青少年感知的父母教養投入特點及其相關影響因素

侯 芬， 伍新春， 鄒盛奇

(1.北京師范大學 人文和社會科學高等研究院，珠海 519087； 2.北京師范大學 心理學部，北京 100875；3.北京師范大學 文理學院，珠海 519087；4.湖南師范大學 教育科學學院，長沙 410006)

一、問題提出

在理論和實踐領域，母親在孩子成長中扮演的角色一直廣受關注，而父親教養職能則長期被忽視[1]。但是，大量研究表明，“父親缺席”會對兒童發展造成嚴重的不良后果[2]；同時，受婦女解放運動、工業化進程的影響，父親家庭角色的重要性逐漸凸顯[1]，父親教養的研究也逐漸受到研究者的重視。1975年，Lamb等人發表了《父親：兒童發展中被遺忘的貢獻者》一文[3]，率先提出了父親教養投入(paternal involvement)的概念。這一概念根據父親與兒童直接互動的程度，將父親教養投入分為互動性(engagement)、可及性(accessibility)和責任性(responsibility)三個維度[2]。盡管自教養投入的概念提出以來，主要用于父親教養行為的研究，但研究者普遍認為，這一概念也同樣適用于母親，父親與母親教養投入具有相同的結構[4]。其中，互動性是父母與兒童的直接互動，包括照顧、玩?；蛐蓍e等直接互動形式；可及性是當兒童需要時，父母能夠注意并做出回應；責任性是指父母為了兒童的發展而做的準備、積累、規劃、資源支持等活動[5]?；有詫儆谥苯訁⑴c，而可及性和責任性都屬于間接參與。

在互動性、可及性和責任性三個維度中，互動性因其易測量性以及與兒童發展結果密切相關而成為研究焦點[6]?？紤]到已有研究多采用互動性來測查教養投入行為[7]，本研究所指的教養投入即互動性教養投入。國內學者伍新春等人根據中國文化和時代特點，將父母教養投入界定為父母在教養兒童的過程中，為了促進兒童的發展，在認知、情感和行為等活動內容上與兒童直接互動的程度，其活動類型可分為生活照顧、學業支持、情感休閑和規則教導四個方面的內容[8]。

部分實證研究從與兒童青少年直接互動總時長(不考慮互動的具體內容)的視角切入，比較了父母教養投入水平的差異[9-11]，并得出了比較一致的結論，即母親教養投入的總時長顯著高于父親。少量研究比較了父母在具體互動內容上的投入水平。例如， Schoppe-Sullivan等的研究表明，學齡前兒童的母親報告在道德管教、生活照顧方面的投入水平顯著高于父親，在身體游戲上的投入水平顯著低于父親[11]。Hossain等的研究表明，母親報告對2—3年級兒童的學業活動的投入水平顯著高于父親[12]。Phares等的研究揭示，母親在青少年管教(dicipline)、生活照顧(daily care)、休閑娛樂(reactional/fun activities)等方面的投入水平顯著高于父親[10]。國內研究雖然探討了父親在不同內容上的教養投入模式，發現父親的規則教導投入水平最高，休閑活動的投入水平最低[5]，但缺少對母親教養投入模式的探究以及父母之間的比較?？傮w而言，國內外有關父親與母親在不同內容上的教養投入模式的研究主要集中于嬰幼兒期、兒童早期和中期，且主要以父母自我報告為主[6]。

研究發現，隨著個體從兒童期向青少年期轉換，其自主性不斷增強，更容易出現適應不良，也對父母的教養投入提出了新要求。父母如果仍然沿用童年期的教養行為，可能造成親子沖突加劇、青少年問題行為增多等一系列問題[8]。然而，目前針對青少年家庭的父母在不同內容上的教養投入模式及其父母間差異的比較研究，尚未得到足夠重視。

此外，父母對于自身教養投入的報告可能會有自我美化的傾向，采用兒童及青少年評價其感知到的父母教養投入這一方式，可能更接近實際情況[13]，也可以有針對性地反映父母在教養方面的問題，為臨床評估提供更有價值的信息，還可以避免父母在評價自身教養行為時的社會贊許性對數據的影響[8]。

2022年1月1日開始實施的《中華人民共和國家庭教育促進法》[14]明確指出：“未成年人的父母在實施家庭教育時，要親自養育，合理加強親子陪伴；要共同參與，發揮父母雙方的作用；要相機而教，寓教于日常生活中?！苯甜B投入作為一種父母與孩子直接互動的教養行為，其本質就是一種親自養育和直接的親子陪伴，互動性教養投入的四種活動類型也基本涵蓋了日常生活的主要領域。因此，從青少年感知的視角細致考察父親與母親在不同活動內容上的教養投入水平，比較父母在教養投入模式上的異同，對于補充國內青少年家庭的父母教養投入的實證研究、增進對父母親自陪伴的現狀和影響因素的深刻理解、引導青少年家庭的父母科學合理地加強不同領域的親子陪伴、促進父母雙方在日常生活中更好地發揮家庭教育對青少年積極成長的作用，具有重要的現實意義。

父母教養行為的影響因素模型認為[15-16]，兒童特征及家庭特征等人口統計學變量是父母教養投入的重要影響因素。Lamb指出，雖然父親與母親的教養投入在結構上相同，但是二者在投入水平上存在差異，且這種差異是時間的函數，會隨著個體年齡的增長而變化[17]。國內外的實證研究一致表明，父母的互動性教養投入水平會隨著兒童青少年年齡的增長而下降[10-12]。有關兒童青少年的性別對父母教養投入影響的研究比較零散，會因不同教養內容而存在不一致的結論。例如，Hossain等的研究表明，父母的生活照顧和學業支持在兒童性別上不存在顯著差異[12]。Yap等的研究發現，母親在休閑陪伴上對青春期女孩的投入高于男孩[18]。伍新春和許巖等針對中國父親的調查表明，父親的教養投入不因兒童青少年性別不同而有所差異[5,19]。以往研究表明，父親教養投入會受到家庭子女數目的影響。對學齡前兒童的一項研究發現，兒童的兄弟姐妹越多，父親對其投入照顧的時間就越少[20]，而父親對獨生子女的教養投入水平高于非獨生子女[5]。為此，對于這些變量的影響，需進一步考察。

此外，已有相關研究表明，家庭社會經濟地位與父親教養投入呈顯著正相關[5]，然而這些研究主要側重受教育程度、收入、工作時間、職業特征等客觀指標的考察。Goodman認為，主觀社會經濟地位(subjective social status, SSS)更能準確抓住社會地位中敏感的方面，其提供的評定信息遠遠超過客觀指標[21]。因此，有必要從主觀社會經濟地位的視角進一步考察其對父母教養投入的影響。

考慮到完整雙親家庭作為一種主流的家庭類型，可以更好地考察父親與母親教養投入行為本身的特點及其對兒童青少年發展產生的影響，且青少年評估其父母的教養投入可能更接近實際情況，本研究擬從青少年感知的視角來比較同一家庭內部父親與母親教養投入的異同，以及父母教養投入在青少年的個體特征(年齡、性別、是否獨生子女)和家庭特征(主觀家庭社會經濟地位)上的差異。根據以上文獻分析，本研究提出以下研究假設：母親在總體水平及生活照顧、學業支持、規則教導三個維度上的投入水平顯著高于父親，父親在情感休閑維度上的投入水平顯著高于母親；父親與母親教養投入水平會隨著青少年年齡的增長而逐漸下降；父親與母親對不同性別青少年的教養投入存在顯著差異，父親對男孩的投入顯著高于女孩，母親對女孩的投入顯著高于男孩；父親與母親對獨生子女的教養投入顯著高于非獨生子女；主觀家庭社會經濟地位會顯著正向預測父親與母親教養投入水平。

二、研究方法

(一)研究對象

通過方便取樣的方式，在北京、廣東、湖南、湖北、遼寧、山東、河南7個省市的19所中小學進行調查，選取小學五年級、初中二年級、高中二年級施測,分別代表青少年的早期、中期和晚期，共回收有效問卷2 370份。其中，青少年的平均年齡為13.88±2.34歲，父親的平均年齡為42.84±4.09歲，母親的平均年齡為40.97±3.85；主觀家庭社會經濟地位(1—10計分)的均值為6.61±1.86。其他的樣本人口統計學變量信息，如表1所示。

表1 樣本人口統計學變量描述統計

(二)研究工具

1.青少年評價父母教養投入問卷

選取伍新春等修訂的青少年評價父母教養投入行為問卷[8]。該問卷分為父親版與母親版兩個版本，分別測評父親或母親的教養投入行為，問卷包括情感休閑、規則教導、學業支持與生活照顧4個維度，共22個項目。問卷樣題如：“爸爸/媽媽用語言向我表達感情，爸爸/媽媽糾正我的錯誤行為，爸爸/媽媽教給我學習方法，爸爸/媽媽照顧我的生活起居?！辈捎美羁颂匚妩c計分，0表示“從不”，4表示“總是”，得分越高，代表青少年評價的父親或母親教養投入水平越高。青少年評價的父親教養投入4因素模型擬合良好，χ2(203)=10.49，TLI=0.92，CFI=0.93，RMSEA=0.06；各維度的α系數在0.74—0.90之間，總量表的α系數為0.94。青少年評價的母親教養投入4因素模型擬合良好，χ2(203)=15.02，TLI=0.90，CFI=0.91，RMSEA=0.08；各維度的α系數在0.71—0.91之間，總量表的α系數為0.94。

2.家庭主觀社會經濟地位量表

選取Goodman編制的MacArthur主觀社會經濟地位(subjective social status，SSS)量表(青少年版)中的家庭地位分量表。這是一個建立在代表10個社會等級階梯上的自我定位量表，個人根據整體社會環境來評估自己的家庭在社區環境中的位置[22]。該條目按1—10計分，其中1表示主觀地位最低，10表示主觀地位最高；1—5分為低分，6—10分為高分。

(三)研究程序與數據處理

采用整班取樣的方法，通過團體施測的方式統一發放問卷，完成后當場回收。問卷回收后，對所有樣本進行篩查，排除單親、離異家庭等特殊家庭結構，最終保留樣本為雙親家庭。采用SPSS17.0對數據進行描述性統計、t檢驗、重復測量方差分析及回歸分析。

三、研究結果

(一)父親與母親教養投入的比較

父親與母親教養投入的總均分及在四個維度上的描述性統計，如表2所示。

表2 父母教養投入的描述性統計

如前所述，青少年評價的父母教養投入問卷為5點評分，0—4分別表示“從不、偶爾、有時、經常、總是”5個等級，中數為2。采用單樣本t檢驗，結果表明父親教養投入的總均分、生活照顧和規則教導均顯著高于中數,t(2 369) =4.48,t(2 369)=6.88,t(2 369)=50.03,ps<0.001;父親的情感休閑顯著低于中數，t(2 369)=-7.65,p<0.001；母親教養投入的總均分、生活照顧、學業支持、情感休閑、規則教導均顯著高于中數，t(2 369)=30.28,t(2 369)=51.23,t(2 369)=13.81,t(2 369)=14.25,t(2 369)=66.92,ps<0.001。這說明，青少年感知到的父親和母親教養投入的總體水平高于“有時”，但還達不到“經?！边@一等級；父親的生活照顧和規則教導的頻率介于“有時”和“經?！敝g，父親的情感休閑處于“偶爾為之”的水平；母親的生活照顧、學業支持和情感休閑的頻率介于“有時”和“經?！敝g，母親的規則教導則處于“經?！钡乃?。

以父母(父、母)和教養投入5個方面的內容(總均分、生活照顧、學業支持、情感休閑、規則教導)為被試內變量，進行父母(2)×教養投入內容(5)兩因素重復測量方差分析。結果發現，父母主效應顯著，F(1，2 369)=803.20，p<0.001，η2=0.253，說明父親與母親之間確實存在顯著差異。教養投入內容主效應顯著，F(4，9 476)=2 069.56，p<0.001，η2=0.466，說明教養投入水平在總體、生活照顧、學業支持、情感休閑和規則教導之間也確實存在顯著差異。更重要的是，父母與教養投入水平之間的交互作用顯著，F(4，9 476)=189.77，p<0.001。

進一步進行簡單效應檢驗，首先將教養投入水平固定，考察父母的性別效應，結果如圖1所示，母親在總均分、生活照顧、學業支持、情感休閑、規則教導上的教養投入水平都顯著高于父親。其次，將父母性別固定，考察教養投入在不同維度上的高低效應，結果如圖1所示。不同維度在父親教養投入上的成對比較分析發現，規則教導、生活照顧、學業支持和情感休閑得分依次降低；不同維度在母親教養投入上的成對比較分析發現，規則教導、生活照顧、學業支持得分依次降低，情感休閑得分約等于學業支持。父親和母親在4個維度上投入的高低模式基本相同：規則教導投入水平最高，生活照顧和學業支持其次，情感休閑投入水平最低。

圖1 父親與母親在教養投入水平上的比較

(二)父親與母親教養投入在青少年特征上的差異

青少年特征(年齡、性別、是否獨生子女)在父親與母親教養投入上的描述性統計，如表3所示。

表3 青少年特征在父母教養投入上的描述性統計

1.父親與母親教養投入在青少年年齡階段上的差異

比較父親和母親教養投入在青少年不同年齡階段上的差異，以青少年年齡階段(青少年早期、青少年中期、青少年晚期)為被試間變量，父母(父、母)和教養投入維度(生活照顧、學業支持、情感休閑、規則教導)為被試內變量，進行3(青少年年齡階段)×2(父母)×4(教養投入維度)的重復測量方差分析。被試間效應檢驗結果表明：青少年年齡階段的主效應顯著，F(2, 2 367)=219.28，p<0.001，η2=0.16。被試內效應檢驗結果表明：父母與青少年年齡階段的交互作用不顯著，F<1;教養投入維度與父母的交互作用顯著，F(3，7 101)=189.54,p<0.001，η2=0.07；青少年年齡階段與教養投入維度的交互作用顯著，F(6，7 101)=46.88,p<0.001，η2=0.04；青少年年齡階段、父母及教養投入維度三個因素之間的交互作用顯著，F(6，7 101)=2.30,p<0.001，η2=0.002。

進一步進行簡單簡單效應檢驗，固定父母和教養投入維度，檢驗青少年在不同年齡階段其父母教養投入的高低效應。結果如圖2和圖3所示：父親在青少年晚期的各項教養投入低于青少年中期，在青少年中期的各項教養投入低于青少年早期，其教養投入模式呈現出隨著青少年年齡的增長而逐漸下降的趨勢；母親教養投入的青少年年齡發展趨勢與父親教養投入相同，ps<0.001。

圖2 父親教養投入在青少年年齡階段上的差異

圖3 母親教養投入在青少年年齡階段上的差異

2.父親與母親教養投入在青少年性別上的差異

比較父親和母親教養投入在青少年不同性別上的差異，以青少年性別(男、女)為被試間變量，父母(父、母)和教養投入維度(生活照顧、學業支持、情感休閑、規則教導)為被試內變量，進行2(青少年性別)×2(父母)×4(教養投入維度)的重復測量方差分析。被試間效應檢驗結果表明：青少年性別的主效應顯著，F(1, 2 351)=4.17，p=0.04,η2=0.002。被試內效應檢驗結果表明:父母與青少年性別的交互作用顯著，F(1,2 351)=83.23,p<0.001，η2=0.03；教養投入維度與青少年性別的交互作用顯著，F(3, 7 053)=20.64,p<0.001，η2=0.01；父母與教養投入維度的交互作用顯著，F(3，7 053)=187.91，p<0.001，η2=0.07；青少年性別、父母及教養投入維度三個因素之間的交互作用顯著，F(3，7 053)=4.68,p=0.04，η2=0.002。

進一步進行簡單簡單效應檢驗，固定父母和教養投入維度，檢驗不同性別的青少年其父母教養投入的高低效應。結果如圖4和圖5所示：父親對男孩的規則教導和學業支持顯著多于女孩，p<0.001,p=0.018；母親對女孩的生活照顧、情感休閑和規則教導顯著多于男孩，ps<0.001。

圖4 父親教養投入在青少年性別上的差異

圖5 母親教養投入在青少年性別上的差異

3.父親與母親教養投入在青少年是否獨生子女上的差異

比較父親和母親教養投入在青少年是否獨生子女上的差異，以是否獨生子女(獨生、非獨生)為被試間變量，父母(父、母)和教養投入維度(生活照顧、學業支持、情感休閑、規則教導)為被試內變量，進行2(是否獨生子女)×2(父母)×4(教養投入維度)的重復測量方差分析。被試間效應檢驗結果表明：是否獨生子女的主效應顯著，F(1, 2 345)=165.60，p<0.001,η2=0.07。被試內效應檢驗結果表明：父母與是否獨生子女的交互作用顯著，F(1,2 345)=4.16,p=0.04，η2=0.002；教養投入維度與是否獨生子女的交互作用顯著，F(3, 7 035)=52.76,p<0.001，η2=0.02；父母與教養投入維度的交互作用顯著，F(3，7 035)=168.62，p<0.001，η2=0.07；是否獨生子女、父母及教養投入維度三個因素之間的交互作用在0.10水平上顯著，F(3，7 035)=2.10,p=0.10，η2=0.001。

進一步進行簡單簡單效應檢驗，固定父母和教養投入維度，檢驗父母教養投入在是否獨生子女上的高低效應。如圖6和圖7所示：父親和母親均對獨生子女的各項教養投入水平均顯著高于非獨生子女，ps<0.001。

圖6 父親教養投入在是否獨生子女上的差異

圖7 母親教養投入在是否獨生子女上的差異

(三)主觀家庭社會經濟地位對父親與母親教養投入的影響

以青少年特征(性別、年齡、是否獨生子女)為控制變量、主觀家庭社會經濟地位(SSS)為自變量、父親與母親教養投入的4個維度分別為因變量，進行分層回歸分析，結果如表4所示。在控制了青少年的年齡、性別和是否獨生子女后，主觀家庭社會經濟地位仍會顯著地預測父親與母親的教養投入水平，主觀家庭社會經濟地位越高，父親與母親在各維度上的教養投入水平越高。

表4 主觀家庭社會經濟地位對父親與母親教養投入的回歸分析

四、結果討論

本研究發現，母親的總體教養投入水平以及在生活照顧、學業支持、規則教導上的教養投入水平均顯著高于父親，這一結果與以往研究一致[10,12]。部分研究假設得到驗證，但“父親在情感休閑維度上的投入水平顯著高于母親”這一假設并未得到驗證。本研究還發現，在情感休閑維度上，母親的投入水平也顯著高于父親。造成這一結果的原因可能是，青少年階段相比幼兒階段的發展需求存在特異性。以往研究主要針對年幼兒童，父親在身體游戲上的投入水平顯著高于母親[11]，幼兒處在感知運動階段，對身體游戲類互動活動需求更多。根據布朗芬布倫納的微系統“最近過程”理論[23]，父親比母親更喜歡和孩子進行身體互動類“打鬧游戲”(rough-and-play)；而青少年期伴隨著強烈的情緒反應，以及管理情緒和認知技能的緩慢發展,在發展這些技能的時候，青少年需要父母提供監管和幫助的資源[24]。根據家庭性別角色理論[25]，父親主要發揮工具性功能(如養家、提供經濟來源等)，而母親則更多發揮表達性功能(如溝通、陪伴等)。因此，在青少年階段，母親更可能發揮家庭角色優勢，在情感交流和休閑娛樂活動上的投入水平比父親更高。

在四種活動內容的教養投入模式上，父母雙方在規則教導上的投入都最多，這一結果反映了中國家庭中養育者的傳統角色觀念。當然，這一特點可能也與青少年階段的特殊發展任務有關。由于青少年期處于社會化發展的關鍵期，其認知、理解和接受能力逐漸增強，同時也是行為習慣和規則意識養成的關鍵階段，父母希望通過糾正錯誤行為、傳授為人處世的道理來幫助青少年形成良好的規則意識，為子女更好地適應社會打下基礎。父母雙方在情感休閑上的投入水平均最低，也就是說父母與青少年共同參與的放松娛樂活動，例如外出旅行、鍛煉身體的時間并不多，與孩子聊天、用肢體語言(如擁抱)向孩子表達積極情感的頻率比較低。這可能與活動性質有一定的關系，與孩子一起鍛煉、陪伴孩子外出游玩等，活動場所一般在家庭之外，通常需要利用節假日的時間來實現，相比于規則教導、生活照顧、學業支持，情感休閑活動的要求更高，實現的難度更大，投入的頻率也就更低[5]。此外，相比西方個體主義文化崇尚的自由、平等、開放的溝通方式而言，中國集體主義文化下的家庭成員溝通方式更加含蓄、內斂，父母對子女的情感表達通常體現在生活照顧類的具體行為上，而非口頭或肢體語言上[1]，這可能也是青少年評價與父母情感交流不多的原因之一。值得注意的是，本研究發現，青少年感知的父母學業支持水平處于居中位置，這似乎與中國父母對子女教育高期待和高投入的現實不太相符，該結果可能與測量主體和學業支持的操作性定義有關，且本研究測量的是青少年感知到的父母直接的學業支持行為，而現實生活中父母對學業的重視和投入可能主要體現在態度和間接的經濟支持上。

另外，與以往研究結果一致[6,10], 本研究發現父親教養投入水平隨著青少年年齡的增長而逐漸下降，對獨生子女的各項教養投入水平均顯著高于非獨生子女，且本研究在母親教養投入上也驗證了這一假設。這可能是因為隨著青少年年齡的增長，他們的注意力往往會轉移到家庭以外的活動上(如同齡人之間的體育活動)；與此同時，他們的獨立能力使他們花更少的時間與父母直接互動[22]。本研究還發現，主觀家庭社會經濟地位能夠正向預測父親和母親的教養投入水平，家庭社會經濟地位越高，青少年感知到的父親和母親教養投入水平越高。這一結果也與以往研究一致[5,12,19]。

除此以外，本研究還有兩個新發現。其一，青少年感知的父親和母親在四種活動內容上投入的高低模式基本相同。具體來看，父母的規則教導投入水平最高，生活照顧和學業支持投入水平居中，情感休閑投入水平最低。以往研究發現，中國父親報告的規則教導投入水平最高，而休閑娛樂的投入水平最低[5]。由此看來，雖然父母教養投入存在投入水平上的差異，但在教養投入模式上卻趨于一致。其二，父母教養投入在某些維度上存在青少年性別的差異。具體來看，父親對男孩的規則教導和學業支持顯著多于女孩，母親對女孩的生活照顧、情感休閑和規則教導顯著多于男孩，這一結果與國外研究發現的“父親更多地投入對男孩的教養”[26]和“母親對青春期女孩在休閑陪伴上的投入高于男孩”[18]結果比較類似。究其原因，這種結果可能與評價主體的特異性有關。以往研究主要采用父母自評，無法排除父母評估的是教養投入的一般性行為，而本研究從青少年感知的視角進行考察，可能更接近實際情況。父母教養投入在青少年性別上的差異可能與父母在家庭中的教養角色分工以及承擔的性別角色榜樣有關。學業的發展水平一般與未來經濟收入存在相關，父親的學業支持角色相對突出，這在一定程度上體現了父親工具性功能的發揮；母親在生活照顧和情感休閑上的突出，則更多體現了母親的表達性功能。依據性別角色榜樣的理論，父親和母親更有可能為同性別的孩子提供“性別角色榜樣”，即規則教導的示范。

總之，本研究系統地比較了青少年家庭中父親與母親教養投入在總體水平、不同教養內容上的差異，以及在青少年特征和家庭特征上的共性和特異性，描繪了完整家庭中父母在不同內容上的教養投入模式，增加了國內對母親教養行為在“量”上的實證研究，也增進了對完整家庭中父母教養行為在數量上的深刻理解。同時，本研究的發現對于當下促進政府、家庭教育服務機構和父母自身開展家庭教育具有一定的啟示意義。首先，政府相關部門要針對父親出臺更有效的支持性政策，重點促進父親教養投入水平的提升，凸顯新時代父親在家庭教育中的重要作用。其次，家庭教育服務機構在開展親職教育干預實踐時，一方面可以從“成本—效益”的角度出發，充分利用父母教養投入模式的相似性，同時招收父親和母親，整合成一個群體，開展父母教養投入的實踐指導工作；另一方面要看到父親和母親教養投入的差異性可能導致干預后帶來不同的結果，在指導時要注意區分父親和母親的角色差異和獨特作用。最后，父母要抓住親子陪伴中的薄弱環節，重點加強在情感休閑領域的投入水平，以促進青少年的積極成長。

當然，本研究也存在不足之處，尤其是未能將父母教養投入與青少年發展的結果建立關聯，今后的研究可以進一步考察父母教養投入模式對青少年發展的具體影響。青少年個體特征(性別、年齡和是否獨生子女)及家庭主觀社會經濟地位對父母教養投入的影響也提示我們，在考察父母教養投入對青少年發展的獨特貢獻時，要對青少年個體特征和家庭特征進行適當控制，以獲得更為準確的結論。

五、基本結論

青少年家庭的父母教養投入既有共性，又有差異性。具體表現為以下三點。

(一)父母呈現基本相似的教養投入模式，即規則教導投入水平最高、生活照顧和學業支持投入水平居中、情感休閑投入水平最低。

(二)無論是在總體上，還是在四個子維度上，母親的教養投入水平均顯著高于父親。

(三)母親對女孩的生活照顧、情感休閑和規則教導顯著多于男孩；父親對男孩的規則教導和學業支持顯著多于女孩；父母教養投入水平均隨青少年年齡的增長而顯著下降；父母對獨生子女的教養投入水平均顯著高于非獨生子女；主觀家庭社會經濟地位越高，父母教養投入水平越高。