母親男孩偏好和親子溝通的關系：子女性別的調節作用

/母親男孩偏好和親子溝通的關系：子女性別的調節作用【摘要】以653名小學五年級學生的母親為被試，通過問卷法探討了母親男孩偏好和母子親子溝通的關系，并考察子女性別在其中可能的調節作用。結果表明：(1)子女為非獨生、流動兒童；受教育水平較低、家中有2個及以上孩子以及所測查的孩子排名第2及以上孩子的母親具有較高水平的男孩偏好；(2)子女性別對于母親男孩偏好和母子親子溝通關系的調節作用顯著。對女生而言，親子溝通隨著母親男孩偏好的增加而顯著下降；對男生而言，母親男孩偏好并不能顯著預測親子溝通。結果揭示了母親男孩偏好對于母女親子溝通的負面影響，提示了在強調男女平等的背景下，男孩偏好依舊值得重視并著力改善，特別是在孩子人格塑造和習慣養成的關鍵時期，作為主要照料者的母親更應得到關注。【關鍵詞】男孩偏好；親子溝通；子女性別 1前言 男孩偏好是一種在全球范圍內普遍存在的現象，表現為在同齡男孩女孩中更喜歡男孩、生育男孩更多、對男孩的各種投入更多等(Freedman&Coombs，1974)。無論在發達國家還是發展中國家，人口學家均發現了人們對男孩普遍的偏好(張浩，2007)，特別是亞洲地區的國家(例如中國、韓國等)對男孩的偏好更為強烈(Andersonetal.，1997；Asisetal.，1995；Chewetal.，2017)。研究表明，20世紀80年代中期以來，我國出生性別比偏離正常值且不斷升高，2008年之后呈現下降趨勢，但尚未恢復到正常范圍，男孩偏好的現象雖然呈現出弱化趨勢，但仍舊存在(侯佳偉等，2018)。 作為生育價值觀的子維度，男孩偏好反映了人們對生育不同性別子女的意義或價值的認識，以及養育不同性別子女的動機信念和價值判斷(Aycicegi-Dinn&Kagitcibasi，2010)。價值觀作為“一種持續的信仰”，能夠指導個體的態度和行動(Rokeach，1974)，因此，男孩偏好可能會影響人們的生育、養育行為。盡管對男孩偏好已有大量研究，但相較而言，研究更多關注男孩偏好的現象本身(Kamei，2018；Kugler&Kumar，2017；侯佳偉等，2014；劉爽，2005)、成因(Abassietal.，2018；陳康，2015；楊凡，2017；張川川，馬光榮，2017)及對人口和生育行為的影響(Echávarri&Husillos，2016；Milazzo，2014；郭志剛，2008)，較少聚焦其對養育行為的影響。根據Bornstein(2015)的觀點，父母的育兒認知會影響其自我意識，從而改變養育行為，并且決定父母投入到養育子女中的時間和精力，而父母的價值觀是父母育兒認知中至關重要的一個方面。因此，反映了父母對不同性別子女認知和價值判斷的男孩偏好，可能會在子女性別層面上對父母的養育行為產生影響。父母教育卷入作為家庭養育行為的重要形式，由于其對兒童發展的重要作用及相關理論的重要突破，越來越受到研究者和教育者的重視(Crosnoe，2009；Khajehpour&Ghazvini，2011；羅良，2011)。盡管目前尚未有研究關注父母男孩偏好與教育卷入的關系，但有側面證據提示二者可能存在關系。林莞娟和秦雨(2010)發現在控制了子女性別后，男孩偏好越強烈的父母，越有可能使用消極的教育方式；Paulson(1994)認為，父母教育卷入行為與教養方式之間存在很強的相關，結合二者觀點推測，父母的男孩偏好可能會對其教育卷入行為產生影響。 在父母教育卷入行為的諸多模型中，親子溝通均是重要維度之一。如吳藝方等人(2013)基于我國特定的教育文化背景提出的小學生父母教育卷入行為結構模型中，親子溝通作為核心維度，指家長在日常生活中就子女學習、生活、交往以及學校事務進行溝通和交流的行為，以達到共同理解、信任的過程。此外，Hoover-Dempsey和Sandler(1995，1997)的父母教育卷入多水平模型也將親子溝通作為父母教育卷入行為的重要維度。大量研究表明，親子溝通對兒童發展起重要促進作用(Desforges&Abouchaar，2003；Lucchettietal.，2002；池麗萍，俞國良，2012；王爭艷等，2002)。良好的親子溝通與青少年的自尊(方曉義等，2001)和心理健康(Brage&Meredith，1994；周波，張智，2007)呈正相關，而與青少年的孤獨、抑郁以及一些外化行為問題(如抽煙、酗酒等)呈負相關(Coyneetal.，2014；Rueter&Conger，1995；Tomíkováetal.，2015)。此外，親子溝通尤其是學業方面的溝通也是青少年學業適應的有力指標(Sohr-Prestonetal.，2013；Tsai&Liu，2013)。鑒于親子溝通對個體發展意義深遠，本研究通過聚焦親子溝通，以期了解父母男孩偏好與教育卷入之間的關系。 由于男孩偏好本身就帶有一定的性別特征，因此關注子女性別在男孩偏好與親子溝通關系中的作用具有重要意義。已有研究表明，父母的男孩偏好對不同性別子女的養育行為存在差異。偏好男孩的父母在家庭內部分配食物以及健康照料時會歧視女孩，導致這些女孩在成長過程中面臨健康、教育、就業等困難(Gupta，1987；Lene，1987)。在經濟條件有限的情況下，男孩偏好程度較高的家庭會優先保障兒子的需求，把大部分精力、物力、財力用于男孩的教育和撫養，致使女孩兒的受教育水平偏低(李英，2006)。周欽和袁燕(2014)同樣發現家庭在基礎教育投入決策時存在明顯的“男孩偏好”現象，女孩更可能面臨“教育關心程度低、入學晚和輟學可能性大”的教育風險。時間投入上，Kaushal和Muchomba(2018)也發現，亞裔母親每天高質量陪伴幼子(0～5歲)的時間顯著多于幼女。通常認為，文化導致的性別歧視和男女在勞動力市場上的不同邊際收益是造成男孩偏好的主要原因，并因此對男孩投入較多的人力資本，以期待較高的回報率(Elizabeth&Harold，1998)。基于此，我們認為子女性別同樣會影響父母男孩偏好和親子溝通之間的關系。對于男孩而言，具有父系特征的單系繼承體制使得兒子具有“天賦”地位，并具備一些女兒所不具備的特殊價值(劉爽，2006)，這種價值被國外學者稱為“固有的價值”(Lee，1982)，如“傳宗接代”、“養兒防老”等。男孩的這種“固有價值”可能會導致父母對男孩的期望更高，教育卷入更多，親子溝通更頻繁；對于女孩，父母可能會認為其在勞動力市場的教育投資收益遠遠小于男孩，因此男孩偏好可能會負向預測親子溝通頻率。 鑒于有研究者發現小學高年級階段親子溝通有溝通時間較短，頻率較低以及溝通內容較為集中等問題(廖敏，2014)，而這一階段兒童的認知能力、個性特征具有明顯過渡性的特點(林崇德，2002)，考慮到積極、支持性的親子溝通有助于其認知發展和學業表現(Bailey，2006；Desforges&Abouchaar，2003)，本研究聚焦五年級小學生這一群體；此外，母親是大部分家庭中孩子的主要照料者，相較于父親，母親表現出了更明顯的男孩偏好(晏紅，2003)，且體現出更高的教育卷入，更多地參與到孩子教育以及與老師的溝通中(O'Reillyetal.，2012)。加之母親本身可能也是其原生家庭男孩偏好的受害者，在女性生命歷程的各個階段，她們可能遭遇的基于性別的差別性對待以及由此產生的男女不平等意識，都會促使其形成男孩偏好的觀念(楊凡，2017)。因此，本研究聚焦于母親的男孩偏好與母子(女)親子溝通的關系。 綜上，本研究選取五年級小學生母親為研究對象，針對上述問題進行研究。基于現有理論和實證結果，假設如下：子女性別在母親男孩偏好與親子溝通的關系中起調節作用，男孩母親的男孩偏好正向預測親子溝通，女孩母親的男孩偏好負向預測親子溝通。 2研究方法 2.1研究對象 本研究于2016年11月在北京市區選取的五所小學中進行，采用整群抽樣，對每個學校五年級小學生的母親進行測查，研究共發放問卷679份，在排除了數據缺失率較高(＞10%)的問卷后，最終有效問卷653份，回收率為96.17%。參測母親的平均年齡是38.10歲(SD=3.89)。從受教育水平來看，小學及以下有16人(2.5%)，初中/職業初中學歷有135人(20.7%)，高中/職高/中專學歷有163人(25.0%)，大專學歷有135人(20.7%)，本科學歷有184人(28.2%)，碩士研究生及以上學歷有19人(2.9%)，1個無效作答(0.2%)。涉及到的小學生共計653人，其中男生366人(56.05%)，女生287人(43.95%)，獨生子女530人(81.16%)，非獨生子女123人(18.84%)；平均年齡為10.35歲(SD=0.50)。 2.2研究工具 2.2.1男孩偏好問卷 采用Kagitcibasi(1982)編制的生育價值觀問卷中男孩偏好的三個題目，如，“能有個兒子這件事對您有多重要”。每道題目下有不同的選項，每個選項根據內容分別記為1～3分。本問卷為單一維度問卷，分數越高表示母親男孩偏好的程度越高。在本研究中，問卷內部一致性系數Cronbach'sα為0.80。 2.2.2親子溝通問卷 采用吳藝方等人(2013)編制的《小學生父母教育卷入行為問卷(父母回答版)》中親子溝通維度的六個題目來測量親子溝通的頻率。量表題干為：下面表格所列是您參與孩子教育活動時可能的一些行為表現，請您針對每一項描述，根據自己最近半年的真實情況在相應頻率對應的數字上打“√”。具體題目例如：當孩子來向我講述他/她感興趣的事情時，我會停下手頭正在忙的事情認真傾聽。問卷為Likert式4點記分，從“1”(從不)到“4”(經常)。在本研究中，問卷的內部一致性系數(Cronbach'sα)為0.83。驗證性因素分析結果顯示，驗證性因素分析表明量表結構良好(χ[2]/df=9.9，TLI=0.85，CFI=0.87，RMSEA=0.07)。 2.2.3基本信息 基本信息包括母親受教育水平、子女性別、流動兒童情況、獨生子女情況、家庭中孩子數量以及所測查孩子在家庭中的排名。其中母親受教育水平、家庭中孩子數量以及所測查孩子在家庭中的排名由母親填寫，子女性別、流動兒童情況和獨生子女情況由學校提供。具體如下： 母親受教育水平來自母親問卷，共6個選項可供選擇，分別為1=小學及以下，2=初中(職業初中)，3=高中(職業高中)，4=大專，5=本科，6=碩士研究生及以上。在本研究中，將母親受教育水平區分為較高受教育水平(大專及以上，選項4～6)和較低受教育水平(高中(職業高中)及以下，選項1～3)。 在母親問卷中獲取家庭已有孩子數量和參與測查的孩子在家中排名信息，具體問題為：“您有幾個孩子？”共有“1”到“4個及以上”4個選項；“您這個孩子排名第幾？”共有“第1(含獨生子女)”到“第4及以上”4個選項可供選擇。 性別信息、流動兒童情況以及獨生子女情況由學校提供，1=男生，0=女孩。1=是進城務工隨遷兒童，0=不是進城務工隨遷兒童。1=是獨生子女，0=不是獨生子女。 2.3研究程序 由經過專業培訓的心理學研究生擔任主試，征得學校、小學生母親同意后，對全體小學生的母親進行施測。測試以班級為單位進行施測，向小學生發放密封的母親問卷，要求帶回家讓母親填寫，母親填寫完畢后密封并在第二天統一交回給班主任，由主試收回。 2.4共同方法偏差檢驗 由于所有數據均來源于小學生母親報告，因此在分析之前，采用Harman單因子方法進行了共同方法偏差檢驗。Harman單因子檢驗結果顯示，特征根大于1的因子共有17個，且第一個因子的解釋變異量是16.23%，小于臨界標準40%，由此可知本研究不存在顯著的共同方法偏差(熊紅星等，2012)。 3研究結果 3.1母親男孩偏好和親子溝通的描述性統計與差異分析檢驗 母親男孩偏好的和母親親子溝通的描述統計量及其在控制變量上的差異性見表1。以子女性別為自變量的獨立樣本T檢驗的結果表明，母親男孩偏好的性別差異顯著，t(651)=5.49，p＜0.01，Cohen'sd=0.43，男孩母親的男孩偏好水平高于女孩母親。另外，母親男孩偏好在是否獨生子女[t(651)=-4.39，p＜0.001，Cohen'sd=-0.34]、是否流動兒童[t(651)=4.55，p＜0.001，Cohen'sd=0.35]、母親受教育水平[t(651)=3.59，p＜0.001，Cohen'sd=0.28]、家庭孩子數量[t(618)=-6.64，p＜0.001，Cohen'sd=-0.53]、測查孩子排名[t(623)=-5.38，p＜0.001，Cohen'sd=-0.43]分布上存在顯著差異，非獨生子女、流動兒童、母親受教育水平較低、家庭中有2個及以上孩子以及所測查的孩子排名第2及以上孩子的母親具有較高水平的男孩偏好。而母親親子溝通在這5個變量上都沒有顯著差異。因此，在本研究中對兒童獨生子女情況、流動兒童情況、母親受教育水平、家庭中孩子數量以及所測查的孩子在家庭中的排名這五個變量進行了控制。 3.2母親男孩偏好、母親親子溝通與控制變量相關分析結果 本研究主要變量和控制變量的描述統計量以及相關分析結果見表2。由表2可知，是否獨生子女、母親受教育水平與母親男孩偏好呈顯著負相關，子女性別、是否流動兒童、家庭中孩子數量、測查孩子在家庭中的排名與母親男孩偏好呈顯著正相關。子女性別、是否獨生子女、是否流動兒童、母親受教育水平、家庭中孩子數量、測查孩子在家庭中的排名與母親親子溝通均無顯著相關。 3.3母親男孩偏好與親子溝通的關系：子女性別的調節作用 根據溫忠麟等人(2005)的檢驗方法，對調節作用進行檢驗。首先對自變量母親男孩偏好進行中心化處理。然后，采用分層回歸分析，在控制了獨生子女、流動兒童和母親受教育水平等人口學變量后，考察子女性別對母親男孩偏好和親子溝通關系的調節作用。如表3所示，第一層放入流動兒童情況、母親受教育水平、獨生子女情況、家庭中孩子數量以及測查孩子排名。第二層放入母親男孩偏好和子女性別，結果發現母親男孩偏好(β=-0.02，p＞0.05)和子女性別(β=-0.03，p＞0.05)對親子溝通沒有顯著的預測作用。第三層放入母親男孩偏好和子女性別的交互項，結果發現母親男孩偏好對于親子溝通的預測作用顯著(β=-0.04，p＜0.01)，交互項對于親子溝通的預測作用顯著，表明子女性別對于母親男孩偏好和親子溝通關系的調節作用顯著(β=0.06，p＜0.01)，Δ=0.011。為進一步檢驗調節效應，對不同子女性別(男孩=1，女孩=0)繪制了交互效應圖(圖2)。圖中直線斜率反映了母親男孩偏好對于親子溝通影響的大小。簡單斜率檢驗表明(Eric&Lawrence，2006)，對于女生來說，隨著母親男孩偏好的增加，母親對于孩子的親子溝通表現出顯著的下降趨勢(simpleslope=-0.04，t=-2.80，p＜0.01)；而對于男生來說，母親男孩偏好并不能顯著預測母親的親子溝通(simpleslope=0.01，t=0.88，p＞0.05)。因此，結果表明，母親男孩偏好和母親親子溝通的關系受到了子女性別的調節作用。 圖2子女性別對母親男孩偏好與親子溝通間的調節作用 4討論 本研究考察了五年級小學生母親的男孩偏好與親子溝通的關系，并對子女性別的調節作用進行了檢驗。結果發現，男孩母親的男孩偏好水平高于女孩母親；子女為非獨生、流動兒童；受教育水平較低、家庭中有2個以上孩子以及所測查的孩子排名第2及以上孩子的母親具有較高水平的男孩偏好，這一結果與前人研究發現的結果一致(陳康，2015；廖慶忠等，2012；梁宏，2008；張川川，馬光榮，2017)。對子女性別調節作用的檢驗結果發現，在控制了子女獨生情況、流動兒童情況、家庭孩子數量、測查孩子排行和母親受教育水平等變量后，母親男孩偏好對親子溝通的預測作用受到子女性別的調節。對女生而言，母親男孩偏好越強烈，其與女兒的親子溝通頻率越低；而對男生而言，母親男孩偏好并不能顯著預測母親的親子溝通頻率。 可能存在如下原因導致了性別的調節作用。首先，母親男孩偏好較高時，她生育男孩的意愿通常較高，當實際生育為女孩時，這種期望與現實的差異，可能會導致消極情緒或消極行為，從而降低和女孩的親子溝通頻率。Stattin和Klackenberg(1991)發現，當生育的子女性別與產前性別偏好不一致時，父母對孩子的愿望、期望就會受阻，表現在與孩子玩耍的時間、親子關系等方面受到更多負面影響，并且孩子的性別與父母意愿不一致對女孩的負面影響要比對男孩的負面影響更大。另外，本研究中男孩群體沒有發現母親男孩偏好對親子溝通的顯著影響，我們推測可能是由于在已有男孩的家庭中，母親的男孩偏好在一定程度上得到了滿足，因此其男孩偏好水平不會對親子溝通產生影響。其次，男孩偏好導致的母親教育投入決策可能是調節作用的背后機制。周欽和袁燕(2014)認為，基于傳統的價值判斷標準(如“養兒防老”、“教育對兒子未來收入的影響大于女兒”)等所做出的教育投入決策，會造成對女兒教育關心程度的降低和教育投入的忽視。本研究聚焦的親子溝通是圍繞教育活動的行為，因此推測男孩偏好較高的母親可能對女兒做出減少溝通頻率的決策。第三，教養方式可能是女孩母親男孩偏好影響親子溝通的另一條路徑。有研究發現，父母男孩偏好越強烈，他們越傾向于使用消極的、懲罰式的教育方式(林菀娟，秦雨，2010)，而父母親子溝通與父母嚴厲懲罰、過分