shí)間之和作為父親育兒相對(duì)時(shí)間的測(cè)量指標(biāo)?？紤]到父親和母親的日常育兒時(shí)間都有可能取值為0，為避免分母為0，本文在計(jì)算父親與母親日常育兒時(shí)間之和時(shí)統(tǒng)一加了0.1。父親的相對(duì)育兒時(shí)間、絕對(duì)育兒時(shí)間以及母親的絕對(duì)育兒時(shí)間具體分布情況如表1所示。

其次，除了絕對(duì)時(shí)間和相對(duì)時(shí)間量上的變化，在現(xiàn)有的時(shí)間內(nèi)扮演了怎樣的角色也可以在一定程度上反映父職實(shí)踐的變化。例如，工作時(shí)間之余，父親在參與育兒時(shí)只是扮演了一個(gè)媽媽幫手[34的角色，還是一位能夠獨(dú)當(dāng)一面的主要照顧者呢？因此，本文繼續(xù)以父親是否是兒童夜間的主要照顧者為因變量檢驗(yàn)了前述研究結(jié)果的穩(wěn)健性。在少兒家長(zhǎng)代答問(wèn)卷中有關(guān)于“孩子白天最主要由誰(shuí)照管”，以及“孩子晚上最主要由誰(shuí)照管”的詢問(wèn)。鑒于學(xué)齡兒童白天大部分時(shí)間是在學(xué)校度過(guò)的，該題只需學(xué)齡前兒童的家長(zhǎng)填答，缺失值較多。相比較之下，無(wú)論是否已經(jīng)達(dá)到義務(wù)教育入學(xué)年齡，除少數(shù)住校的學(xué)生，大部分孩子晚上是要在家度過(guò)并需要家長(zhǎng)照顧和陪伴的，因此樣本中幾乎所有孩子的家長(zhǎng)都填答了此題。故本研究選取后者一—“孩子晚上最主要由誰(shuí)照管”作為考察父職在日常照顧方面實(shí)踐情況的另一個(gè)測(cè)量指標(biāo)。該題的回答選項(xiàng)有“托幾所/幼兒園/學(xué)前班”“孩子的爺爺/奶奶”“孩子的外公/外婆“孩子的爸爸”“孩子的媽媽”“保姆”“自己照顧自己”及“其他”8個(gè)類別，本研究根據(jù)研究目的將其簡(jiǎn)化歸并為兩類：“孩子的爸爸”為一類，取值標(biāo)記為1；其他7類統(tǒng)一合并為“其他”，取值標(biāo)記為0。

2．自變量

母親的就業(yè)狀態(tài)。個(gè)人自答問(wèn)卷中有一組關(guān)聯(lián)題目（包括過(guò)去一周的工作狀態(tài)、放假或培訓(xùn)、返回工作崗位的可能性、是否處于生意淡季、是否處于農(nóng)閑季節(jié)、求職行為、兩周內(nèi)開(kāi)始工作的可能性）確認(rèn)被訪者當(dāng)前工作狀態(tài)，并根據(jù)題目間的邏輯關(guān)系整理出了反映個(gè)人就業(yè)狀態(tài)的綜合變量“EM-PLOY”，其取值包含“失業(yè)”“在業(yè)”“退出勞動(dòng)力市場(chǎng)”三種情況。本文根據(jù)研究目的將其簡(jiǎn)化歸類為“在業(yè)”與“非在業(yè)（含‘失業(yè)’和‘退出勞動(dòng)力市場(chǎng)’）”兩類。樣本中“在業(yè)”的母親有 74.36% ，“非在業(yè)”者有 25.64% 。

是否有祖輩協(xié)助育兒。該調(diào)查在少兒家長(zhǎng)代答問(wèn)卷中有關(guān)于“一般情況下，孩子白天最主要由誰(shuí)照管”及“一般情況下，孩子晚上最主要由誰(shuí)照管”的詢問(wèn)。答案均分為“托兒所/幼兒園/學(xué)前班”“孩子的爺爺/奶奶”“孩子的外公/外婆”“孩子的爸爸”“孩子的媽媽”“保姆”“自己照顧自己”“其他”8種情況。本文綜合這兩道題的回答情況，無(wú)論白天還是晚上，只要有爺爺/奶奶或外公/外婆為主要照管者的均定義為有祖輩協(xié)助育兒，反之則定義為無(wú)。樣本中有祖輩協(xié)助育兒者有 24.25% ，其余 75.75% 為沒(méi)有祖輩協(xié)助育兒。

3．控制變量

本文在模型分析過(guò)程中還納入了父親的受教育程度、父親的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、父親的工作時(shí)間、孩子的年齡、孩子年齡的平方、孩子的性別，城鄉(xiāng)與地區(qū)作為控制變量。其中孩子的年齡、孩子的性別、父親的工作時(shí)間及城鄉(xiāng)，直接使用了原始數(shù)據(jù)中的變量及取值；孩子年齡的平方只在年齡的基礎(chǔ)上經(jīng)過(guò)了簡(jiǎn)單的算術(shù)計(jì)算。從樣本數(shù)據(jù)的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果來(lái)看，孩子的平均年齡為7.53歲，男孩占 51.69% 父親每周的工作時(shí)間平均為55.40小時(shí)，有 44.47% 的樣本來(lái)自城鎮(zhèn)。父親的受教育程度在原始數(shù)據(jù)中的取值分為“文盲/半文盲”“小學(xué)”“初中”“高中/中專/技校/職高”“大?！薄按髮W(xué)本科”“碩士”“博士”8類，本文將前4類合并為“大學(xué)以下”，后4類合并為“大學(xué)及以上”，統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示， 83.42% 的人擁有大學(xué)及以上的學(xué)歷。父親的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位以主觀自評(píng)個(gè)人收人在本地的位置為測(cè)量指標(biāo)，原始取值是1＼～5分，代表“很低”至“很高”，本文將其合并為3類，其中1＼～2為較低，3為中等，4＼～5為較高，他們?cè)跇颖局械姆植急壤謩e為 27.44% 54.63% 和 17.93% 。最后，本文將地區(qū)變量整合為東、中、西3類，它們?cè)跇颖局兴嫉谋戎胤謩e為33.12% 、 31.52% 和 35.36% 。

（三）模型

本文的數(shù)據(jù)分析分為兩步，首先使用線性回歸模型估計(jì)父親育兒時(shí)間在父母育兒總時(shí)間中的占比（模型1a）、父親的育兒時(shí)間（模型1b）和母親的育兒時(shí)間（模型1c）。模型表達(dá)式為：

Y_1n=α_1n0+β_1n1MW+β_1n2GH+β_1nkControl+ε_1n

其中， Y 為因變量，其下標(biāo)中的 n 有a、b、c三個(gè)取值，分別代表三個(gè)不同的因變量，分別對(duì)應(yīng)了模型1a、模型1b與模型1c。當(dāng) n=a 時(shí)， Y_1a 表示父親育兒時(shí)間在父母育兒總時(shí)間中的占比；當(dāng) n= b時(shí)， Y_1b 表示父親的育兒時(shí)間；當(dāng) n=c 時(shí)， Y_1c 表示母親的育兒時(shí)間。三個(gè)模型中的自變量與控制變量相同，MW為母親的就業(yè)狀態(tài)， GH 為是否有祖輩協(xié)助育兒，Control為其他控制變量。模型中的系數(shù) α_1n0 為常數(shù)項(xiàng)， β_1n1 為自變量母親就業(yè)狀態(tài)的系數(shù)，β_1n2 為祖輩協(xié)助育兒的系數(shù)， β_lnk 為各控制變量對(duì)應(yīng)的系數(shù)， ε_1n 為誤差項(xiàng)。

為進(jìn)一步檢驗(yàn)上述主要自變量對(duì)新父職實(shí)踐影響的穩(wěn)健性，本文接著采用Logit回歸模型對(duì)父親是否為夜間兒童主要照顧者進(jìn)行了估計(jì)。模型表達(dá)式為：

其中， P_f 表示父親是夜間兒童主要照顧者的幾率，其他自變量和控制變量與模型（1a-1c）相同，自變量、控制變量的字母表示方法以及各系數(shù)的含義亦與上述模型相同。

四、研究發(fā)現(xiàn)

首先，父親投入兒童日常照顧的相對(duì)時(shí)間較少，數(shù)據(jù)的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，父親每天投入在兒童日常照顧方面的時(shí)間平均為1.59小時(shí)，要比母親少3個(gè)小時(shí)左右，僅占父母總育兒時(shí)間的 28.02% （見(jiàn)表1）；即便在非工作時(shí)間（夜間），父親作為兒童主要照顧者的也僅有 4.94% 。這說(shuō)明如果以在兒童日常照顧方面投人的時(shí)間來(lái)衡量，當(dāng)前我國(guó)的父職實(shí)踐仍以傳統(tǒng)型為主，新父職轉(zhuǎn)型進(jìn)程較為緩慢。

其次，母親的就業(yè)狀態(tài)與祖輩協(xié)助育兒均會(huì)使父親育兒的相對(duì)時(shí)間增加。如表2中的模型（1a）所示，本文先對(duì)父親育兒的相對(duì)時(shí)間進(jìn)行了多元線性回歸分析，結(jié)果顯示：控制了其他變量后，與母親沒(méi)有工作的家庭相比，母親有工作的家庭中父親育兒的相對(duì)時(shí)間更長(zhǎng)，其育兒時(shí)間在父母總育兒時(shí)間中所占比例比母親沒(méi)有工作的高8.52個(gè)百分點(diǎn)。同時(shí)，控制了其他變量后，有祖輩協(xié)助育兒的家庭，父親育兒的相對(duì)時(shí)間也會(huì)比沒(méi)有祖輩協(xié)助育兒的高2.6% 。為進(jìn)一步確證上述核心自變量對(duì)父職實(shí)踐自身變化的影響，揭示父親育兒相對(duì)時(shí)間變化的本質(zhì)，本文接著對(duì)父親的育兒時(shí)間和母親的育兒時(shí)間分別進(jìn)行了研究。模型（1b）與模型（1c）的分析結(jié)果顯示，母親的就業(yè)狀態(tài)會(huì)使其自身的育兒時(shí)間顯著減少，具體而言，在其他變量保持不變的情況下，有工作的母親比沒(méi)有工作的母親育兒時(shí)間平均每天少3.24小時(shí)；但它并不會(huì)影響父親的育兒時(shí)間。祖輩協(xié)助育兒可有效減少父母的育兒時(shí)間，在其他變量保持不變的情況下，與沒(méi)有祖輩協(xié)助育兒的家庭相比，祖輩協(xié)助育兒可使父親每天的育兒時(shí)間減少0.17小時(shí)，使母親每天的育兒時(shí)間減少1.83小時(shí)。至此，綜合表2中3個(gè)模型的結(jié)果可知，祖輩協(xié)助育兒會(huì)使父親和母親育兒的絕對(duì)時(shí)間減少，因此可以說(shuō)至此假設(shè)2得到了數(shù)據(jù)支持。母親的就業(yè)狀態(tài)雖然也會(huì)使父親育兒的相對(duì)時(shí)間增加，但它對(duì)父親的絕對(duì)育兒時(shí)間卻沒(méi)有顯著影響。這說(shuō)明，在此過(guò)程中父親育兒相對(duì)時(shí)間的增加并非源于父親絕對(duì)育兒時(shí)間的增加，而主要是由于母親絕對(duì)育兒時(shí)間的減少所致。因此，假設(shè)1沒(méi)有得到充分的數(shù)據(jù)支持。

從其他控制變量方面看，父親的工作時(shí)間會(huì)對(duì)其育兒時(shí)間產(chǎn)生消極影響。在其他變量保持不變的情況下，父親每周的工作時(shí)間增加1小時(shí)，其育兒的相對(duì)時(shí)間會(huì)降低0.12個(gè)百分點(diǎn)，其育兒的絕對(duì)時(shí)間會(huì)降低0.01小時(shí)。孩子的年齡會(huì)對(duì)父親的育兒時(shí)間產(chǎn)生顯著影響，在其他變量保持不變的情況下，孩子的年齡每增長(zhǎng)1歲，父親育兒的相對(duì)時(shí)間會(huì)提高 1.21% 。這很可能是因?yàn)?，隨著孩子年齡的增長(zhǎng)，父母親的絕對(duì)育兒時(shí)間均會(huì)下降，但母親的降幅更大，由此導(dǎo)致父親育兒的相對(duì)時(shí)間呈現(xiàn)出了上升的趨勢(shì)。此外，父親育兒的相對(duì)時(shí)間會(huì)因城鄉(xiāng)差異而不同，在其他變量保持不變的情況下，城鎮(zhèn)父親育兒的相對(duì)時(shí)間比鄉(xiāng)村的高 2.33% 。除此以外的其他控制變量，包括父親的受教育程度、父親的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、孩子的性別，以及地區(qū)因素對(duì)父親的育兒時(shí)間均無(wú)顯著影響。

第三，母親的就業(yè)狀態(tài)與祖輩協(xié)助育兒會(huì)對(duì)父親在夜間育兒時(shí)的角色扮演產(chǎn)生顯著影響。模型（2）的分析結(jié)果顯示，控制了其他變量后，母親的就業(yè)狀態(tài)為在職時(shí)，父親成為夜間兒童主要照顧者的幾率是母親為非在職時(shí)的4.26倍（ ），假設(shè)1得到數(shù)據(jù)支持；控制了其他變量后，與沒(méi)有祖輩協(xié)助育兒的情況相比，有祖輩協(xié)助育兒時(shí)，父親成為夜間兒童照顧者的幾率會(huì)降低 66% （1-exp（-1.07）≈0.66 ），假設(shè)2得到數(shù)據(jù)支持（詳見(jiàn)表3）。因此可以說(shuō)，假設(shè)2所述之祖輩協(xié)助育兒可使父親投入育兒的時(shí)間縮短結(jié)論較為穩(wěn)??；對(duì)于假設(shè)1，

母親就業(yè)未能直接增加父親育兒的絕對(duì)時(shí)間，但使得父親成為夜間主要育兒者的幾率大大增加。本文認(rèn)為這一矛盾性結(jié)果的出現(xiàn)很可能暗示了父職實(shí)踐方式的轉(zhuǎn)變，即父親在現(xiàn)有育兒時(shí)間內(nèi)的投入度與獨(dú)立性在增加，已不再是與母親同時(shí)出現(xiàn)的輔助性幫手，而是與母親分屬不同時(shí)段的主要照顧人。

在其他控制變量方面，父親的工作時(shí)間依然會(huì)削弱其成為夜間兒童主要照顧者的幾率，孩子的年齡與父親成為夜間兒童照顧者的可能性呈曲線關(guān)系。8歲以前，隨著孩子年齡的增長(zhǎng)，父親成為夜間兒童主要照顧者的幾率呈上升趨勢(shì)；8歲以后，隨著孩子年齡的增長(zhǎng)，父親成為夜間兒童主要照顧者的幾率開(kāi)始小幅下降；此外，在其他變量保持不變的情況下，男孩的父親成為其夜間主要照顧者的幾率比女孩的父親高 77% 。其余控制變量對(duì)父親是否會(huì)成為夜間兒童主要照顧者均無(wú)顯著影響。

值得注意的是，本文進(jìn)一步的數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，祖輩協(xié)助育兒不但會(huì)直接降低父親成為夜間兒童主要照顧者的可能性，而且會(huì)在母親就業(yè)狀態(tài)影響父親成為夜間兒童主要照顧者的過(guò)程中存在一定程度的遮蔽效應(yīng)，其具體路徑與相關(guān)關(guān)系詳見(jiàn)圖1。

根據(jù)圖1所示，母親的就業(yè)狀態(tài)會(huì)對(duì)祖輩協(xié)助育兒產(chǎn)生顯著的正向影響，控制其他變量后，母親有工作的家庭祖輩協(xié)助育兒的幾率是母親沒(méi)有工作的3.32倍（ ）。而祖輩的加入又會(huì)使父親育兒的負(fù)擔(dān)減輕，故祖輩協(xié)助育兒最終會(huì)部分遮蔽母親就業(yè)狀態(tài)對(duì)父親成為夜間兒童主要照顧者的影響，其遮蔽比例為 14.75% （詳見(jiàn)表4）。

五、結(jié)論與討論

通過(guò)對(duì)母親就業(yè)狀態(tài)、祖輩協(xié)助育兒對(duì)父親育兒時(shí)間與父親夜間育兒責(zé)任承擔(dān)的數(shù)據(jù)分析，研究發(fā)現(xiàn)：

第一，母親就業(yè)既會(huì)使父親育兒的相對(duì)時(shí)間增加，也會(huì)使父親成為夜間兒童主要照顧者的可能性提高，但沒(méi)有改變父親育兒的絕對(duì)時(shí)間。這是因?yàn)楦赣H育兒相對(duì)時(shí)間的增加實(shí)質(zhì)上主要源于母親育兒絕對(duì)時(shí)間的縮減，而非父親育兒絕對(duì)時(shí)間的延長(zhǎng)。拋開(kāi)育兒的方式與質(zhì)量不談，僅從幾童日常生活照顧的時(shí)間投入方面講，本文的數(shù)據(jù)分析結(jié)果與以往研究中關(guān)于“停滯的性別革命”或“不均衡的性別革命”的發(fā)現(xiàn)是一致的[35]。為什么母親的就業(yè)狀態(tài)對(duì)父親育兒的絕對(duì)時(shí)間沒(méi)有呈現(xiàn)出顯著影響？這究竟是因?yàn)槟腥藦奈捶艞墝儆谧砸训奶貦?quán)[36]104，還是源于夫妻雙方的默契，因?yàn)橄噍^于家務(wù)貢獻(xiàn)，丈夫的經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)對(duì)妻子來(lái)說(shuō)更重要[37]。本文對(duì)此尚不能做出更深人的解釋，如果今后有機(jī)會(huì)，本人愿對(duì)此展開(kāi)進(jìn)一步的研究。

第二，祖輩協(xié)助育兒會(huì)穩(wěn)定地使父親的育兒時(shí)間與父親成為夜間兒童主要照顧者的可能性均呈下降趨勢(shì)。如前所述，祖輩協(xié)助育兒不僅會(huì)削弱父親的育兒投入，同時(shí)也會(huì)降低母親的育兒時(shí)間，而且后者的下降幅度更大。這說(shuō)明在當(dāng)前我國(guó)的家庭育兒實(shí)踐中，育兒任務(wù)的承擔(dān)很大程度上是在兩代女性間平衡的。即年輕的母親們普遍就業(yè)后，原本甩脫給配偶的家庭責(zé)任卻意外地被老年父母承接了，因而最終使祖輩協(xié)助育兒與父親育兒實(shí)踐形成了一定程度上的替代關(guān)系。這種替代可以被理解為代際互惠。其實(shí)無(wú)論是母親外出就業(yè)，還是祖輩協(xié)助育兒，對(duì)大多數(shù)家庭而言可能都是為了實(shí)現(xiàn)整體經(jīng)濟(jì)利益的最大化。尤其在男性收入普遍高于女性的情況下，以密集母職的標(biāo)準(zhǔn)同樣要求父親，犧牲他們的工作時(shí)間來(lái)?yè)Q取兒童照顧，這不但會(huì)招致他們的強(qiáng)烈反對(duì)[38]，對(duì)整個(gè)家庭利益來(lái)說(shuō)也是不理性的[39]

除此之外，無(wú)論是父親育兒的絕對(duì)時(shí)間、相對(duì)時(shí)間，還是父親是否是夜間兒童主要照顧者，其實(shí)都仍主要聚焦于在時(shí)間維度上考察雙親職責(zé)的平衡問(wèn)題，而新父職的轉(zhuǎn)型應(yīng)該有更豐富的內(nèi)容與形式，例如父親在兒童照顧過(guò)程中是否存在“選擇性”特征 ^[40]?？ 其在兒童照顧中扮演的是輔助者，還是獨(dú)立照顧者的角色？在重新協(xié)調(diào)分工的過(guò)程中父親與母親，甚至祖輩間是如何達(dá)成一致的，這究竟是權(quán)力斗爭(zhēng)的結(jié)果，經(jīng)濟(jì)理性計(jì)算的方案，還是情感妥協(xié)的產(chǎn)物？以及父親是如何理解育兒任務(wù)的？其在參與育兒任務(wù)過(guò)程中獲得的情感體驗(yàn)是怎樣的？這些在新父職轉(zhuǎn)型研究中非常重要但尚未經(jīng)過(guò)充分的經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)。本文限于篇幅及數(shù)據(jù)指標(biāo)與研究目的的吻合性，還不能對(duì)以上問(wèn)題做出確切解答，期待未來(lái)有更多包括質(zhì)性研究在內(nèi)的相關(guān)研究能對(duì)此進(jìn)行深入挖掘?？傊?，本文認(rèn)為準(zhǔn)確刻畫(huà)當(dāng)前新父職實(shí)踐的總體狀況，分析推動(dòng)或遲滯其轉(zhuǎn)型的原因，不但對(duì)父親們履行其育兒職責(zé)，建構(gòu)新型親子關(guān)系意義重大，而且對(duì)于平衡母親工作一家庭的沖突，提升其生育意愿具有重要的意義。

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Gender Division of Labor and Intergenerational Support： the Shaping of New Fatherhood Practices by Family Relations

WU Jing （School of Humanities and Law， Inner Mongolia University of Science amp; Technology， Baotou 014010， China）

Abstract：New fatherhood is an emerging and important research field in China，and this paper examines the practice of new fatherhood in a family network consisting of couples and generations， using data from the China Family Panel Studies 2020 （CFPS2020）in light of the local characteristics of Chinese family relationships.It was found that， from a gender division of labor perspective，maternal employment increased fathers' relative time spent on childcare and the likelihood that fathers become the primary caregiver for children at night; from an intergenerational support perspective， grandparental asistance in childcare led to a decreasing trend in the relative and absolute timeof paternal childcare，and fathers'likelihood ofbeing the primarycaregiver forchildren at night.Based on these，this paper argues that fatherhood is notonlya reflexive practice based on individual membership，but also the result of acomplex interplay of gender norms， intergenerational relationships， which reflects the family-oriented relational characteristics of Chinese fatherhood practices.

Key words： new fatherhood;gender division；intergenerational support