父亲参与和学前儿童发展关系的元分析.pdf

第4 0卷第5期苏州科技大学学报(社会科学版)V o l.4 0N o.52 0 2 3年9月J o u r n a l o fS u z h o uU n i v e r s i t yo fS c i e n c ea n dT e c h n o l o g y(S o c i a lS c i e n c eE d i t i o n)S e p.2 0 2 3父亲参与和学前儿童发展关系的元分析*张 晋1,程绍仁2,任慧娟3(1.苏州科技大学 教育学院,江苏 苏州2 1 5 0 0 9;2.辽宁师范大学 教育学院,辽宁 大连1 1 6 0 2 9;3.苏州幼儿师范高等专科学校 学前二系,江苏 苏州2 1 5 1 3 1)摘 要:父亲参与是儿童发展的宝贵资源,已有的父亲参与和学前儿童发展关系的研究存在较大分歧。文献检索与筛选发现,父亲参与和学前儿童总体发展、一般发展、语言发展、数学发展均呈低正相关。这一方面说明父亲参与强度与水平越高,越有助于儿童发展;另一方面说明父亲参与对儿童发展的实际贡献偏低。社会经济地位与参与类型对父亲参与和学前儿童总体发展、一般发展、语言发展关系的调节影响具有显著差异,对数学发展的调节效应不存在显著性差异。住家状态与文化背景对父亲参与和学前儿童总体发展、一般发展、语言发展、数学发展关系的调节效应不存在显著性差异。据此,今后应高度重视父性教育,聚焦父亲参与质量,培育男性养育文化,落实父亲参与保障措施。关键词:父亲参与;学前儿童发展;父亲参与质量;元分析中图分类号:G 6 1 6文献标识码:A文章编号:2 0 9 6-3 2 6 2(2 0 2 3)0 5-0 0 9 2-1 2 2 0世纪9 0年代末,美国受到“国家父权倡议”(N a t i o n a lF a t h e r h o o dI n i t i a t i v e)、“让父亲有意义地参与进来”等政策的驱动,相继开展“贫困家庭临时救助基金”(T e m p o r a r yA s s i s-t a n c e f o rN e e d yF a m i l i e s)、“父亲计划”(F a t h e rP r o j e c t)、“青少年父亲合作项目”(T e e nF a t h e rC o l l a b o r a t i o n)、“父母积极教养项目”(P o s i t i v eP a r e n t i n gP r o g r a m)等政府项目,父亲角色落实逐步上升为国家战略。改革开放以来,随着我国城镇化的持续推进与家庭结构的变化,数以万计的父亲面临着工作与家庭的多重压力,主要扮演着养家糊口者(b r e a d w i n n e r)的角色,“赖账父亲”(d e a d b e a td a d s)激增,父亲主体责任落实变得愈加困难并成为日益突出的社会问题。2 0 2 2年1月实施的 中华人民共和国家庭教育促进法(以下简称 家庭教育促进法)明确强调“共同参与,发挥父母双方的作用”,进一步提升了父亲参与的严肃性与规范性。丰富父亲角色、落实育儿责任成为适应新时代教育改革需要的必然选择。在此背景下,围绕父亲参与的研究不断兴起,其中,父亲参与的价值与意义被广泛讨论。2 0世纪9 0年代以来,围绕父亲参与和学前儿童发展的量化研究大量涌现。然而编码发现,父亲参与和学前儿童发展关系的研究存在较大分歧。詹恩斯(J e y n e s)、麦克瓦尼(M c W a y n e)等对以西方学前至学龄段儿童为被试的研究成果展开元分析,发现父亲参与和学生学业成就呈低正相关,他们还分析了参与类型、种族、年龄段、住家状态和社会经济地位(S o c i o e c o n o m i cS t a t u s,S E S)对二者关系的影响。1-2但这些研究仍然存在需要进一步澄清之处:第一,已有研究主要以西方文化背景为主,缺乏跨文化比较;第二,纳入元分析的文献均为2 0 1 0年前的成29*收稿日期:2 0 2 3-0 5-0 6基金项目:苏州科技大学校级研究基金项目“江苏城市流动家庭教师家长关系质量保障研究”(3 4 2 1 2 2 9 0 4);教育部人文社会科学研究青年项目“公共治理视角下城市学前流动儿童早期教育精准服务体系构建研究”(1 8 Y J C 8 8 0 1 3 8)作者简介:张 晋,男,苏州科技大学教育学院讲师,主要从事家庭教育与学前儿童发展研究;程绍仁,男,辽宁师范大学教育学院副教授,主要从事家庭教育研究;任慧娟,女,苏州幼儿师范高等专科学校学前二系教授,主要从事学前教育管理研究。果,而近十余年的研究成果尚未纳入元分析;第三,学前段的元分析聚焦于儿童总体认知与社会性发展,尚未分析父亲参与和儿童语言、数学发展的关系。鉴于此,本研究拟结合最近的中英文定量研究成果,运用元分析技术,探析父亲参与和学前儿童发展间的关系,同时考察父亲参与类型、社会经济地位、父亲住家状态、文化背景、儿童性别对二者关系的调节影响。一、概念界定与文献梳理(一)概念界定1.父亲参与当前,国内外鲜有研究明确界定父亲参与,更多 是 从 指 标 类 型 的 角 度 来 界 定。兰 姆(L a m b)指出,父亲角色主要是向孩子介绍外面的世界和现实。3帕姆(P a l m)等指出,父亲参与是指父亲与儿童间的直接或间接联系,承担着儿童健康和福利的责任以及支持家庭发展的任务。4可见,父亲参与是一个相对复杂的概念,有着宽泛的内涵。兰姆从亲子活动的角度提出父亲参与的三个层面,即参与、可及性和责任。5帕科维茨(P a l k o v i t z)从连续性的角度来划分父亲参与,包括投入时间、参与程度、可观察性、显 著 性 和 直 接 性。6鲍 姆 林 德(B a u m-r i n d)、麦克比(M a c c o b y)等从教养质量的角度提出,父母育儿模式包括支持与控制两大维度,控制分为强制性控制和非强制性控制。7-8张晋等将父亲参与划分为积极参与和消极参与。9依据现有的概念界定与文献编码,本研究将父亲参与划分为一般参与活动、支持性方式与非强制性控制。一般参与活动包括生活活动、学业活动、家庭学习环境创设、游戏活动、共育活动、陪伴时间、经济支持与联系;支持性方式包括支持、赞扬、爱与尊重;非强制性控制包括规训、规则制定、监督、训导与惩罚。2.学前儿童发展现有研究更多从关键领域的角度来界定学前儿童发展。美国国家教育目标小组(N a t i o n-a lE d u c a t i o n a lG o a l sP a n e l)认为,儿童发展包括身体健康与运动发展、社会与情感发展、语言发展、学习品质、认知、一般知识六大领域。我国36岁儿童学习与发展指南 将儿童发展划分为健康、语言、社会、科学和艺术五大领域。依据上述界定与文献编码,本研究重点考察父亲参与和学前儿童总体发展、一般发展与领域发展的关系。总体发展包括一般发展和领域发展,一般发展指原始文献中未明确说明儿童发展的具体领域,领域发展包括语言和数学。(二)父亲参与和学前儿童发展的相关研究文献编码发现,一是7 5.0%的效应值显示父亲参与和学前儿童语言发展呈正相关,有2 5.0%的效应值显示二者关系为负相关。研究发现:父亲参与和阅读、词汇发展、口语理解能力呈正相关1 0-1 2;父亲参与和接受语言、交际能力、语法发展呈负相关1 3。二是7 6.9%的效应值显示父亲参与和学前儿童数学发展呈正相关,2 3.1%的效应值显示二者关系为负相关。研究发现:父亲参与、投身家庭学习环境创设、认知活动、游戏活动、温暖行为以及学校参与活动与儿童数学、数概念发展呈正相关1 0,1 4-1 7;父亲养育活动、纪律教育活动、支持性养育和儿童数学能力呈负相关1 8-2 0。三是7 3.7%的效应值显示父亲参与和学前儿童一般发展呈正相关,2 6.3%的效应值显示二者关系为负相关。研究发现:父亲参与、父子关系、养育敏感性、积极关怀以及经济支持和儿童学业能力、入学准备、智力水平、认知能力发展呈正相关2 1-2 5;基于家庭的父亲参与、父子规则教育、温暖行为、保护 和 儿 童 认 知 灵 活 性、学 业 能 力 呈 负 相关2 2,2 4-2 6。四是7 5.2%的效应值显示父亲参与和学前儿童总体发展呈正相关,有2 4.8%的效应值显示二者关系呈负相关。(三)父亲参与和学前儿童发展的调节效应1.父亲参与类型随着社会分工、家庭结构以及父亲身份的不断演变,对“父亲参与”的理解由狭隘关注单一方面向着强调多维度、多层次转变,但尚未形成统一清晰的界定。现有研究主要从教养质量、亲子活动、参与类型与发生场域等来界定父亲参与。鲍姆林德、麦克比等从教养质量的角度提出,父母育儿模式包括支持与控制两大维度,其中,支持包括给予回应、鼓励、指导和日常帮助等行为;控制分为强制性控制和非强制性控制,强制性控制包括拒绝、殴打、体罚等,非强39制性控制包括规训、规则制定等。7-8兰姆提出参与、可及性和责任三个父亲参与层次。5霍金斯(H a w k i n s)等从参与类型的角度,将父亲参与划分为经济支持、支持儿童母亲、培育责任感、鼓励学业成就、表扬与情感支持、亲子沟通、日常保育、亲子阅读与鼓励儿童发展才能。2 7唐纳(D o w n e r)、李(L e e)、劳(L a u)等从发生场域的角度,将父亲参与划分为基于幼儿园的父亲参与和基于家庭的父亲参与。1 3-1 4,2 2因此,从不同视角界定父亲参与必然影响父亲参与和学前儿童发展间的关系。2.父亲社会经济地位父亲社会经济地位通过环境资源、心理影响、养育实践等对儿童心理健康产生直接或间接的影响。一方面,丰富的社会经济资源为儿童发展提供必要的衣物、食物以及家庭环境等,高社会经济地位家庭在物质资源供给、教育投资与家庭环境创设上具有显著优势。另一方面,社会经济地位通过影响夫妻关系和家庭心理氛围进而影响儿童发展。良好的社会经济地位有助于促进健康夫妻关系的养成,和睦的夫妻关系有助于减少父亲消极参与,从而促进儿童健康发展。高社会经济地位的家长对幼儿能力发展往往有着更高期待,且亲子关系更具接受性、更平等,而低社会经济地位的家长与儿童间的关系则倾向于维持秩序和顺从。大量研究发现,家庭社会经济风险越大,儿童发展水平越低。也有研究提出,少有证据表明社会经济地位和 儿 童 社 会 性 发 展、幸 福 感 存 在 直 接 关联2 8-2 9;低社会经济地位并非与儿童认知或情感问题存在必然联系3 0;父亲积极参与、家长有效教养能够减轻社会经济风险对儿童发展的消极影响,打破处境不利影响的连续性3 1-3 2。因此,不同社会经济地位下的父亲参与对学前儿童发展影响结果有待进一步探究。3.父亲住家状态住家为保障亲子互动、父亲易接近性以及落实父亲责任创造了有利条件。文献编码发现,7 9.5%的样本属于住家父亲,非住家以及未标明父亲住家状态的样本仅占2 0.5%。然而,从社会发展趋势来看,非住家父亲比例逐步加大,其角色与责任落实成为亟须关注的社会问题。相比于住家父亲,非住家父亲往往更年轻,容易出现精神疾病、药物滥用等问题3 3-3 4,受教育程度与经济收入也更低,难以为家庭提供经济支撑3 5。众多研究发现,缺乏父亲陪伴的儿童在认知发展、学业成绩和心理社会适应方面表现较差,面临更多情感问题和行为问题。3 6-3 8因此,住家状态差异可能影响父亲参与和学前儿童发展间的关系。4.父亲参与文化背景教育实践是文化活动的重要构成部分,父亲参与作为教育活动的一部分,势必受到文化差异的影响。在东方文化背景下,养育方式鼓励谦逊、合作与良好秩序的建立,注重培育儿童的认知能力,而西方父母更强调民主、自由与个性培养。研究青少年父母养育方式发现,欧美父母更可能通过营造支持与积极回应的关系,帮助青少年从民主型养育模式中学会独立自治,拉丁美洲人、非裔美国人和亚裔美国人父母则更倾向于威权型养育,更强调遵从和一致性。3 9丹迪(D a n d y)等研究发现,亚裔澳大利亚父母对子女有着更高的学术标准和教育期待,而盎格鲁-凯尔特裔澳大利亚父母有着更灵活的教 育期待,给孩 子学 业 压 力 较 小。4 0舍 克(S h e k)等研究发现,中国香港父母对子女学业成就的高期待与中国传统文化密切相关。4 1因此,在不同文化背景下,父亲参与和学前儿童发展关系可能存在差异。5.学前儿童性别儿童性别通过作用于父亲养育方式、亲子交往方式与父亲投入等影响儿童发展。性别匹配理论(G e n d e rM a t c h i n g)提出了男孩和女孩同质的理念,强调男性更有能力满足男孩的需求,女性更有能力满足女孩的需求。4 2亲子间性别的交互作用对儿童动机的影响验证了性别匹配理论,即父亲显著影响男孩的学习动机,母亲显著影响女孩的学习动机。4 3然而,定性与定量研究发现,父亲和男教师对男孩发展的积极影响并非由男性的性别功能所致,而是取决于父亲参与品质和男教师教育质量。4 4因此,儿童性别对父亲参与和学前儿童发展关系的影响可能存在差异。49二、研究过程(一)文献检索本研究以中文和英文文献为主。英文检索对象主要为P s y c h I n f o、E R I C、W e bo fS c i e n c e、P r o Q u e s t、S p r i n g e r与S c i e n c eO n l i n e等数据库以及G o o g l eS c h o l a r,中文检索对象主要为中国知网、万方数据知识服务平台、维普期刊资源整合服务平台等数据库以及百度学术、谷歌学术。因为“父亲参与”研究最早出现在2 0世纪7 0年代,故将检索时间跨度设定为1 9 7 0年1月到2 0 2 2年6月。文献检索分三步完成。第一步,中文以“父亲参与”“父亲卷入”“儿童发展”“语言”“数学”“认知能力”“学前儿童”,英文以f a t h e r i n v o l v e-m e n t、f a t h e r e n g a g e m e n t、f a t h e r s i n v o l v e-m e n t、p a t e r n a l i n v o l v e m e n t、m a t h e m a t i c s、l a n-g u a g e、c o g n i t i v e c o m p e t e n c e、c h i l d d e v e l o p-m e n t、e a r l yc h i l d h o o de d u c a t i o n为主题词进行检索,初步建立“父亲参与和学前儿童发展相关主题的文献数据库”。第二步,针对文献数据库中非全文的英文文献,先通过阅读标题、摘要初步判断是否符合元分析要求,如果符合则纳入非全文文献清单;然后采取三种方式处理非全文文献清单,一是通过S c i-H u b生成链接获取,二是通过文献传递获取,三是通过委托国外友人获取。第三步,为避免遗漏与重复,在已有文献的基础上进行文献回溯与核查。文献纳入标准包括4项:一是原文献研究对象必须是37岁儿童,不包括其他年龄段儿童;二是必须报告父亲参与总体或某维度和儿童发展总体或某维度间的相关系数,剔除运用结构方程模型、回归分析及其他统计方法报告的数据;三是父亲参与测量采用完整工具或单一维度测量工具,儿童发展测量可以针对总体发展或某领域发展;四是剔除文献中重复的调查数据。依据纳入标准获取有效文献2 6篇,其中,中文文献1篇,英文文献2 5篇;学术期刊论文2 4篇,博士学位论文2篇;中国文化背景的文献5篇,西方文化背景的文献2 1篇。(二)文献编码与质量评价编码内容包括题目、研究者、发表时间、文献类型、文化背景、样本量、女性比例、父亲住家状况、社会经济地位、儿童发展(一般发展和领域发展,领域发展包括语言与数学)以及相关系数(见表1)。由两位编码者独立编码并进行编码一致性检验:先讨论并确定编码框架,然后分别进行独立编码并比对编码结果。除了个别数据有误差,其他无异,这说明编码结果具有较高的一致性。参照元分析文献质量评价标准,从取样方表1 纳入元分析原始研究的基本信息作者时间文化背景文献类型 女性比例/%样本量住家状态社会经济地位发展领域文献质量L i a n g1 9 9 6C HN期刊4 7.3 07 4URHG D7W i l l i a m s1 9 9 9U S A期刊n o n e5 9RHG D7C u l p2 0 0 0U S A期刊4 0.0 02 5RHG D8C a t h e r i n e2 0 0 4U S A期刊5 0.0 01 4 2RLG D/L7L u n k e n h e i m e r2 0 0 6U S A论文4 7.2 31 1 7RHG D8J a c k s o n2 0 0 9U S A期刊n o n e8 6NLL6P a n c s o f a r2 0 1 0U S A期刊4 9.0 04 8 6NLL6D o r i t2 0 1 0S P A期刊4 9.0 22 1RHL7D o w n e r2 0 1 0U S A期刊4 8.2 48 5RLL8C h o i2 0 1 2U S A期刊4 6.5 012 2 8NLG D7C l a i r e2 0 1 3U S A期刊n o n e51 9 0RHL/M6D a r r e l l2 0 1 3U S A论文4 8.9 470 5 0RLG D7J a c k s o n2 0 1 3U S A期刊n o n e1 3 4NLG D6C l a i r e2 0 1 3U S A期刊5 1.0 07 5 0RHL/M8G a r y2 0 1 4U S A期刊0.0 06 3RHL7M i l l s-K o o n c e2 0 1 5U S A期刊4 9.5 06 3 0RLG D659作者时间文化背景文献类型 女性比例/%样本量住家状态社会经济地位发展领域文献质量李燕芳2 0 1 5C HN期刊4 9.0 01 9 0NLG D8F a g a n2 0 1 5U S A期刊5 5.6 06 8RLL9C l a i r e2 0 1 5U S A期刊n o n e23 4 0RHL/M6F o s t e r2 0 1 6C AN期刊5 0.0 06 0 2RHL/M7L a u2 0 1 6C HN期刊n o n e2 2 3URLG D6C l a i r e2 0 1 6U S A期刊n o n e35 7 0NHG D/L/M7C l a i r e2 0 1 7U S A期刊0.0 042 4 0RHL/M8C h u n2 0 1 8C HN期刊5 6.0 03 3 3RURG D5R e n2 0 1 8C HN期刊5 8.7 01 0 9RHL/M8L e e2 0 1 9U S A期刊5 1.0 013 5 4NLG D/L/M7注:文化背景中,C HN表示中国文化背景,U S A、S P A、C AN分别表示美国、西班牙与加拿大西方文化背景;文献类型中,论文表示博士学位论文;女性比例中,n o n e表示原始文献中未表明性别比例;住家状态中,R表示住家父亲,N表示非住家父亲,UR表示未报告;社会经济地位中,H表示中高社会经济地位,L表示低社会经济地位,UR表示未报告;发展领域中,G D表示一般发展,L表示语言,M表示数学。下同。法、数据有效率、出版物质量、测量工具有效性等方面对纳入文献进行质量评估,得分范围为01 0,分数越高表示文献质量越高。由表1可见,文献质量均分为7,表明文献质量良好。(三)统计分析选用CMA2.2(C o m p r e h e n s i v eM e t aA-n a l y s i s2.2)专业版软件进行元分析,使用文献中的单个相关系数r值作为效应值。在计算过程中,先把每个r值转换为对应的F i s h e r sZ分数;然后将F i s h e r相关系数变换计算出效应大小,即Z=0.5i n1+r1-r,其中,Zr的标准误计算为S EZ=VZ;最后,通过W a l d检验确定该效应大小的统计显著性,即Z=S E/S EE S。三、研究结果(一)出版偏倚检验与同质性检验1.出版偏倚检验本研究采用漏斗图、失安全系数(F a i l-s a f eN)、等级相关测验(R a n kc o r r e l a t i o nT e s t)对出版偏倚进行检验。图1与图2是父亲参与和学前儿童总体发展、一般发展、语言发展以及数学发展关系元分析效应值的总体分布情况,横轴是 转 化 过 的F i s h e r sZ效 应 值,纵 轴 是F i s h e r sZ效应值的标准误。图1与图2显示,大部分研究位于漏斗图的顶端,小部分位于漏斗图底端,且相对均衡分布于平均效应值的两侧,说明元分析受出版偏倚影响的可能性很小。计算结果显示,父亲参与和学前儿童总体发展、一般发展、语言发展以及数学发展的失安全系数分别为45 5 6、15 8 0、图1 父亲参与和总体发展(上)、一般发展(下)关系的效应值分布情况图2 父亲参与和语言发展(上)、数学发展(下)关系的效应值分布情况6933 3 0和5 0 0,所有失安全系数均大于5 k+1 0的标准,表明元分析不受出版偏倚的影响。等级相关测验T a u值表示效应值与其标准差的相关性,T a u值显著意味着元分析存在出版偏差。计算结果显示,父亲参与和学前儿童总体发展、一般发展、语言发展、数学发展的T a u值分别为0.0 2 86 2(p=0.6 4 76 7)、0.2 1 51 0(p=0.0 5 76 5)、-0.0 0 14 0(p=0.9 8 67 5)、-0.1 4 10 3(p=0.5 0 21 6),且均不显著,说明效应值不存在出版偏倚。以上三类检验均说明,研究结果不受出版偏倚的影响,均可靠、准确。2.同质性检验通过同质性检验确定是采用固定效应模型还是随机效应模型。表2显示,父亲参与和学前儿童总体发展、一般发展、语言发展、数学发展间的Q值介于1 6 0.6 4 711 8 6.6 9 6,p值均小于0.0 0 1,I-s q u a r e d值介于8 5.8 1 99 2.5 3 0,说明各效应值是异质的,且大部分观察变异是由效应值的真实差异造成的,因此不适合采用固定效应模型分析法。通常有两种方式处理异质效应值。一是删除效应值,直至达到同质再进行固定模型分析;二是采用随机模型分析。根据以往多数研究的处理方法,本研究采用随机模型分析方法检验整体效应和调节效应。(二)父亲参与和学前儿童发展的相关结果表3显示,父亲参与和学前儿童总体发展、一般发展、语言发展以及数学发展间的相关系数分别为0.0 9 1、0.0 9 6、0.0 9 0、0.0 7 7,且均达到显著性水平(p0.0 0 1)。利普西(L i p s e y)等指出,|r|0.1时为低相关,0.1|r|0.4时为中等相关,|r|0.4时为高相关。4 5据此判断,父亲参与和学前儿童总体发展、一般发展、语言发展以及数学发展间的关系呈低正相关。(三)父亲参与和学前儿童总体发展关系的调节效应表4显示,社会经济地位、参与类型对父亲参与和学前儿童总体发展关系的调节效应存在显著性差异(p0.0 5,p0.0 0 1),住家状态和文化背景对二者关系的调节效应不存在显著性差异(p=0.6 4 9,p=0.1 5 1)。(四)父亲参与和学前儿童各子维度发展关系的调节效应表5显示,社会经济地位、文化背景、参与类型对父亲参与和学前儿童一般发展关系的调节效应存在显著性差异(均为p0.0 5),住家状态对二者关系的调节效应不存在显著性差异(p=0.2 9 9)。社会经济地位对父亲参与和学前儿童语言发展关系的调节效应存在显著性差异(p0.0 5),参与类型对二者关系的调节效应接近显著性差异(p=0.0 5 3),住家状态、文化背景对二者关系的调节效应不存在显著性差异(p=0.7 6 3,p=0.7 9 5)。社会经济地位、住家状态、文化背景、参与类型对父亲参与和学前儿童数学发展关系的调节效应不存在显著性差异(p=0.6 1 2,p=0.5 2 6,p=0.8 5 3,p=0.8 9 3)。表2 效应值同质性检验结果儿童发展及其各维度k同质性检验T a u-s q u a r e dQ值d f(Q)p值I-s q u a r e d T a u-s q u a r e dS E方差T a uF a i l-s a f eN F I-O D1 1 711 8 6.6 9 61 1 60.0 0 09 0.2 2 50.0 0 90.0 0 20.0 0 00.0 9 645 5 6 F I-G D3 84 4 0.0 1 43 70.0 0 09 1.5 9 10.0 0 80.0 0 40.0 0 00.0 9 215 8 0 F I-L6 64 5 8.3 6 26 50.0 0 08 5.8 1 90.0 1 10.0 0 50.0 0 00.1 0 433 3 0 F I-M1 31 6 0.6 4 71 20.0 0 09 2.5 3 00.0 0 60.0 0 60.0 0 30.0 7 85 0 0注:F I表示父亲参与,O D表示总体发展,k表示效应值量。下同。表3 父亲参与和学前儿童总体发展及其各子维度关系的随机模型分析儿童发展及其各维度kN效应值及0.9 5的置信区间双尾检验点估计下限上限Z值p值 F I-O D1 1 72 90 3 70.0 9 10.0 6 80.1 1 37.9 5 70.0 0 0 F I-G D3 81 49 9 50.0 9 60.0 6 10.1 3 15.3 2 70.0 0 0 F I-L6 61 91 0 60.0 9 00.0 5 50.1 2 45.1 1 10.0 0 0 F I-M1 31 81 5 50.0 7 70.0 3 10.1 2 43.2 5 30.0 0 079表4 父亲参与和学前儿童总体发展关系的调节效应调节变量同质性检验Q值d fp值类别名称kNS E效应值及0.9 5的置信区间双尾检验点估计下限上限Z值p值经济社会地位8.1 0 120.0 1 7L4 51 86 8 00.0 0 40.0 7 00.0 3 70.1 0 24.2 1 50.0 0 0H6 51 72 6 00.0 0 30.1 1 60.0 8 70.1 4 57.7 6 00.0 0 0UR75 2 30.0 0 80.0 0 7-0.0 8 10.0 9 40.1 4 50.8 8 4住家状态0.8 6 620.6 4 9R9 32 18 2 40.0 0 40.0 9 50.0 6 70.1 2 36.5 6 60.0 0 0N1 667 2 40.0 0 10.0 7 60.0 4 60.1 0 64.9 2 80.0 0 0UR84 8 70.0 1 10.0 8 2-0.0 1 60.1 7 91.6 3 40.1 0 2文化背景2.0 8 510.1 5 1C HN1 53 3 20.0 0 60.0 4 6-0.0 2 00.1 1 21.3 6 30.1 7 3WC B1 0 22 81 8 00.0 0 30.0 9 70.0 7 30.1 2 17.9 9 50.0 0 0参与类型1 9.6 6 420.0 0 0G I A7 94 12 7 30.0 0 20.0 9 20.0 6 80.1 1 67.4 9 10.0 0 0S I1 858 3 50.0 1 20.1 8 40.1 1 80.2 4 95.3 9 30.0 0 0N C2 051 9 90.0 0 9-0.0 1 2-0.0 7 00.0 4 6-0.4 1 30.6 8 0注:G I A表示一般参与活动,S I表示支持性方式,N C表示非强制性控制,WC B表示西方文化背景。下同。表5 父亲参与和学前儿童发展各子维度关系的调节效应发展领域调节变量同质性检验Q值d fp值类别名称kN效应值及0.9 5的置信区间双尾检验点估计下限上限Z值p值G D经济社会地位7.7 3 620.0 2 1L1 81 06 2 70.0 8 80.0 4 30.1 3 33.8 5 40.0 0 0H1 338 4 50.1 6 20.0 9 40.2 2 94.6 2 60.0 0 0UR75 2 30.0 0 7-0.0 8 10.0 9 40.1 4 50.8 8 4住家状态2.4 1 620.2 9 9R2 22 18 2 40.1 2 10.0 6 70.1 7 54.3 8 90.0 0 0N867 2 30.0 6 60.0 2 00.1 1 12.8 4 20.0 0 4UR84 8 70.0 8 2-0.0 1 60.1 7 91.6 3 40.1 0 2文化背景4.6 2 310.0 3 2C HN98 5 50.0 2 3-0.0 5 30.0 9 90.5 9 10.5 5 5WC B2 92 59 0 30.1 1 70.0 7 70.1 5 65.7 2 20.0 0 0参与类型9.2 5 720.0 1 0G I A1 84 62 0 70.0 5 80.0 2 60.0 9 13.4 9 50.0 0 0S I1 158 3 50.2 4 80.1 2 00.3 6 83.7 4 80.0 0 0N C951 9 9-0.0 0 3-0.1 1 80.1 1 2-0.0 5 40.9 5 7L经济社会地位4.1 3 210.0 4 2L2 622 2 10.0 4 6-0.0 0 90.1 0 11.6 4 70.1 0 0H4 01 61 3 50.1 1 90.0 7 50.1 6 15.3 6 70.0 0 0住家状态0.0 9 110.7 6 3R6 01 36 1 00.0 8 90.0 5 00.1 2 84.4 7 10.0 0 0N654 9 60.0 7 90.0 2 80.1 3 03.0 5 30.0 0 2文化背景0.0 6 710.7 9 5C HN41 0 90.1 1 0-0.0 4 90.2 6 31.3 5 70.1 7 5WC B6 21 90 8 20.0 8 80.0 5 30.1 2 44.8 7 70.0 0 0参与类型5.8 6 820.0 5 3G I A5 21 89 9 70.1 1 20.0 7 70.1 4 76.2 3 30.0 0 0S I543 8 20.1 2 00.0 4 40.1 9 43.0 8 10.0 0 2N C945 5 9-0.0 4 9-0.1 7 50.0 7 9-0.7 4 90.4 5 4M经济社会地位0.2 5 710.6 1 2L113 5 40.0 6 00.0 0 70.1 1 32.2 0 80.0 2 7H1 21 68 0 10.0 7 90.0 2 90.1 2 83.0 9 00.0 0 2住家状态0.4 0 210.5 2 6R1 11 32 3 10.0 7 20.0 1 70.1 2 62.5 7 40.0 1 0N249 2 40.1 0 30.0 2 40.1 8 02.5 6 30.0 1 0文化背景0.0 3 410.8 5 3C HN21 0 90.0 5 1-0.2 4 10.3 3 50.3 3 80.7 3 5WC B1 11 80 4 60.0 7 90.0 3 10.1 2 73.2 3 30.0 0 1参与类型0.2 2 620.8 9 3G I A91 87 9 60.0 8 90.0 4 90.1 2 94.3 3 30.0 0 0S I243 4 90.0 3 9-0.1 9 20.2 6 60.3 3 00.7 4 1N C243 4 90.0 5 8-0.1 8 50.2 9 40.4 6 50.6 4 289 (五)儿童性别对父亲参与和学前儿童发展关系的调节效应从表6可见,性别对父亲参与和学前儿童语言发展、数学发展关系的调节效应不存在显著性差异,即QM o d e l(1,k=6 1)=1.2 6 7,p=0.2 6 0;QM o d e l(1,k=1 0)=2.0 5 1,p=0.1 5 2。性别对父亲参与和学前儿童总体发展关系的调节效应具有显著差异,即QM o d e l(1,k=1 0 2)=3 9.7 9 3,p0.0 5;性别对父亲参与和学前儿童一般发展关系的调节效应接近显著性差异,即QM o d e l(1,k=3 1)=3.6 2 7,p=0.0 5 7。另外,随着女性参与者比例的增加,相关性变弱并且呈现负相关,全男性样本的相关性高于全女性样本的相关性(r=0.0 9 0,r=0.3 9 4)。表6 儿童性别对父亲参与和学前儿童发展关系的调节效应儿童发展及其各维度参数点估计S EZ值9 5%C I f o r下限上限 F I-O D0-0.0 9 60.0 1 5-6.3 0 8-0.1 2 6-0.0 6 610.0 9 00.0 0 61 4.6 8 40.0 7 80.1 0 2QM o d e l(1,k=1 0 2)=3 9.7 9 3,p=0.0 0 0 F I-G D0-0.7 4 30.3 9 0-1.9 0 5-1.5 0 70.0 2 210.3 9 40.1 9 12.0 0 650.0 2 00.7 6 8QM o d e l(1,k=3 1)=3.6 2 7,p=0.0 5 7 F I-L0-0.0 2 90.0 2 6-1.1 2 5-0.0 8 00.0 2 210.0 9 40.0 0 91 0.9 7 70.0 7 70.1 1 1QM o d e l(1,k=6 1)=1.2 6 7,p=0.2 6 0 F I-M0-0.0 4 90.0 3 4-1.4 3 2-0.1 1 60.0 1 810.0 8 80.0 0 99.8 7 30.0 7 00.1 0 5QM o d e l(1,k=1 0)=2.0 5 1,p=0.1 5 2四、总结与讨论(一)父亲参与和学前儿童总体发展及其各个子维度呈低正相关这一方面说明父亲参与强度与水平越高,越有助于儿童发展;另一方面说明父亲未能有效发挥自身的育儿功能,父亲参与对儿童发展贡献有限。詹恩斯、麦克瓦尼等针对西方学前至学龄段儿童研究成果展开的元分析也显示,父亲参与和学生学业成就呈低正相关。1-2这表明父亲参与对不同年龄段儿童发展的影响结果具有一致性。父亲对于儿童发展具有关键且深远的影响。实证研究却发现,父亲参与对于儿童发展的影响较小。究其缘由,首先,无论是生物学还是社会学观点,都认为母亲是主要养育者,父亲主要担任养家糊口的角色,发挥的育儿作用有限。有调查发现,父亲在养育儿童上所花费的时间远远少于母亲。4 6其次,4 4.4 4%的效应值属于低或未明确报告社会经济地位,2 0.5 2%的效应值属于非住家父亲或未明确报告父亲住家状态,这可能制约了父亲参与的量与质。再次,时间与机会仅仅是父亲参与的参照依据,而不是主要决定因素,养育态度、养育方式以及家庭环境营造等关涉参与质量的要素才是影响父亲参与效果的关键问题。最后,相比于学龄段,学前段父亲参与的结构性、针对性偏低,参与范围更广,不仅关注语言、数学等认知发展,更重视社会性、健康、艺术等领域发展4 7,并且父亲对这些领域的影响更难评估。(二)父亲参与和学前儿童发展关系的调节效应1.社会经济地位社会经济地位对父亲参与和学前儿童总体、一般发展、语言发展关系的调节影响具有显著差异(p0.0 5),对数学的调节效应不存在显著性差异(p=0.6 1 2)。中高社会经济地位家庭父亲参与的正相关性显著高于低社会经济地位或未明确报告社会经济地位。这与麦克瓦尼的研究结论相一致。2较高的社会经济地位为父亲参与提供了必要条件,保障了父亲参与机会。此外,社会经济地位与学前儿