摘要：以653名小学五年级学生的母亲为被试，通过问卷法探讨了母亲男孩偏好和母子亲子沟通的关系，并考察子女性别在其中可能的调节作用。结果表明：（1）子女为非独生、流动儿童；受教育水平较低、家中有2个及以上孩子以及所测查的孩子排名第2及以上孩子的母亲具有较高水平的男孩偏好；（2）子女性别对于母亲男孩偏好和母子亲子沟通关系的调节作用显著。对女生而言，亲子沟通随着母亲男孩偏好的增加而显著下降；对男生而言，母亲男孩偏好并不能显著预测亲子沟通。结果揭示了母亲男孩偏好对于母女亲子沟通的负面影响，提示了在强调男女平等的背景下，男孩偏好依旧值得重视并着力改善，特别是在孩子人格塑造和习惯养成的关键时期，作为主要照料者的母亲更应得到关注。
1 前言
男孩偏好是一种在全球范围内普遍存在的现象，表现为在同龄男孩女孩中更喜欢男孩、生育男孩更多、对男孩的各种投入更多等(Freedman & Coombs, 1974)。无论在发达国家还是发展中国家，人口学家均发现了人们对男孩普遍的偏好(张浩，2007)，特别是亚洲地区的国家(例如中国、韩国等)对男孩的偏好更为强烈(Anderson et al., 1997; Asis et al., 1995; Chew et al., 2017)。研究表明，20世纪80年代中期以来，我国出生性别比偏离正常值且不断升高，2008年之后呈现下降趋势，但尚未恢复到正常范围，男孩偏好的现象虽然呈现出弱化趋势，但仍旧存在(侯佳伟等，2018)。
作为生育价值观的子维度，男孩偏好反映了人们对生育不同性别子女的意义或价值的认识，以及养育不同性别子女的动机信念和价值判断(Aycicegi-Dinn & Kagitcibasi, 2010)。价值观作为“一种持续的信仰”，能够指导个体的态度和行动(Rokeach, 1974)，因此，男孩偏好可能会影响人们的生育、养育行为。尽管对男孩偏好已有大量研究，但相较而言，研究更多关注男孩偏好的现象本身(Kamei，2018；Kugler & Kumar, 2017；侯佳伟等，2014；刘爽，2005)、成因(Abassi et al., 2018；陈康，2015；杨凡，2017；张川川，马光荣，2017)及对人口和生育行为的影响(Echávarri & Husillos, 2016；Milazzo, 2014；郭志刚，2008)，较少聚焦其对养育行为的影响。根据Bornstein(2015)的观点，父母的育儿认知会影响其自我意识，从而改变养育行为，并且决定父母投入到养育子女中的时间和精力，而父母的价值观是父母育儿认知中至关重要的一个方面。因此，反映了父母对不同性别子女认知和价值判断的男孩偏好，可能会在子女性别层面上对父母的养育行为产生影响。父母教育卷入作为家庭养育行为的重要形式，由于其对儿童发展的重要作用及相关理论的重要突破，越来越受到研究者和教育者的重视(Crosnoe, 2009; Khajehpour & Ghazvini, 2011；罗良，2011)。尽管目前尚未有研究关注父母男孩偏好与教育卷入的关系，但有侧面证据提示二者可能存在关系。林莞娟和秦雨(2010)发现在控制了子女性别后，男孩偏好越强烈的父母，越有可能使用消极的教育方式；Paulson(1994)认为，父母教育卷入行为与教养方式之间存在很强的相关，结合二者观点推测，父母的男孩偏好可能会对其教育卷入行为产生影响。
在父母教育卷入行为的诸多模型中，亲子沟通均是重要维度之一。如吴艺方等人(2013)基于我国特定的教育文化背景提出的小学生父母教育卷入行为结构模型中，亲子沟通作为核心维度，指家长在日常生活中就子女学习、生活、交往以及学校事务进行沟通和交流的行为，以达到共同理解、信任的过程。此外，Hoover-Dempsey和Sandler(1995, 1997)的父母教育卷入多水平模型也将亲子沟通作为父母教育卷入行为的重要维度。大量研究表明，亲子沟通对儿童发展起重要促进作用(Desforges & Abouchaar, 2003；Lucchetti et al., 2002；池丽萍，俞国良，2012；王争艳等，2002)。良好的亲子沟通与青少年的自尊(方晓义等，2001)和心理健康(Brage & Meredith, 1994；周波，张智，2007)呈正相关，而与青少年的孤独、抑郁以及一些外化行为问题(如抽烟、酗酒等)呈负相关(Coyne et al., 2014；Rueter & Conger, 1995；Tomčíková et al., 2015)。此外，亲子沟通尤其是学业方面的沟通也是青少年学业适应的有力指标(Sohr-Preston et al., 2013; Tsai & Liu, 2013)。鉴于亲子沟通对个体发展意义深远，本研究通过聚焦亲子沟通，以期了解父母男孩偏好与教育卷入之间的关系。
由于男孩偏好本身就带有一定的性别特征，因此关注子女性别在男孩偏好与亲子沟通关系中的作用具有重要意义。已有研究表明，父母的男孩偏好对不同性别子女的养育行为存在差异。偏好男孩的父母在家庭内部分配食物以及健康照料时会歧视女孩，导致这些女孩在成长过程中面临健康、教育、就业等困难(Gupta, 1987；Levine, 1987)。在经济条件有限的情况下，男孩偏好程度较高的家庭会优先保障儿子的需求，把大部分精力、物力、财力用于男孩的教育和抚养，致使女孩儿的受教育水平偏低(李英，2006)。周钦和袁燕(2014)同样发现家庭在基础教育投入决策时存在明显的“男孩偏好”现象，女孩更可能面临“教育关心程度低、入学晚和辍学可能性大”的教育风险。时间投入上，Kaushal和Muchomba(2018)也发现，亚裔母亲每天高质量陪伴幼子(0~5岁)的时间显著多于幼女。通常认为，文化导致的性别歧视和男女在劳动力市场上的不同边际收益是造成男孩偏好的主要原因，并因此对男孩投入较多的人力资本，以期待较高的回报率(Elizabeth & Harold, 1998)。基于此，我们认为子女性别同样会影响父母男孩偏好和亲子沟通之间的关系。对于男孩而言，具有父系特征的单系继承体制使得儿子具有“天赋”地位，并具备一些女儿所不具备的特殊价值(刘爽，2006)，这种价值被国外学者称为“固有的价值”(Lee，1982)，如“传宗接代”、“养儿防老”等。男孩的这种“固有价值”可能会导致父母对男孩的期望更高，教育卷入更多，亲子沟通更频繁；对于女孩，父母可能会认为其在劳动力市场的教育投资收益远远小于男孩，因此男孩偏好可能会负向预测亲子沟通频率。
鉴于有研究者发现小学高年级阶段亲子沟通有沟通时间较短，频率较低以及沟通内容较为集中等问题(廖敏，2014)，而这一阶段儿童的认知能力、个性特征具有明显过渡性的特点(林崇德，2002)，考虑到积极、支持性的亲子沟通有助于其认知发展和学业表现(Bailey，2006；Desforges & Abouchaar，2003)，本研究聚焦五年级小学生这一群体；此外，母亲是大部分家庭中孩子的主要照料者，相较于父亲，母亲表现出了更明显的男孩偏好(晏红，2003)，且体现出更高的教育卷入，更多地参与到孩子教育以及与老师的沟通中(O’Reilly et al., 2012)。加之母亲本身可能也是其原生家庭男孩偏好的受害者，在女性生命历程的各个阶段，她们可能遭遇的基于性别的差别性对待以及由此产生的男女不平等意识，都会促使其形成男孩偏好的观念(杨凡，2017)。因此，本研究聚焦于母亲的男孩偏好与母子(女)亲子沟通的关系。
综上，本研究选取五年级小学生母亲为研究对象，针对上述问题进行研究。基于现有理论和实证结果，假设如下：子女性别在母亲男孩偏好与亲子沟通的关系中起调节作用，男孩母亲的男孩偏好正向预测亲子沟通，女孩母亲的男孩偏好负向预测亲子沟通。
2 研究方法2.1 研究对象
本研究于2016年11月在北京市区选取的五所小学中进行，采用整群抽样，对每个学校五年级小学生的母亲进行测查，研究共发放问卷679份，在排除了数据缺失率较高(>10%)的问卷后，最终有效问卷653份，回收率为96.17%。参测母亲的平均年龄是38.10岁(SD=3.89)。从受教育水平来看，小学及以下有16人(2.5%)，初中/职业初中学历有135人(20.7%)，高中/职高/中专学历有163人(25.0%)，大专学历有135人(20.7%)，本科学历有184人(28.2%)，硕士研究生及以上学历有19人(2.9%)，1个无效作答(0.2%)。涉及到的小学生共计653人，其中男生366人(56.05%)，女生287人(43.95%)，独生子女530人(81.16%)，非独生子女123人(18.84%)；平均年龄为10.35岁(SD=0.50)。
2.2 研究工具2.2.1 男孩偏好问卷
采用Kagitcibasi(1982)编制的生育价值观问卷中男孩偏好的三个题目，如，“能有个儿子这件事对您有多重要”。每道题目下有不同的选项，每个选项根据内容分别记为1~3分。本问卷为单一维度问卷，分数越高表示母亲男孩偏好的程度越高。在本研究中，问卷内部一致性系数Cronbach’s α为0.80。
2.2.2 亲子沟通问卷
采用吴艺方等人(2013)编制的《小学生父母教育卷入行为问卷(父母回答版)》中亲子沟通维度的六个题目来测量亲子沟通的频率。量表题干为：下面表格所列是您参与孩子教育活动时可能的一些行为表现，请您针对每一项描述，根据自己最近半年的真实情况在相应频率对应的数字上打“√”。具体题目例如：当孩子来向我讲述他/她感兴趣的事情时，我会停下手头正在忙的事情认真倾听。问卷为Likert式4点记分，从“1”(从不)到“4”(经常)。在本研究中，问卷的内部一致性系数(Cronbach’s α)为0.83。验证性因素分析结果显示，验证性因素分析表明量表结构良好(χ2/df =9.9，TLI=0.85，CFI=0.87，RMSEA=0.07)。
2.2.3 基本信息
基本信息包括母亲受教育水平、子女性别、流动儿童情况、独生子女情况、家庭中孩子数量以及所测查孩子在家庭中的排名。其中母亲受教育水平、家庭中孩子数量以及所测查孩子在家庭中的排名由母亲填写，子女性别、流动儿童情况和独生子女情况由学校提供。具体如下：
母亲受教育水平来自母亲问卷，共6个选项可供选择，分别为1=小学及以下，2=初中(职业初中)，3=高中(职业高中)，4=大专，5=本科，6=硕士研究生及以上。在本研究中，将母亲受教育水平区分为较高受教育水平(大专及以上，选项4~6)和较低受教育水平(高中(职业高中)及以下，选项1~3)。
在母亲问卷中获取家庭已有孩子数量和参与测查的孩子在家中排名信息，具体问题为：“您有几个孩子？”共有“1”到“4个及以上”4个选项；“您这个孩子排名第几？”共有“第1(含独生子女)”到“第4及以上”4个选项可供选择。
性别信息、流动儿童情况以及独生子女情况由学校提供，1=男生，0=女孩。1=是进城务工随迁儿童，0=不是进城务工随迁儿童。1=是独生子女，0=不是独生子女。
2.3 研究程序
由经过专业培训的心理学研究生担任主试，征得学校、小学生母亲同意后，对全体小学生的母亲进行施测。测试以班级为单位进行施测，向小学生发放密封的母亲问卷，要求带回家让母亲填写，母亲填写完毕后密封并在第二天统一交回给班主任，由主试收回。
2.4 共同方法偏差检验
由于所有数据均来源于小学生母亲报告，因此在分析之前，采用Harman单因子方法进行了共同方法偏差检验。Harman单因子检验结果显示，特征根大于1的因子共有17个，且第一个因子的解释变异量是16.23%，小于临界标准40%，由此可知本研究不存在显著的共同方法偏差(熊红星等，2012)。
3 研究结果3.1 母亲男孩偏好和亲子沟通的描述性统计与差异分析检验
母亲男孩偏好的和母亲亲子沟通的描述统计量及其在控制变量上的差异性见表 1。以子女性别为自变量的独立样本T检验的结果表明，母亲男孩偏好的性别差异显著，t(651)=5.49，p＜0.01，Cohen’s d =0.43，男孩母亲的男孩偏好水平高于女孩母亲。另外，母亲男孩偏好在是否独生子女[t(651)=-4.39，p＜0.001，Cohen’s d =-0.34]、是否流动儿童[t(651)=4.55，p＜0.001，Cohen’s d=0.35]、母亲受教育水平[t(651)=3.59，p＜0.001，Cohen’s d =0.28]、家庭孩子数量[t(618)=-6.64，p＜0.001，Cohen’s d =-0.53]、测查孩子排名[t(623)=-5.38，p＜0.001，Cohen’s d =-0.43]分布上存在显著差异，非独生子女、流动儿童、母亲受教育水平较低、家庭中有2个及以上孩子以及所测查的孩子排名第2及以上孩子的母亲具有较高水平的男孩偏好。而母亲亲子沟通在这5个变量上都没有显著差异。因此，在本研究中对儿童独生子女情况、流动儿童情况、母亲受教育水平、家庭中孩子数量以及所测查的孩子在家庭中的排名这五个变量进行了控制。
3.2 母亲男孩偏好、母亲亲子沟通与控制变量相关分析结果
本研究主要变量和控制变量的描述统计量以及相关分析结果见表 2。由表 2可知，是否独生子女、母亲受教育水平与母亲男孩偏好呈显著负相关，子女性别、是否流动儿童、家庭中孩子数量、测查孩子在家庭中的排名与母亲男孩偏好呈显著正相关。子女性别、是否独生子女、是否流动儿童、母亲受教育水平、家庭中孩子数量、测查孩子在家庭中的排名与母亲亲子沟通均无显著相关。
3.3 母亲男孩偏好与亲子沟通的关系：子女性别的调节作用
根据温忠麟等人(2005)的检验方法，对调节作用进行检验。首先对自变量母亲男孩偏好进行中心化处理。然后，采用分层回归分析，在控制了独生子女、流动儿童和母亲受教育水平等人口学变量后，考察子女性别对母亲男孩偏好和亲子沟通关系的调节作用。如表 3所示，第一层放入流动儿童情况、母亲受教育水平、独生子女情况、家庭中孩子数量以及测查孩子排名。第二层放入母亲男孩偏好和子女性别，结果发现母亲男孩偏好(β=-0.02，p＞0.05)和子女性别(β=-0.03，p＞0.05)对亲子沟通没有显著的预测作用。第三层放入母亲男孩偏好和子女性别的交互项，结果发现母亲男孩偏好对于亲子沟通的预测作用显著(β=-0.04，p＜0.01)，交互项对于亲子沟通的预测作用显著，表明子女性别对于母亲男孩偏好和亲子沟通关系的调节作用显著(β=0.06，p＜0.01)，ΔR2=0.011。为进一步检验调节效应，对不同子女性别(男孩=1，女孩=0)绘制了交互效应图(图 2)。图中直线斜率反映了母亲男孩偏好对于亲子沟通影响的大小。简单斜率检验表明(Eric & Lawrence, 2006)，对于女生来说，随着母亲男孩偏好的增加，母亲对于孩子的亲子沟通表现出显著的下降趋势(simple slope=-0.04，t =-2.80，p＜0.01)；而对于男生来说，母亲男孩偏好并不能显著预测母亲的亲子沟通(simple slope=0.01，t =0.88，p＞0.05)。因此，结果表明，母亲男孩偏好和母亲亲子沟通的关系受到了子女性别的调节作用。
4 讨论
本研究考察了五年级小学生母亲的男孩偏好与亲子沟通的关系，并对子女性别的调节作用进行了检验。结果发现，男孩母亲的男孩偏好水平高于女孩母亲；子女为非独生、流动儿童；受教育水平较低、家庭中有2个以上孩子以及所测查的孩子排名第2及以上孩子的母亲具有较高水平的男孩偏好，这一结果与前人研究发现的结果一致(陈康，2015；廖庆忠等，2012；梁宏，2008；张川川，马光荣，2017)。对子女性别调节作用的检验结果发现，在控制了子女独生情况、流动儿童情况、家庭孩子数量、测查孩子排行和母亲受教育水平等变量后，母亲男孩偏好对亲子沟通的预测作用受到子女性别的调节。对女生而言，母亲男孩偏好越强烈，其与女儿的亲子沟通频率越低；而对男生而言，母亲男孩偏好并不能显著预测母亲的亲子沟通频率。
可能存在如下原因导致了性别的调节作用。首先，母亲男孩偏好较高时，她生育男孩的意愿通常较高，当实际生育为女孩时，这种期望与现实的差异，可能会导致消极情绪或消极行为，从而降低和女孩的亲子沟通频率。Stattin和Klackenberg(1991)发现，当生育的子女性别与产前性别偏好不一致时，父母对孩子的愿望、期望就会受阻，表现在与孩子玩耍的时间、亲子关系等方面受到更多负面影响，并且孩子的性别与父母意愿不一致对女孩的负面影响要比对男孩的负面影响更大。另外，本研究中男孩群体没有发现母亲男孩偏好对亲子沟通的显著影响，我们推测可能是由于在已有男孩的家庭中，母亲的男孩偏好在一定程度上得到了满足，因此其男孩偏好水平不会对亲子沟通产生影响。其次，男孩偏好导致的母亲教育投入决策可能是调节作用的背后机制。周钦和袁燕(2014)认为，基于传统的价值判断标准(如“养儿防老”、“教育对儿子未来收入的影响大于女儿”)等所做出的教育投入决策，会造成对女儿教育关心程度的降低和教育投入的忽视。本研究聚焦的亲子沟通是围绕教育活动的行为，因此推测男孩偏好较高的母亲可能对女儿做出减少沟通频率的决策。第三，教养方式可能是女孩母亲男孩偏好影响亲子沟通的另一条路径。有研究发现，父母男孩偏好越强烈，他们越倾向于使用消极的、惩罚式的教育方式(林菀娟，秦雨，2010)，而父母亲子沟通与父母严厉惩罚、过分干涉等消极教养方式呈显著负相关(詹启生，武艺，2016)，在充满敌意、强制的家庭环境中，亲子沟通更加困难(Rueter & Conger，1995)。我们推测，男孩偏好水平高的母亲，对于女孩的教养方式可能更加消极，因此与女孩的亲子沟通频率也更低。
研究证实了相较于男孩，母亲的男孩偏好会对女孩产生显著的负面影响，结合亲子沟通对于这一阶段儿童的重要作用，我们认为需要通过多种途径着力改善男孩偏好这一现象，如政策层面加大养老保障，以此扭转“养儿防老”的传统观念，学校、社会层面多向家庭传递性别平等观念等。最后，本研究仍存在一些局限性：首先，未来需对这种调节作用的内在机制进行深入研究，以期为干预和改善提供思路。其次，对家庭系统的复杂性考虑不足。随着二胎政策的开放，非独生子女家庭较为普遍，虽然本研究对家庭中孩子的数量、测查孩子在家庭中的排名进行了控制，但由于题目设置，未收集已有孩子的性别，因此无法考虑已有孩子与测查孩子、已有孩子与母亲的关系对研究问题的影响；又如有研究表明，父亲比母亲更按照传统的性别角色期望来养育孩子(Hoffman，1977)，父亲作为家庭系统中的重要成员，涉及到的夫妻关系、父子关系等对男孩偏好和教育卷入关系的影响也需要深入探寻。最后，由于本研究使用问卷法对母亲的男孩偏好进行测查，但由于男孩偏好在当今社会中经常会受到批判，在作答时可能会存在社会赞许性。今后将考虑增加社会赞许性量表、观察法、实验法等多种方法对男孩偏好进行测查。
5 结论
本研究探讨了子女性别在母亲男孩偏好与亲子沟通关系中的调节作用，结果显示：(1)子女为非独生、流动儿童；受教育水平较低、家中有2个及以上孩子以及所测查的孩子排名第2及以上孩子的母亲具有较高水平的男孩偏好；(2)子女性别对母亲男孩偏好和亲子沟通关系的调节作用显著。对女生而言，亲子沟通随着母亲男孩偏好的增加而显著下降；对男生而言，母亲男孩偏好并不能显著预测亲子沟通。
文章来源：《心理发展与教育》2022年 第38卷 第1期
作者：刘春晖, 刘思佳, 郭筱琳, 罗良
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