孫 潔，鄖 豐，程天鴻，徐萌艷，余曉燕

1.浙江大學(xué)醫(yī)學(xué)院附屬婦產(chǎn)科醫(yī)院，浙江杭州 310006；2.杭州卓康科技有限公司，浙江杭州 310008；3.杭州市婦產(chǎn)科醫(yī)院，浙江杭州 310009

近年來，越來越多的研究表明父親參與育兒能給家庭帶來多種益處。父親更多地參與育兒不僅能減輕父親的壓力及焦慮、提高婚姻滿意度，而且能緩解母親的育兒壓力、增進(jìn)幸福感并減少母親產(chǎn)后抑郁的發(fā)生，同時(shí)還能促進(jìn)孩子的生理、心理健康發(fā)展[1-5]。2019年發(fā)布的《全國(guó)家庭教育指導(dǎo)大綱(修訂)》中明確指出,要重視發(fā)揮家庭各成員角色的作用,尤其是父親在嬰幼兒照護(hù)中的重要作用[6]。3個(gè)月月齡內(nèi)嬰兒完全依賴于養(yǎng)育者，而母親經(jīng)歷分娩、產(chǎn)后恢復(fù)、適應(yīng)母親角色等一系列生活事件，尤其需要父親的參與，共同養(yǎng)育嬰兒。我國(guó)在父親育兒參與方面的研究起步較晚，研究對(duì)象主要集中在學(xué)齡前期和學(xué)齡期兒童的父親，涉及新生兒期及嬰幼兒期的文獻(xiàn)較少。本研究調(diào)查了3個(gè)月月齡內(nèi)嬰兒父親參與育兒的現(xiàn)狀，并分析其影響因素，旨在為促進(jìn)父親早期參與育兒提供理論指導(dǎo)。

1 對(duì)象與方法

1.1 調(diào)查對(duì)象

采用目的抽樣法，選取2020年1月至3月于杭州某三級(jí)甲等婦產(chǎn)科?？漆t(yī)院進(jìn)行隨訪的嬰兒父親作為調(diào)查對(duì)象。納入標(biāo)準(zhǔn)：3個(gè)月月齡內(nèi)嬰兒的父親；溝通理解能力良好并愿意參加此次研究；嬰兒為健康足月兒。排除標(biāo)準(zhǔn)：嬰兒因各種原因住院治療；嬰兒患有先天性疾病或畸形；嬰兒父親或母親患有精神性疾病或因身體原因無法照護(hù)嬰兒。根據(jù)樣本量至少應(yīng)是量表?xiàng)l目數(shù)的5～10倍原則[7],本研究中量表的最大條目數(shù)為17,對(duì)應(yīng)樣本量為85～170,考慮到10%的缺失,最終估計(jì)樣本量最小應(yīng)為94～187。

1.2 方法

1.2.1調(diào)查工具

1.2.1.1 一般資料調(diào)查問卷

由研究者參考相關(guān)文獻(xiàn)和研究目的自行設(shè)計(jì)，內(nèi)容包括父親相關(guān)資料和其他家庭資料。父親相關(guān)資料包括年齡、文化程度、職業(yè)、家庭中性別角色傾向、育兒知識(shí)/技能、是否參加育兒培訓(xùn)、父母育兒觀念有無差異、母親對(duì)父親參與育兒的態(tài)度；其他家庭資料包括母親年齡、結(jié)婚時(shí)間、嬰兒性別、喂養(yǎng)方式、是否二孩家庭、二孩家庭一孩的年齡及性別、家庭年收入、家庭居住條件、居住方式。

1.2.1.2 父親育兒參與量表

1991年Nugent[8]發(fā)表了父親育兒參與量表(Father Caretaking Inventory，F(xiàn)CI)用于測(cè)量父親參與照護(hù)嬰兒的程度，內(nèi)部一致性系數(shù)為0.92～0.96[9-10]。該量表包括陪伴睡眠、護(hù)理身體、哼唱兒歌、陪伴玩耍、喂養(yǎng)和安撫6個(gè)方面共10個(gè)條目，采用Likert 5級(jí)評(píng)分法，1=從來沒有，2=偶爾，3=有時(shí)，4=經(jīng)常，5=總是，總分范圍為10～50分。因該量表尚無中文版本，本研究經(jīng)原量表作者Nugent教授同意，獲得FCI的漢化授權(quán)，依據(jù)Brislin模型對(duì)FCI進(jìn)行翻譯、回譯。主研究者先將其翻譯為中文，再由一名從事英文教學(xué)的教師進(jìn)行回譯，研究小組針對(duì)回譯量表與原量表的差異進(jìn)行分析和討論，并對(duì)相應(yīng)的譯文進(jìn)行修正，直至中文版量表與原量表在概念、語(yǔ)義、內(nèi)容上達(dá)到一致。最后選取10例進(jìn)行預(yù)調(diào)查，適當(dāng)修改個(gè)別條目以使其更適合3個(gè)月月齡內(nèi)的嬰兒，其中條目5由原來的“給寶寶洗澡”，改為“其他照顧寶寶的活動(dòng)(撫觸、洗澡、曬太陽(yáng)等)”。預(yù)調(diào)查中中文版FCI的Cronbach’sα系數(shù)為0.86，內(nèi)部一致性接近原量表。

1.2.1.3 中文版育兒勝任感量表

楊曉等[11]將評(píng)價(jià)父母育兒感知能力的育兒勝任感量表(Parenting Sense of Competence，PSOC)進(jìn)行漢化，形成中文版PSOC。該量表用于評(píng)估父母育兒感知能力，共17個(gè)條目,包括育兒自我效能維度(8個(gè)條目)和育兒滿意度維度(9個(gè)條目)。量表采用Likert 6級(jí)評(píng)分法,從絕對(duì)同意到絕對(duì)不同意分為6級(jí)，依次計(jì)為1～6分，其中有9個(gè)條目采用反向計(jì)分，總分范圍17～102分，分值越高說明研究對(duì)象的育兒勝任感越好。該量表各條目的平均內(nèi)容效度指數(shù)為0.98，Cronbach’sα系數(shù)為0.82，其中育兒自我效能維度和育兒滿意度維度的Cronbach’sα系數(shù)分別為0.80和0.85。

1.2.2調(diào)查方法

由主要研究者及1名經(jīng)過培訓(xùn)的產(chǎn)科門診護(hù)理人員擔(dān)任調(diào)查員，向調(diào)查對(duì)象解釋調(diào)查目的，說明填寫要求、內(nèi)容，指導(dǎo)其通過手機(jī)掃碼獲取線上問卷，并當(dāng)場(chǎng)獨(dú)立完成。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)分析

采用SPSS 21.0軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)分析。計(jì)量資料用均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差表示，計(jì)數(shù)資料采用頻數(shù)、百分比進(jìn)行描述。采用單因素方差分析檢驗(yàn)一般資料、父親PSOC總分及兩個(gè)維度得分對(duì)FCI得分的影響。父親育兒參與度的多因素分析采用多元線性回歸分析，模型中因素篩選采用逐步進(jìn)入法。所有統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的P值均表示雙側(cè)概率，顯著性水平α=0.05。

2 結(jié)果

2.1 問卷回收情況

研究者從線上問卷平臺(tái)下載、回收問卷共201份，邏輯檢錯(cuò)后得到有效問卷181份，有效回收率90.0%。

2.2 父親FCI和PSOC得分情況

181名父親FCI得分為(31.80±6.64)分，6個(gè)方面中“陪伴睡眠”條目均分最低，為(2.52±0.76)分，“陪伴玩?！睏l目均分最高，為(3.61±0.80)分，見表1。PSOC總分為(73.92±9.47)分，其中育兒自我效能維度得分(36.62±5.05)分，育兒滿意度維度得分為(37.30±6.49)分。

表1 FCI各方面得分(n=181)

2.3 父親育兒參與度的單因素分析

將一般資料里的各項(xiàng)因素、PSOC總分及兩個(gè)維度得分作為自變量，F(xiàn)CI得分作為因變量進(jìn)行單因素方差分析。其中PSOC總分及各維度得分分別以其平均分作為切值，分為低分組和高分組進(jìn)行比較。結(jié)果顯示：父親年齡、育兒知識(shí)/技能、是否參加育兒培訓(xùn)、母親對(duì)父親參與育兒的態(tài)度、PSOC總分及育兒自我效能維度得分6項(xiàng)因素影響父親育兒參與度，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)，見表2。

表2 調(diào)查對(duì)象的一般資料及父親育兒參與的單因素分析(n=181)

2.4 父親育兒參與度的多因素分析

將單因素分析中有意義的6個(gè)因素作為自變量，以FCI得分為因變量，進(jìn)行多元線性回歸分析。其中，F(xiàn)CI得分、父親年齡、PSOC總分和育兒自我效能維度得分以原數(shù)值輸入，其余變量進(jìn)行如下賦值：父親的育兒知識(shí)/技能，不了解或少許了解=1，比較了解=2；父親參加育兒培訓(xùn)，否=1，是=2；母親對(duì)父親參與育兒的態(tài)度，支持接納=1，懷疑或否定=2。結(jié)果顯示，多元線性回歸分析中有4個(gè)因素進(jìn)入模型，見表3。

表3 父親育兒參與度的多元線性回歸分析(n=181)

3 討論

3.1 3個(gè)月月齡內(nèi)嬰兒父親的育兒參與水平偏低

2007年Fagan等使用原版FCI對(duì)美國(guó)的年輕父親進(jìn)行調(diào)查，發(fā)現(xiàn)3個(gè)月月齡內(nèi)嬰兒父親的FCI條目均分為(3.29±0.99)分[10]，高于本研究的(3.18±0.66)分。目前國(guó)內(nèi)尚無有效測(cè)量父親早期育兒參與的調(diào)查工具，相關(guān)數(shù)據(jù)僅能從其他文獻(xiàn)間接獲得。張雙雙等[12]應(yīng)用漢化后的“育兒觀調(diào)查問卷”調(diào)查了上海市內(nèi)分娩后的產(chǎn)婦及其丈夫，發(fā)現(xiàn)未參與照料新生兒的父親占比高達(dá)61%。2016年山西省的調(diào)查顯示，在嬰兒0～6個(gè)月齡內(nèi)父親每日陪伴時(shí)間<2 h者占59.1%[13]。2020年對(duì)中西部6省12市3歲以下嬰幼兒父母的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，僅有17.29%的父親與孩子每日互動(dòng)時(shí)間超過2 h，而40.68%都在1 h以內(nèi)[6]。相比之下，美國(guó)父親在嬰兒出生后早期每日育兒參與的時(shí)間約4.21～5.15 h[9]。這反映出當(dāng)下我國(guó)父親的早期育兒參與處于偏低水平，亟需引起重視。

3.2 3個(gè)月月齡內(nèi)嬰兒父親育兒參與度的影響因素

3.2.1父親育兒自我效能是父親育兒參與度正性影響因素

多元線性回歸分析顯示，父親育兒自我效能是父親育兒參與度正性影響因素，父親育兒自我效能得分越高，其育兒參與度也越高。這一結(jié)論與Shorey等[14]和Kwok等[15]的研究一致。育兒自我效能是指父母在育兒過程中感知到的效能或能力，反映了其對(duì)自我育兒能力的評(píng)價(jià)和信心[11]。高水平的育兒自我效能可以促進(jìn)父親更多地參與到早期育兒中去。因此提高父親的育兒能力和自信心，將是加強(qiáng)父親育兒參與度的可行方法。目前已有文獻(xiàn)報(bào)道提高父母的育兒技能可以顯著提升其育兒自我效能[16]。還有研究發(fā)現(xiàn)較高的正念水平也能使父母在面對(duì)問題時(shí)更具同理心，從而獲得更高的自我效能[17]。因此相關(guān)醫(yī)護(hù)人員不僅要重視對(duì)父親育兒自我效能的評(píng)估，還應(yīng)設(shè)法提高父親的育兒知識(shí)、技能，幫助其樹立對(duì)育兒的信心，并探索性開展正念技術(shù)在育兒參與方面的應(yīng)用。

3.2.2參加育兒培訓(xùn)的父親育兒參與度較高

本研究顯示，參加育兒培訓(xùn)是父親育兒參與度的正性影響因素。Redshaw等[4]的一項(xiàng)調(diào)查進(jìn)一步證明，父親參加產(chǎn)前培訓(xùn)的次數(shù)與其參與育兒也存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。本研究發(fā)現(xiàn)只有不到一半(84/181)的父親參加過育兒培訓(xùn)。原因可能在于現(xiàn)有的以醫(yī)院為主導(dǎo)的產(chǎn)前教育主要針對(duì)準(zhǔn)媽媽或新生兒母親，無法滿足父親的需要。對(duì)產(chǎn)前教育相關(guān)文獻(xiàn)的薈萃分析顯示，參加產(chǎn)前培訓(xùn)的準(zhǔn)父親中大部分都有過“被排除在外”的感覺，因而參與程度不高[18]。這提示傳統(tǒng)的產(chǎn)前教育模式有必要隨著時(shí)代而更新，采取更多元化的途徑、更加豐富的方式來傳播育兒知識(shí)，并且有必要針對(duì)準(zhǔn)爸爸或新生兒父親制作專門的培訓(xùn)、實(shí)操課程，以提高參加率并保證培訓(xùn)質(zhì)量。另一方面，父親的育兒知識(shí)/技能雖然在單因素分析中顯示與育兒參與度顯著相關(guān)，但卻未進(jìn)入多元線性回歸方程。這可能是因?yàn)楦赣H的育兒知識(shí)/技能往往來源于育兒培訓(xùn)，兩者相關(guān)，故前者通過后者與育兒參與度產(chǎn)生了間接的關(guān)聯(lián)；而在多因素分析中，線性回歸分析通過調(diào)整混雜因素的影響，消除了這種假關(guān)聯(lián)。

3.2.3年齡≤30歲的父親育兒參與度較高

本研究的多因素分析顯示，年齡≤30歲的父親育兒參與度比年齡>30歲者更高。英國(guó)學(xué)者Nugent最早報(bào)道父親的年齡和其育兒參與度呈負(fù)相關(guān)[8]。國(guó)內(nèi)的調(diào)查也發(fā)現(xiàn)，父親年齡≤30歲者參與幼兒教養(yǎng)程度得分更高，尤其是年齡25歲以下者更明顯[19]。這可能是因?yàn)槟贻p父親中一孩者占比較高，而一孩家庭里父親的參與度顯著高于二孩或多孩家庭[4]；也可能與年輕父親的職業(yè)壓力和家庭壓力相對(duì)較小有關(guān)，相比之下，年齡較大且處于事業(yè)成熟期或已有二孩的父親則不得不分出更多的精力在工作或其他孩子身上。所以臨床醫(yī)護(hù)人員要更關(guān)注年齡>30歲的父親，尤其是家有二孩者，應(yīng)該教育并鼓勵(lì)他們更多地承擔(dān)照護(hù)嬰兒的職責(zé)。

3.2.4母親對(duì)父親參與育兒持支持態(tài)度有助于提高父親的育兒參與度

Belsky關(guān)于育兒的經(jīng)典理論認(rèn)為，配偶的支持是影響父母發(fā)揮職能的關(guān)鍵因素之一[20]。既往研究證實(shí)，得到母親支持的父親往往會(huì)表現(xiàn)出更高的育兒自我效能和參與度[21]。本研究結(jié)果也顯示母親對(duì)父親參與育兒持支持態(tài)度有助于提高父親的育兒參與度。家庭生活中，母親對(duì)父親參與育兒的態(tài)度往往不是單一的。持接納態(tài)度的母親會(huì)鼓勵(lì)父親參與育兒，支持并肯定其行為，這將增強(qiáng)父親參與育兒的動(dòng)力，有助于激勵(lì)他們更積極地參與育兒。持懷疑否定態(tài)度的母親則會(huì)以“守門員”的姿態(tài)，對(duì)父親的參與行為進(jìn)行監(jiān)控、批判，這將削弱父親的育兒動(dòng)機(jī)并阻礙其早期育兒行為。因此相關(guān)醫(yī)護(hù)人員應(yīng)該在產(chǎn)前或產(chǎn)后早期評(píng)估母親對(duì)父親參與育兒的態(tài)度，將關(guān)注點(diǎn)放在那些持懷疑、否定態(tài)度的母親身上，并給予有效的疏導(dǎo)。