3個月月齡內(nèi)嬰兒父親參與育兒的現(xiàn)狀及其影響因素研究

孫 潔，鄖 豐，程天鴻，徐萌艷，余曉燕

1.浙江大學醫(yī)學院附屬婦產(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、增進幸福感并減少母親產(chǎn)后抑郁的發(fā)生，同時還能促進孩子的生理、心理健康發(fā)展[1-5]。2019年發(fā)布的《全國家庭教育指導大綱(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中的重要作用[6]。3個月月齡內(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、適應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。我國在父親育兒參與方面的研究起步較晚，研究對象主要集中在學齡前期和學齡期兒童的父親，涉及新生兒期及嬰幼兒期的文獻較少。本研究調(diào)查了3個月月齡內(nèi)嬰兒父親參與育兒的現(xiàn)狀，并分析其影響因素，旨在為促進父親早期參與育兒提供理論指導。

1 對象與方法

1.1 調(diào)查對象

采用目的抽樣法，選取2020年1月至3月于杭州某三級甲等婦產(chǎn)科專科醫(yī)院進行隨訪的嬰兒父親作為調(diào)查對象。納入標準：3個月月齡內(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。排除標準：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嬰兒。根據(jù)樣本量至少應是量表條目數(shù)的5～10倍原則[7],本研究中量表的最大條目數(shù)為17,對應樣本量為85～170,考慮到10%的缺失,最終估計樣本量最小應為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

由研究者參考相關文獻和研究目的自行設計，內(nèi)容包括父親相關資料和其他家庭資料。父親相關資料包括年齡、文化程度、職業(yè)、家庭中性別角色傾向、育兒知識/技能、是否參加育兒培訓、父母育兒觀念有無差異、母親對父親參與育兒的態(tài)度；其他家庭資料包括母親年齡、結婚時間、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)用于測量父親參與照護嬰兒的程度，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、護理身體、哼唱兒歌、陪伴玩耍、喂養(yǎng)和安撫6個方面共10個條目，采用Likert 5級評分法，1=從來沒有，2=偶爾，3=有時，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，依據(jù)Brislin模型對FCI進行翻譯、回譯。主研究者先將其翻譯為中文，再由一名從事英文教學的教師進行回譯，研究小組針對回譯量表與原量表的差異進行分析和討論，并對相應的譯文進行修正，直至中文版量表與原量表在概念、語義、內(nèi)容上達到一致。最后選取10例進行預調(diào)查，適當修改個別條目以使其更適合3個月月齡內(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(撫觸、洗澡、曬太陽等)”。預調(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]將評價父母育兒感知能力的育兒勝任感量表(Parenting Sense of Competence，PSOC)進行漢化，形成中文版PSOC。該量表用于評估父母育兒感知能力，共17個條目,包括育兒自我效能維度(8個條目)和育兒滿意度維度(9個條目)。量表采用Likert 6級評分法,從絕對同意到絕對不同意分為6級，依次計為1～6分，其中有9個條目采用反向計分，總分范圍17～102分，分值越高說明研究對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)過培訓的產(chǎn)科門診護理人員擔任調(diào)查員，向調(diào)查對象解釋調(diào)查目的，說明填寫要求、內(nèi)容，指導其通過手機掃碼獲取線上問卷，并當場獨立完成。

1.3 統(tǒng)計學分析

采用SPSS 21.0軟件進行統(tǒng)計學分析。計量資料用均數(shù)±標準差表示，計數(shù)資料采用頻數(shù)、百分比進行描述。采用單因素方差分析檢驗一般資料、父親PSOC總分及兩個維度得分對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入法。所有統(tǒng)計檢驗的P值均表示雙側概率，顯著性水平α=0.05。

2 結果

2.1 問卷回收情況

研究者從線上問卷平臺下載、回收問卷共201份，邏輯檢錯后得到有效問卷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個方面中“陪伴睡眠”條目均分最低，為(2.52±0.76)分，“陪伴玩耍”條目均分最高，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因素、PSOC總分及兩個維度得分作為自變量，F(xiàn)CI得分作為因變量進行單因素方差分析。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行比較。結果顯示：父親年齡、育兒知識/技能、是否參加育兒培訓、母親對父親參與育兒的態(tài)度、PSOC總分及育兒自我效能維度得分6項因素影響父親育兒參與度，差異有統(tǒng)計學意義(P<0.05)，見表2。

表2 調(diào)查對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個因素作為自變量，以FCI得分為因變量，進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，其余變量進行如下賦值：父親的育兒知識/技能，不了解或少許了解=1，比較了解=2；父親參加育兒培訓，否=1，是=2；母親對父親參與育兒的態(tài)度，支持接納=1，懷疑或否定=2。結果顯示，多元線性回歸分析中有4個因素進入模型，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對美國的年輕父親進行調(diào)查，發(fā)現(xiàn)3個月月齡內(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。目前國內(nèi)尚無有效測量父親早期育兒參與的調(diào)查工具，相關數(shù)據(jù)僅能從其他文獻間接獲得。張雙雙等[12]應用漢化后的“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61%。2016年山西省的調(diào)查顯示，在嬰兒0～6個月齡內(nèi)父親每日陪伴時間<2 h者占59.1%[13]。2020年對中西部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時間超過2 h，而40.68%都在1 h以內(nèi)[6]。相比之下，美國父親在嬰兒出生后早期每日育兒參與的時間約4.21～5.15 h[9]。這反映出當下我國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，反映了其對自我育兒能力的評價和信心[11]。高水平的育兒自我效能可以促進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，將是加強父親育兒參與度的可行方法。目前已有文獻報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問題時更具同理心，從而獲得更高的自我效能[17]。因此相關醫(yī)護人員不僅要重視對父親育兒自我效能的評估，還應設法提高父親的育兒知識、技能，幫助其樹立對育兒的信心，并探索性開展正念技術在育兒參與方面的應用。

3.2.2參加育兒培訓的父親育兒參與度較高

本研究顯示，參加育兒培訓是父親育兒參與度的正性影響因素。Redshaw等[4]的一項調(diào)查進一步證明，父親參加產(chǎn)前培訓的次數(shù)與其參與育兒也存在顯著的正相關關系。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。原因可能在于現(xiàn)有的以醫(yī)院為主導的產(chǎn)前教育主要針對準媽媽或新生兒母親，無法滿足父親的需要。對產(chǎn)前教育相關文獻的薈萃分析顯示，參加產(chǎn)前培訓的準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，并且有必要針對準爸爸或新生兒父親制作專門的培訓、實操課程，以提高參加率并保證培訓質(zhì)量。另一方面，父親的育兒知識/技能雖然在單因素分析中顯示與育兒參與度顯著相關，但卻未進入多元線性回歸方程。這可能是因為父親的育兒知識/技能往往來源于育兒培訓，兩者相關，故前者通過后者與育兒參與度產(chǎn)生了間接的關聯(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。英國學者Nugent最早報道父親的年齡和其育兒參與度呈負相關[8]。國內(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]。這可能是因為年輕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較小有關，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)護人員要更關注年齡>30歲的父親，尤其是家有二孩者，應該教育并鼓勵他們更多地承擔照護嬰兒的職責。

3.2.4母親對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關于育兒的經(jīng)典理論認為，配偶的支持是影響父母發(fā)揮職能的關鍵因素之一[20]。既往研究證實，得到母親支持的父親往往會表現(xiàn)出更高的育兒自我效能和參與度[21]。本研究結果也顯示母親對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)度的母親會鼓勵父親參與育兒，支持并肯定其行為，這將增強父親參與育兒的動力，有助于激勵他們更積極地參與育兒。持懷疑否定態(tài)度的母親則會以“守門員”的姿態(tài)，對父親的參與行為進行監(jiān)控、批判，這將削弱父親的育兒動機并阻礙其早期育兒行為。因此相關醫(yī)護人員應該在產(chǎn)前或產(chǎn)后早期評估母親對父親參與育兒的態(tài)度，將關注點放在那些持懷疑、否定態(tài)度的母親身上，并給予有效的疏導。