張　亮　徐安琪

摘 要：鑒于國內(nèi)目前尚未見到使用夫妻配對資料比較雙方一致性的方法，本研究使用上海城鄉(xiāng)860對夫妻配對樣本資料，采用一致百分比和Kappa值，在排除了恰巧一致的偶然性因素后，考察兩性對父職參與評價的共識與歧見，不僅歸納出夫妻共識度較高事項的基本特征，同時還通過統(tǒng)計檢驗，探尋不一致配對數(shù)據(jù)中存在的性別取向或類似模式，并分析了夫妻認同不一致背后潛在的文化規(guī)范、社會暗示、個體需求和期望以及測量誤差等原因。

關鍵詞：父職參與；配對資料分析；共識和歧見

中圖分類號：C913.1 文獻標識碼：A 文章編號：0257-5833(2009)01-0072-07

作者簡介：張亮，上海社會科學院社會學研究所助理研究員；徐安琪，上海社會科學院社會學研究所研究員 （上海 200020）

一、配對資料在家庭研究中的應用

西方的家庭研究長期以來是依賴妻子的意見和回答來考察、分析家庭內(nèi)部的各種關系和問題的，一方面是因為依照傳統(tǒng)性別分工的觀念，一般認為妻子對家庭事務比丈夫更為熟悉了解，另一方面則因為妻子的勞動參與率通常遠低于丈夫，較容易接觸，她們接受調(diào)查的意愿普遍高于丈夫，再加上“夫妻意見相似、真相只有一個”的預設前提，故早期家庭研究更多地選擇妻子做“家庭代言人” (注：Tompson,L. & Walker,A. J， “ The Dyad as the Unit of Analysis: Conceptual and Methodological Issues”,Journal of Marriage and the Family,44,1982,pp. 889-900.)。

然而，家庭研究與其他研究不同的是，它不是以個人為研究對象，而是以兩個以上家庭成員所展現(xiàn)的現(xiàn)象為討論重點，僅從妻子的觀點來了解家庭的真相，忽略了家庭是由夫妻雙方共同組成的事實。而且，不少實證研究已證實，夫妻意見不一致是家庭普遍的特征，即使是客觀性的家庭事實，如子女數(shù)、兩人在哪一年結(jié)婚等問題，妻子和丈夫的回答也不完全一致，至于夫妻在態(tài)度、信仰方面不一致的情形則更加普遍(注：Ochs,E. P. & Binik,Y. M.，“The Use of Couple Data Determine the Reliability of Self-Reported Sexual Behavior”,The Journal of Sex Research.36(4),1999,pp. 374-384.；Teachman,J. D.,Karen,C.,& Randal,D.，“A Model for the Analysis of Paired Data”,Journal of Marriage and the Family,57,1995,pp. 1011-1024；簡文吟、伊慶春：《共識與岐見：夫妻配對研究的重要性》，《臺灣社會學》2004年第7期。)。僅依賴丈夫或妻子的回答所建構(gòu)出來的家庭概貌通常是不完整的，甚至會不可避免地造成結(jié)論的偏誤。因此，自1969年Saflilos-Rothschild質(zhì)疑家庭社會學已演變?yōu)椤捌拮拥募彝ド鐣W”以來，研究者們提出了同時考察丈夫與妻子的夫妻配對研究的重要性，使夫妻雙方有同等發(fā)聲的機會，從而超越“他的”或“她的”家庭推論的限制(注：Thomson,E. & Williams,R.，“‘Beyond Wives' Family Sociology:A Method for Analyzing Couple Data”,Journal of Marriage and the Family,44,1982,pp. 999-1008.)。

二、文獻回顧：父職參與的夫妻配對研究

在很長一段時間里，研究者們對父親的研究也是依據(jù)來自孩子母親的信息，其原因是多方面的，既有基于母親是孩子發(fā)展過程中最重要的人物的前提假設，也有讓父親參與調(diào)查是非常困難的原因，特別是不同住和低收入的父親(注：Coley,R. L. & Morris,J. E.,“Comparing Father and Mother Reports of Father Involvement Among Low-Income Minority Families”,Journal of Marriage and the Family,64,2002,pp.982-998. )。直到研究者開始從觀察父親與孩子的直接互動中來研究父親，或父親開始報告他們的體驗時，人們對父親的研究才不再完全依據(jù)來自孩子母親的信息(注：［德］瓦西里沃斯·費納克斯：《重新界定父親的角色及其對教育和家庭政策的含義》，《華東師范大學學報》（教育科學版）2003年第2期。)。

然而，父職參與作為一個復雜的行為，不管是來自孩子母親的報告，還是來自孩子父親的自述，都可能存在偏差。僅依賴妻子或是丈夫一人的陳述進行研究，很難顯示父職參與的實際狀況，容易造成結(jié)論的偏誤。國外的經(jīng)驗研究已證明，妻子會傾向于低估丈夫的育兒參與，丈夫則會高估自己的親職參與水平(注：Kalmijm,M.，“Father Involvement in Childrearing and the Perceived Stability of Marriage”,Journal of Marriage & Family,61(2),1999,pp.409-422.；Andrews,A.B.,Luckey,I.,Bolden,E.,Whiting-Fickling,J.& Lind,K.A.,“Public Perceptions About Father Involvement：Results of a Statewide Household Survey”,Journal of Family issues,25(5),2004,pp.603-633.)。收集夫妻配對資料是提高資料信度的一種手段，采用夫妻配對資料才能更好地研究父職參與行為。

不過，由于獲取父親樣本存在很大困難，利用夫妻配對資料對父職參與水平的研究至今甚少。這些為數(shù)不多的配對研究發(fā)現(xiàn)，孩子母親和父親的報告相互關聯(lián)，但同住夫妻與不同住夫妻對父職參與水平的評估存在較大的歧見。如一項對228對美國低收入少數(shù)民族家庭夫妻配對的研究發(fā)現(xiàn)，同住夫妻對父親參與的共識程度在75%，而不同住夫妻僅為46%。他們還發(fā)現(xiàn)，夫妻對具體的、行為方面的親職事項的共識程度要高于對妻子親職支持等主觀方面的事項，影響夫妻共識程度的因素有居住形態(tài)、夫妻沖突、丈夫年齡、妻子受教育程度及就業(yè)狀況等(注：Coley,R. L. & Morris,J. E.,“Comparing Father and Mother Reports of Father Involvement Among Low-Income Minority Families”,Journal of Marriage and the Family,64,2002,pp.982-998. )。

父職參與行為的配對研究不僅數(shù)量少，在研究方法上也存在不少缺陷，Coley和Morris指出以往的研究存在四個方面的局限：首先是樣本選擇，這些配對研究的樣本大多來自未婚的父母親，研究結(jié)果很難推論到其他家庭結(jié)構(gòu)。其次，對父職參與行為的測量非常簡單，集中在詢問對孩子的經(jīng)濟撫養(yǎng)和探視頻率，忽略了對很多情感和行為方面父職投入的測量，無法分析夫妻對同住父親父職參與行為評估的共識與岐見。再次，對影響夫妻共識程度的因素研究不多。最后，雖然使用的是夫妻配對資料，但有些研究并未采用配對分析的方法，僅將夫妻資料分開處理，或進行彼此觀點比較等個人層次的分析(注：Coley,R. L. & Morris,J. E.,“Comparing Father and Mother Reports of Father Involvement Among Low-Income Minority Families”,Journal of Marriage and the Family,64,2002,pp.982-998. )。

隨著社會的變遷，尤其在獨生子女時代，不少中國父親已日漸領悟親歷孩子成長過程的必要性，不希望自己在子女教養(yǎng)參與方面被邊緣化，有的甚至比母親更為投入和成效卓著。但中國學者對父親參與的關注則相對較晚，對父職參與水平測量和評估的經(jīng)驗研究十分匱乏，更未見有利用夫妻配對資料來研究父職參與。因此，本研究試圖通過夫妻配對資料的分析，考察夫妻對父親育兒參與評價的共識與岐見，并探究其原因。

三、研究設計

（一）父職參與的測量

父職參與是一個多面體，具有復雜、豐富的內(nèi)涵，并隨孩子不同的年齡階段而變化，其度量是一個涵蓋日常照顧、行為教導、學業(yè)指導、互動溝通和關懷陪伴等有機合成的全面、多元的評估體系。我們所設計的父職參與量表涉及父親在孩子孕育期、嬰幼兒期和學齡期的育兒投入共33項指標（具體變量詳見表2），其中，孩子孕育期設置了6個指標（1-4分別表示自“從不”到“經(jīng)常”），嬰幼兒期和學齡期共27個變量（1-5分別表示從“做得很少”到“做得很多”）。另外，我們還設置了兩個總括性指標（1-5分別表示從“非常不符合”到“非常符合”），考察夫妻對父親育兒投入總體評價的共識程度。

為了不夸大夫妻意見不一致的程度，我們對夫妻關于父職參與狀況評估一致性的計算將忽略評估強度的差異，如把嬰幼兒期和學齡期的5個刻度合并成3個刻度，即“很少”、“一般”和“很多”，以進行比較。

（二）資料來源

本研究使用的資料來自2006年12月完成的對上海36個居委會860對夫妻的入戶問卷調(diào)查。該調(diào)查采用多階段分層概率抽樣方法，選取了上海市9個區(qū)18個街道36個居委會，每個居委會調(diào)查25對夫妻（被選男性必須是65歲以下有子女的初婚男性）。總共完成了905個家庭的調(diào)查，其中13戶問卷不符合調(diào)查要求而作廢，另有20位丈夫和12位妻子因外出工作/探親/住院、視聽障礙等無法接受調(diào)查或拒訪，僅完成一方的調(diào)查，因此，共獲得860對夫妻配對數(shù)據(jù)資料。調(diào)查成功的860對夫妻中，年齡最小的21歲，最大的65歲，其中21-35歲的占26.9%，36-45歲的為28.1%，46-55歲的為34%，55歲以上的占11.1%；丈夫的平均年齡為44.5歲，妻子為41.8歲；初中及以下文化程度的為45.2%，高中達38.3%，大專及以上的占16.5%；男性平均受教育11.2年，女性為10.4年；丈夫去年的年平均收入為27782元，妻子為15815元；93%的夫妻只有1個子女；從最小子女的年齡分布看，0-6歲占20.5%，7-12歲的占19.7%，13-18歲的為18.4%，19-30歲的有37.4%，30歲以上的僅占4.1%。

（三）分析方法

本研究擬采用一致百分比和Kappa值來考察夫妻對父職參與評價的共識與歧見。在最初的夫妻配對研究中，大多使用相關系數(shù)來計算夫妻意見的一致程度，但由于相關系數(shù)計算的是丈夫和妻子意見的共變程度，而非一致性，故研究者們后來又采用“回答一致的夫妻對數(shù)占所有夫妻配對總數(shù)的比例”來測量夫妻意見的一致性，這種方法的優(yōu)點是直觀、容易解釋，但沒有考慮到夫妻回答一致有可能是碰巧、運氣所致。后來，Cohen提出kappa statistic來修正直接計算的一致百分比，即排除因為恰巧一致的影響后，配對資料意見一致的真正比例。現(xiàn)在，Kappa值仍是測量配對資料意見一致性的較佳指標(注： 參見簡文吟、伊慶春《共識與歧見：夫妻配對研究的重要性》，《臺灣社會學》2004年第7期。)。

四、研究結(jié)果和分析

在對夫妻關于丈夫親職參與水平的共識與歧見進行討論之前，我們將先以兩性對嬰幼兒期丈夫親職參與的評估為例，觀察當我們放棄配對資料特性，改以性別群體水平呈現(xiàn)的夫妻資料會得出什么結(jié)論，從而更加清楚地說明配對資料的重要性。表1顯示，從群體水平來看，丈夫自述和妻子自述的整體情況十分類似，也就是說，雙方對丈夫親職參與水平的評價非常接近。

然而，男女群體答案的雷同并不表示夫妻認同的一致性很強。我們將表1和表2對照起來看，可以發(fā)現(xiàn)用不同方法所做的分析具有較大的差異性。表1是夫妻各自回答的對嬰幼兒期父職參與狀況的評估（即不配對樣本的統(tǒng)計結(jié)果），我們可以看到從性別群體的水平上呈現(xiàn)了夫妻的各自答案具有較類似的評價，但表2的配對樣本資料的分析結(jié)果則顯示，夫妻對不同階段父職參與的認同存在較大程度的分歧，夫妻答案一致的比例分布在56-78%之間，調(diào)整后的Kappa值大致在0.332-0.554之間，說明兩性對丈夫的親職參與評價不一致的情形較為普遍。如以Landis和Koch所定的Kappa系數(shù)和配對樣本一致性的大致對應(注： 參見簡文吟、伊慶春《共識與歧見：夫妻配對研究的重要性》，《臺灣社會學》2004年第7期。)，除少數(shù)Kappa值在0.4以下的事項夫妻一致性偏低外，其他大多數(shù)項目也只具有中等一致性。

*該豎欄中加粗的事項表示不一致的配對樣本中，對丈夫打分高于妻子樣本的百分率和妻子打分高于丈夫樣本的百分率進行Z檢定的結(jié)果具有差異性。

那么，夫妻雙方對哪些事項的認同一致性較強而對哪些事項的分歧更多些？其中分歧較大的事項是否存在某些規(guī)律性的特征？雙方的認同產(chǎn)生分歧的主要原因又是什么呢？下面我們將以Kappa系數(shù)的大小來對此作進一步的闡述和分析。

首先，我們對夫妻共識度較高和較低的具體事項(注：即除了總體評價外的33個親職事項，對總體評價的夫妻共識和分歧的考察將在下面另作專門分析。)作出大致的歸類

如將Kappa值大于0.51納入共識度相對較高范圍的話，那么，孩子孕育期丈夫“參加孕產(chǎn)保健/輔導課程”、嬰幼兒期“帶孩子看醫(yī)生/打預防針/護理/陪伴”、學齡期“接送孩子上學”、“陪/接送孩子上興趣/特長/才藝班”、“輔導/檢查孩子完成家庭作業(yè)/手工作品/復習功課”、“參加家長會和學校組織的有關活動”、“與孩子的老師交流/通話，以了解孩子在學校的表現(xiàn)”等7項屬于夫妻認同一致性較強的育兒事項。

如將Kappa值小于0.4界定為夫妻共識度較低范圍的話，那么，雙方對丈夫在孩子嬰幼兒期“培養(yǎng)良好習慣”、學齡期 “教導孩子做人做事的道理”、“關心孩子的需求”、“孩子遇到挫折時安慰引導”等4項父職參與行為的共識程度偏低。

其次，我們希望找出夫妻共識度較高或較低事項所具有的某些共性或特征

對此，我們可以作出肯定回答的是，那些夫妻認同較一致的事項，多為客觀性較強的育兒勞務，無論是與懷孕妻子一起參加孕產(chǎn)保健/輔導課程、帶嬰幼孩子看醫(yī)生/打預防針/護理/陪伴，還是接送孩子上學或上興趣/特長/才藝班、輔導孩子功課/檢查家庭作業(yè)，或是參加家長會和學校組織的有關活動、與孩子的老師的溝通，幾乎都是一些界定清楚、更具操作性甚至可以計數(shù)的具體行為，即便于估計接近真實的參與率，又易于認知、記憶，故男女雙方答題的一致性較高也順理成章。

那么，夫妻共識度偏低的事項又有哪些特征呢？

根據(jù)我們的初步分析，共識度較低的事項多為概念解讀和客觀認知難度較高的對孩子進行教導和引導的事件。從被訪來講，不僅要對這些育兒事務的參與水平作出判斷，而且首先要對該事項本身的含義作出一致的理解。比如對于“培養(yǎng)良好習慣”或“教導孩子做人做事的道理”事項，夫妻雙方在對哪些是“良好習慣”、哪些“做人做事的道理”需要教給孩子的認識和要求會有較大的不同，出于對教導事項的認識和要求不同，雙方在對丈夫究竟是否履職或勝任的答案就更易產(chǎn)生不一致。而對于諸如丈夫是否“參加孕產(chǎn)保健/輔導課程”或“接送孩子上學”等的判斷就相對簡單、容易得多，夫妻認同的分歧自然較少。

此外，這些事項的不一致程度較高，也可能來自于問卷本身的測量誤差，比如問題的概念過于模糊、現(xiàn)象較復雜，如“關心孩子的需求”，這個“需求”概念的測量和認知難度就較高，夫妻在選擇時一致性較低也難以避免。

再次，我們將試分析兩性對丈夫參與水平的總體評價分歧較大的原因

配對數(shù)據(jù)資料顯示，關于“總的說來，丈夫是一個很成功的好爸爸”和“妻子認為丈夫是一個好父親”這兩個總體評價指標，盡管直接計算出的夫妻回答一致性的比例較高，分別為76.3%和81.1%，但修正后的Kappa系數(shù)均在0.4以下，屬于夫妻認同一致性較低的范圍。

兩性對父職參與總體評價的分歧較大并不令人驚訝，這主要是因為丈夫和妻子對父職參與的認知和判斷，會受到個體價值、態(tài)度和需求的影響，以及社會規(guī)范和期待的暗示，況且，無論是研究者還是被訪者，對父職參與的概念以及怎樣才可稱作“很成功的好爸爸”會有自己的不同標準，在調(diào)查中就有一些被訪詢問：“哪能才算成功？是小人將來有出息，還是他現(xiàn)在學習好”，“成功么也談不上，但先生確實盡力了，可以講是個好爸爸”，“孩子還小，我現(xiàn)在也不好講自己是否成功”，等等。因此，夫妻雙方的認同存在較大的歧見絕非偶然。

最后，我們還將探尋不一致配對數(shù)據(jù)中是否存在特定的性別取向或一致模式

正如Ochs與Binik所述，Kappa值雖能比較出配對數(shù)據(jù)間的一致性高低，卻無法看出不一致樣本的方向性(注：Ochs,E.P.,Binik,Y.M.，“The Use of Couple Data Determine the Reliability of Self-Reported Sexual Behavior”,The Journal of Sex Research，36(4),1999,pp.374-384.)。也就是說，我們沒法知道那些認知不一的夫妻究竟是誰更多地高估或低估了，或者哪種類型的項目會被誰高估或低估？因此，我們還將進一步考察那些不一致樣本是否存在某些傾向性的性別模式。表2右邊的豎欄中列出了雙方回答不一致樣本中的比對模式，即丈夫和妻子各自打分比對方高的比例，“vs”的左邊是丈夫打分高于妻子的比例（指直接計算的不一致的百分比，下同），右邊是丈夫打分低于妻子的比例。通過對不同方向的項目數(shù)和項目類型的比較，來檢驗是否存在丈夫?qū)ψ约旱挠H職參與高估而妻子卻低估的趨向。

為了估計丈夫高估和妻子高估兩個百分比之間的差異是否具有顯著性，我們用百分比的Z檢驗來考察不一致樣本的方向性，比對結(jié)果表明，34個具體事項中的18個存在夫妻回答不一致的性別差異，其中13個為丈夫的打分高于妻子、5個為妻子的打分高于丈夫（P均小于0.05）。也就是說，在不一致樣本中丈夫通常更高地報告了自己的育兒投入，而妻子往往覺得丈夫所承擔的親職工作還不夠多。這個研究結(jié)果與國外一些經(jīng)驗研究結(jié)論大致相同。

從時期分布和事項類型看，似未呈現(xiàn)某些預設的特征，無論在孩子成長的哪個階段，不管是客觀性強、界定清晰的事項，還是概念解讀和認知難度大的事項，都可能出現(xiàn)一方明顯高估或低估的現(xiàn)象。但丈夫在更多的具體事項上高估了自己的參與水平。

然而，在總體評價的兩個項目上卻都顯示，雙方的不一致更多的是妻子高估了丈夫的參與水平，Z檢驗的結(jié)果顯示了男高估和女高估比例分布存在顯著的差異（P均大于0.000）。盡管直接計算的雙方認同一致的比例遠高于各自分別高估或低估丈夫親職投入的比例，但調(diào)整后的Kappa值卻顯示配對樣本確實一致性的比例偏低。而不一致樣本所顯示的丈夫更多地“自謙”、妻子更多地“夸耀”父職角色，或許是女性依然較多地為性別角色規(guī)范的社會刻板印象所制約，故所以對丈夫親職的總體水平給予高估，這也可從妻子對丈夫參加孕期保健、輔導課程、給嬰幼兒孩子洗澡、洗尿布等，傳統(tǒng)上被認為不是父親職責的具體事項的評價也存在高估的事實中得到印證。此外，上海丈夫的性別平等意識和體貼、呵護妻子的顧家行為，在全國享有盛名，這或許也是不一致樣本中妻子對父職角色總體評估高于丈夫自評水平的原由之一。

五、結(jié) 語

鑒于國內(nèi)目前尚未見到使用夫妻配對資料比較雙方一致性的方法，本研究使用上海城鄉(xiāng)860對夫妻配對樣本資料，采用一致百分比和Kappa值，在排除了恰巧一致的偶然性因素后，考察兩性對父職參與評價的共識與歧見，不僅歸納出夫妻共識度較高事項的基本特征，同時還通過統(tǒng)計檢驗，探尋不一致配對數(shù)據(jù)中存在的性別取向或類似模式，并分析了夫妻認同不一致背后潛在的文化規(guī)范、社會暗示、個體需求和期望以及測量誤差等原因。

研究發(fā)現(xiàn)，夫妻對父職參與評價的不一致較為普遍，雙方具有較高共識的是對客觀性較強、界定清楚并易于認知的育兒勞務事項，而凡是認知難度高，或概念較模糊、現(xiàn)象較復雜的事項，諸如對孩子進行教導和引導的父職參與，雙方的評價通常存在較大的分歧。后者同時也對我們今后問卷調(diào)查的概念界定和問題設置等研究方法提出更高的要求。

另一個與國外經(jīng)驗研究結(jié)論基本一致的結(jié)果是，對于具體參與事項的評價顯示丈夫更高地報告自己的育兒投入，妻子則更多地認為丈夫還做得不夠多。但我們的新發(fā)現(xiàn)在于，那些妻子高估的通常在傳統(tǒng)上被認為不是父親職責的事項，諸如丈夫參加孕期保健/輔導課程、給嬰幼兒孩子洗澡、洗尿布等；同時，在總體評價上，雙方的不一致則顯示了丈夫更多地“自謙”和妻子的較多地持肯定評價。盡管丈夫較多地認為自己的總體參與還欠缺，妻子卻較多地表示了滿意，這或許反映了女性仍在較大程度上受傳統(tǒng)性別文化規(guī)范影響，故對父職參與的期待較低。

本研究是利用配對資料對父職參與評價的夫妻共識和歧見所進行的初步嘗試，盡管分析方法上在國內(nèi)有所創(chuàng)新，但對夫妻共識或歧見多元影響因素的更為高級的統(tǒng)計有待于今后的深入探討。

（責任編輯：薛立勇）