分擔與兼顧：多元合作育兒視角下母親0—3歲嬰幼兒照護強度的實證研究
——基于江蘇省南通市616份問卷調查

錢雪飛

（南通大學經濟與管理學院，江蘇 南通 226019）

“家庭為主，托育補充”是2019年5月9日國務院辦公廳印發的《國務院辦公廳關于促進3歲以下嬰幼兒照護服務發展的指導意見》中提出的四項基本原則之一，該文件明確指出“人的社會化進程始于家庭，兒童監護撫養是父母的法定責任和義務，家庭對嬰幼兒照護負主體責任。發展嬰幼兒照護服務的重點是為家庭提供科學養育指導，并對確有照護困難的家庭或嬰幼兒提供必要的服務?！笨梢?，當前我國0—3歲嬰幼兒照護已正式進入責任分擔的新階段，相較于去家庭化階段（1949年—20世紀80年代中期）與再家庭化階段（20世紀80年代中期—2019年）[1]，責任分擔階段的主要特征是明確了嬰幼兒照護是家庭與社會的共同職責，家庭是嬰幼兒照護的責任主體。在當前的責任分擔階段，亟需樹立多元合作育兒的新觀念。

本文以0—3歲嬰幼兒母親每天照護嬰幼兒時長作為切入口，在多元合作育兒視角下將0—3歲嬰幼兒母親的照護時間拓展到家人及其社會化照護機構的幫忙與分擔替代，希望由此獲得0—3歲嬰幼兒照護較為全面的信息，以發現現有照護體系存在的問題，為相關決策和公共服務設計提供更多的實證依據。

1 問題的提出與已有研究

在傳統社會中，由于社會生產力不夠發達，以性別為基礎的勞動分工成為社會最基本的分工。勞動性別分工的基本形態表現為：女性負責與人類自身的生產與再生產相關的勞動，如生育、撫育和照顧老人的勞動；男性負責與生存有關的勞動，如打獵、養殖與農耕等[2]。近現代以來，隨著女性教育程度的提高、社會經濟的發展和科學技術的進步，女性已經與男性一樣進入到有酬勞動的領域，但是由于“偉大母愛”的神話，母親育兒的重要作用被進一步強化。女權主義理論認為，“偉大母愛”之贊譽是一種社會建構，大約在19世紀，西方社會開始將母愛神化與系統化，并不斷強調母親作為天生教育家的作用。中國傳統社會強調“子不教，父之過”，但近現代以來也開始強調母親在教育中的作用。各種媒體與報告不斷強調母親對子女成長的重要作用，以及母親“失職”帶來的“母愛剝奪”；而對父愛的缺失稱之為父親缺席，似乎母親要為孩子的一切過錯和過失負責[3]?！皞ゴ竽笎邸钡纳裨挷豢杀苊鈳淼氖乾F實中普遍的“母職焦慮”。

現代社會中，隨著女性走入勞動力市場，傳統上由母親主導的養育模式難以為繼。婦女勞動參與率的不斷提高以及反身性現代化都改變了女性對自身性別角色的定位，使得越來越多的女性開始擺脫傳統性別角色的限制，追求自身價值的實現。在這一過程中，女性對市場風險的規避使得穩定就業成為建立家庭和生育子女的前提[4]。美國統計局出爐了一份關于世界各國勞動參與率的數據報告，當前中國的女性勞動參與率達到了70%[5]，為世界第一。一般來說，0—3歲嬰幼兒照護除了懷孕、哺乳這些無法被取代的任務外，其他照護任務都可由他人分擔?，F實生活中，來自家人尤其是上一代人的幫助大大減輕了嬰幼兒母親的育兒負擔。年輕女性照護嬰幼兒耗時過多，一方面會影響嬰幼兒母親的職業生涯發展；另一方面，由于現代婚姻的不穩定性，生育影響女性的職業生涯發展的累積性風險最后也主要由女性來承擔，這無疑會造成不少女性對生育有所保留，甚至在生育方面知難而退，這也是導致當前全面三孩政策遇冷的部分原因。嬰幼兒母親過于勞累還容易造成情緒不佳，影響家庭和諧，進而對嬰幼兒健康成長不利。因此，社會亟須明確照護嬰幼兒應該是整個家庭與社會的共同職責，盡快樹立合作式育兒觀，以降低照護嬰幼兒對其母親職業發展的負面影響，同時促進家庭和諧，促進嬰幼兒健康成長。

受“男主外、女主內”傳統性別角色分工的影響，學術界相對更關心母親的育兒投入以及父親對家庭的經濟貢獻，而對母親的經濟功能與父親育兒投入的研究則相對不足[6]。隨著更多的母親走入職場，父親也逐漸地開始分擔育兒責任，父親的育兒角色與功能研究逐漸成為西方學者的熱點[7]。經濟合作與發展組織（OECD）對婦女生育與勞動參與的微觀分析發現，男性參與家務勞動緩解了婦女的育兒和工作之間的沖突[8]。有研究發現東亞一些國家的男性較少分擔育兒勞動[9]，在美國父母都工作的家庭中，父親會分擔母親的育兒時間，時間利用往往是父母協商的結果[10]。一項關于瑞典的研究通過父母育兒假的使用情況，說明育兒時間上存在著父母分工[11]。相較于國外，國內僅有少數學者對中國父親的育兒投入進行研究，較早的有徐安琪與張亮基于上海數據的研究[12-13]，近期的則有許琪、王金水基于全國性的數據的研究[14]。近年來，在一些發達國家，祖輩也開始參與到育兒照料中[15-16]。中國也存在同樣的現象。鄒紅等基于中國家庭追蹤調查數據，探討祖輩參與照護與我國女性的供給之間的關系[17]。

在多元合作育兒視角下，探討嬰幼兒母親育兒壓力時有必要拓展到家人及其社會化照護機構的幫忙與分擔替代效應，解決婦女所面對的兼顧家庭與工作的困境時，有必要考慮動員家庭內外的資源幫助婦女分擔育兒時間。國內可以用于深入分析婦女育兒強度及影響因素的微觀數據極為有限，而現有研究中嬰幼兒照護主體往往以婦女或老年人為主，學界在討論化解現實社會中對生育的限制條件時，焦點也大多落在婦女身上，討論產假和育兒假的各種建議時，也往往聚焦于婦女[18-19]。鄭真真在同心圓視角下做了嘗試性研究，然而其研究所基于的數據如作者文中所言，“以本文使用的兩套數據為例，前者缺乏祖父母幫助照料的時間投入，后者缺乏父親照料幼兒的信息，只能勉強拼接成一個相對完整的描述。還有不少調查在收集時間利用信息時，將家務和照料（育兒、照護老人）時間混在一起，影響了對育兒時間的分析研究?！盵20]

2 數據來源與調查對象基本情況

2.1 調研數據說明

本次調查在江蘇省南通市縣區抽樣進行。根據近三年新生0—3歲嬰幼兒出生數量以及南通各縣市區的地域狀況，分別抽取崇川區10個街道、如皋市城區2個街道與3個鄉鎮、通州區城區2個街道與3個鄉鎮，每個街道或鄉鎮各調查30個0—3歲嬰幼兒家庭?？紤]到每個鄉鎮（或街道）衛生服務中心來接種疫苗的嬰兒數可能有多有少，為保證達到不低于600戶的調查總量，實際調查時，要求調研人員在每個衛生服務中心至少要調查30個標準戶數的90%，最多不得超過30個標準戶數的110%。本次調查的是0—3歲以下嬰幼兒照護問題，所以調查對象必須是有此年齡區間的嬰幼兒家庭才能成為調查對象。剔除了部分年齡不屬于此區間的嬰幼兒的家庭以及未填寫嬰幼兒月份大小信息的問卷，最后有效問卷有616份。本論文相關數據都是運用SPSS 26.0 分析軟件對這616份問卷所收集信息進行統計分析的結果。

2.2 被調查家庭父母基本情況

2.2.1 年齡分布

從表1可以看到，本次調查中嬰幼兒父母親年齡均在45歲以下。父母年齡的眾數在25-30歲之間，母親占55.0%，父親占49.2%。經統計，二者的年齡呈現高度的正相關，Gamma相關系數值高達0.902，Sig.值為0.000。值得關注的是，在母親中有6.5%的年齡在35歲以上。經配對樣本均值檢驗，父親的平均年齡為30.4666歲，母親的平均年齡為29.2642歲，二者年齡相差1.2024歲，存在差異性。

表1 嬰幼兒父母年齡的交叉表

2.2.2 文化程度

從表2可以看到被調查家庭嬰幼兒父母的文化程度分布情況，嬰幼兒父母的文化程度整體較高，父母同為大學及以上的占36.9%，父母文化程度呈現高度的正相關，Gamma相關系數值高達0.853，Sig.值為0.000，顯著性水平高。

表2 嬰幼兒父母的文化程度交叉表

2.2.3 是否獨生子女

從表3可以看到，本次調查中嬰幼兒父母都是獨生子女的家庭正好一半；父母都不是獨生子女的家庭占到19.7%，另有30.3%的家庭為單獨家庭。嬰幼兒的父母是否獨生子女，不存在相關性。

2.2.4 戶口狀況

從表4可以看到被調查家庭嬰幼兒父母的戶口分布情況，嬰幼兒父母28.4%都是本地城市戶口，36.5%都是本地農村戶口，2.4%都是外地城市戶口，6.8%都是外地農村戶口，一個農村一個城市戶口的占父母雙方的戶口狀況呈現中等正相關。

表4 嬰幼兒父母的戶口交叉表

2.2.5 職業與單位性質狀況

從表5可以看到本次調查中嬰幼兒父母的職業分布情況，其中最普遍的兩種職業是商業人員與工人，母親這兩種職業合計有31.1%，父親這兩種職業合計42.9%。經統計，嬰幼兒父母的職業呈現高度的正相關。

表5 嬰幼兒父母的職業交叉表

從表6可以看到本次調查中嬰幼兒父母的單位性質分布情況。其中嬰幼兒父母單位性質排第一位的都是企業，父親的占32.9%，母親的占24.9%；父親第二位的單位性質是事業單位，占18.8%，母親排第二位的單位性質是自由職業，占23.0%。經統計，嬰幼兒父母的單位性質也呈現較高程度的正相關。

表6 嬰幼兒父母的單位性質交叉表

2.3 被調查家庭0—3歲嬰幼兒與生育孩子的基本情況

2.3.1 生育子女數

在被調查的616戶家庭中，目前生育子女數為1個的有351戶，占57.0%，其中獨生女的168戶，獨生兒子的有183戶；生育子女數為兩個的，有254戶，占41.2%，其中一兒一女的有138戶，兩個兒子的有48戶，兩個女兒的有68戶；生育子女數為3個的僅有10戶，占1.6%，其中，3個女兒的有1戶，3個兒子的也僅有2戶，兩女一男的5戶，兩男一女的也僅有2戶。另有1戶生有4個子女，為3女1男。

2.3.2 生育意愿情況

在被調查的616戶人家中，打算只生育1個孩子的共278戶，占45.1%；打算生2個孩子的共322戶，占52.3%；打算生育3個的共14戶，占2.3%；打算生育4個的共1戶，占0.2%；還有1戶人家未回答，占0.2%。經統計，這616戶家庭的生育意愿數與目前已有子女數之間高度正相關，相關系數為0.774，Sig.=0.000。

2.3.3 嬰幼兒月份分布

經統計，本次調查的616個0—3歲嬰幼兒家庭中，12個月及以下的嬰幼兒家庭共400戶，占64.9%；13到24個月的嬰幼兒家庭共154戶，占25.0%；另外還有62戶嬰幼兒在25到36個月之間，占10.1%。從表7中可以看到這些0—3歲嬰幼兒月份數與家庭子女數交叉的分布情況。

表7 0—3歲嬰幼兒月份數與家庭子女數交叉表

3 結果分析

3.1 嬰幼兒母親育兒強度：總體特征與內部差異

3.1.1 總體特征

與其他參與嬰幼兒照護的家庭成員相比較，嬰幼兒母親參與嬰幼兒照護具有以下幾方面特征：

(1)照護參與率最高

將現在每天照護0—3歲嬰幼兒時間明確為不是零小時的，統計為參與照護，從表8可以看到，明確表示自己參與嬰幼兒照護的人數的百分比，母親為99.0%，父親為77.5%，外公是29.3%；外婆為47.2%；祖母為68.8%；祖父為36.4%。由此可見，母親照護嬰幼兒參與率在家庭成員中名列第一，比排名第二的嬰幼兒父親要高21.5%。

表8 家庭不同成員每天照護0—3歲嬰幼兒時長

(2)照護絕對強度最大

本研究中用每天參與照護嬰幼兒的時長作為參與絕對強度的衡量指標。從表8可以看到，嬰幼兒母親每天照護的平均時間最多，嬰幼兒照護絕對參與強度最大，每天長達14.25小時，眾值在21—24小時這一組，有241人，39.2%的嬰幼兒母親每天照護平均時間在21—24小時之間；奶奶的照護時長第二，為9.67小時；外婆的照護時長排第三，為6.42小時；父親的照護時長排第四，為4.51小時；爺爺的照護時長排第五，為2.78小時；外公的照護時長排第六，為2.26小時。

母親照護時長呈左偏平峰分布，以均值為集中趨勢，母親照護時長有一定程度的低估，而父親、奶奶、外公、外婆的照護時長呈右偏分布，以均值作為集中趨勢，有一定程度的高估。另外，標準差及離異系數表明，離散程度從高到低分別是爺爺、外公、外婆、父親，最小是奶奶與母親。

(3)照護相對強度最高

經統計，所有家庭成員參與照護的平均時長為6.6483333小時，用家人每天照護嬰幼兒的時長與所有家庭成員每天平均照護嬰幼兒的平均時長相比，可以得到各自參與嬰幼兒照護的相對強度。經計算，母親的相對參與強度第一，為214.34%；奶奶第二，為145.45%；外婆第三，為96.57%；父親第四，為67.83%；爺爺第五，為41.81%；外公第六，為33.99%。

3.1.2 內部差異性

（1）自身因素與育兒強度

從表9可以看到，個人及母親工作單位因素中，母親文化程度、母親是否為獨生子女、母親戶口性質、母親工作單位性質、母親職業性質、母親戶口性質、母親每月收入、母親是否因照顧孩子調到閑職等七個控制變量對母親每天照護0—3歲嬰幼兒時長產生了顯著性影響，而其他控制變量的不同測量水平下，母親每天照護時長不存在差異性。

表9 母親個人及單位因素對母親每天照護嬰幼兒時長影響的單因素方差分析

從表10可以看到0—3歲嬰幼兒母親每天照護時長內部差異性的具體表現。各相關控制變量與嬰幼兒母親每天照護時長之間的具體關系分析如下：

表10 控制變量不同測量水平下母親每天照護嬰幼兒的平均時長（單位：小時）

第一，嬰幼兒母親文化程度越低，每日照護時長越長。從表10可以看到，隨著文化程度從小學、初中、高中、大專到大學及以上，嬰幼兒母親每天照護嬰幼兒的平均時長越來越短，小學文化程度比大學及以上文化的嬰幼兒母親每天平均照護時長要多6.5小時，高56.5%。將母親文化程度與母親每日照護嬰幼兒時長做相關分析，Eta系數=-0.308，顯著性水平Sig.=0.000，可知二者之間為負相關關系，即母親文化程度越低，每日照護嬰幼兒時長越長。

第二，嬰幼兒母親為非獨生子女的，每日照護嬰幼兒時間更多。表10統計數據表明，母親為非獨生子女的，其嬰幼兒照護時長比母親為獨生子女的要長2.83小時，高21.4%。經統計，Eta系數=0.165，顯著性水平Sig.=0.013，母親是否為獨生子女與母親每日照護嬰幼兒時長存在相關關系。

第三，嬰幼兒母親的戶口性質不同，每日照護嬰幼兒時長存在差異。從表10統計數據可看到，嬰幼兒母親戶口性質為外地農村戶口的，每日照護嬰幼兒的時間最長；戶口性質為外地城市戶口與本地農村戶口的，每日照護時長其次；而戶口為本地城市戶口的，每日照護時長最短。外地農村戶口的比本地城市戶口的要長6.5小時，多52.3%。經統計，Eta系數=0.221，顯著性水平Sig.=0.024，母親的戶口性質與每日照護嬰幼兒時長存在相關關系。

第四，嬰幼兒母親的工作單位性質不同，每日照護嬰幼兒時長也存在差異。

有必要說明的是，雖然工作單位性質是“其他”的母親每日照護嬰幼兒時長最長，但因為“其他”的具體情況不是很清楚，所以，這里主要是比較工作單位性質是“其他”之外的其他幾類。 從表10數據中可看到，“其他”工作單位性質之外，自由職業的母親每日照護嬰幼兒時長最長，母親工作單位是企業的，每日照護嬰幼兒時長最少，兩者相差4.9小時，差45.4%。經統計，母親的工作單位性質與每日照護嬰幼兒時長存在相關關系，Eta系數=0.305，顯著性水平Sig.=0.000。

第五，嬰幼兒母親的職業不同，每日照護嬰幼兒時長存在差異。從表10可看到，母親職業為農民，每日照護嬰幼兒時長最長，達19.92小時，而母親職業為醫生，每日照護嬰幼兒時長最短，為9.93小時，二者相差9.99小時，差100.6%。經統計，母親的職業與每日照護嬰幼兒時長存在相關關系，Eta系數=0.214，顯著性水平Sig.0=0.000。

綜上可看到，嬰幼兒母親個人及單位因素中，母親文化程度、母親是否為獨生子女、母親戶口性質、母親工作單位性質、母親職業性質等5個控制變量對母親每天照護0—3歲嬰幼兒時長產生了顯著性影響，在這5個控制變量的不同測量水平下，母親每天照護時長存在差異性，而且這5個控制變量與嬰幼兒母親每天照護時長也都存在相關關系。

（2）嬰幼兒出生月份數與育兒強度

孩子是母親照護的主要對象，在本調查中，主要調查了三個相關變量：家庭中的子女總數、兒童數量以及0—3歲嬰幼兒出生月數。經統計，僅嬰幼兒出生月數這一個變量與嬰幼兒母親每天照護嬰幼兒時長存在負相關關系，Pearson R系數=-0.123，Sig.=0.003；將嬰幼兒母親每天照護嬰幼兒時長作為因變量，將嬰幼兒出生月數分組作為控制變量，做ANOVA單因素分析，顯著性水平Sig.值＝0.040小于0.05，這證明嬰幼兒出生月份數越大，相對嬰幼兒母親每天照護嬰幼兒的時長要短些。具體照護時長參見表11。

表11 嬰幼兒出生月份分組與嬰幼兒母親每天照護時長

3.2 分擔效應：家庭照護與社會化照護的影響

3.2.1 家庭主要照護模式與嬰幼兒母親每天照護時長

對嬰幼兒母親每天照護時長進行獨立樣本T檢驗，研究不同照護模式下嬰幼兒母親每天照護時長的差異性情況，統計結果見表12。

表12 家庭主要照護模式與母親每天照護0—3歲嬰幼兒的時長

由表12可以看到以下兩點：

第一，總體來看，在主要由母親照護時，母親平均每天照護時長最長，為15.95小時，排第1位；在主要由父親、外公照護模式下，嬰幼兒母親平均每天照護嬰幼兒時長平均為14.25小時，并列第2位；而在主要由奶奶照護時，母親平均每天照護時長為12.41小時，排第3位；在主要由外婆照護時，母親平均每天照護時長為12.39小時，排第4位；在主要由爺爺照護時，母親平均每天照護時長為11.61小時，總排名為第5位。

第二，家庭照護模式下，在主要由父親、外公照護模式下，選擇與未選擇該模式，嬰幼兒母親每天照護時長沒有差異，即都在平均照護時長14.25小時左右；但在主要由母親、奶奶、爺爺、外婆照護下，母親每天照護0—3歲嬰幼兒的時長都縮短了。

3.2.2 家人照護嬰幼兒時長與嬰幼兒母親每天照護嬰幼兒時長

將嬰幼兒父親、祖父、祖母、外公、外婆每日嬰幼兒照護時長加總，得到嬰幼兒母親之外家人每天總的嬰幼兒照護時長，將此及嬰幼兒父親、祖父、祖母、外公、外婆各自每日嬰幼兒照護時長等變量與嬰幼兒母親每日嬰幼兒照護時長進行相關分析，從表13可以看到，父親每天照護0—3歲嬰幼兒的時長與母親每天照護時長兩者之間存在正相關關系，相關系數R=0.210，顯著性水平Sig.值=0.000；祖母每天照護時長與母親每天照護時長兩者之間存在負相關關系，相關系數R=-0.140，顯著性水平Sig.值為0.001；而祖父、外公及外婆每日照護時長、嬰幼兒母親外家人每日總的照護時長與母親每日照護時長之間并不存在相關關系。從表13的單因素方差分析結果顯示，嬰幼兒母親之外家人每天總的嬰幼兒照護時長、嬰幼兒父親、祖母每日的嬰幼兒照護時長對嬰幼兒母親每日照護時長有影響。

表13 家人參與嬰幼兒照護時長對母親每天嬰幼兒照護時長影響的單因素方差分析

3.2.3 家庭照護類型多元化程度與嬰幼兒母親每天照護時長

將不同的照護方式加總，得到各個家庭的照護類型多元化程度。經統計，這次被調查的家庭中，占比最高的是兩種照護，有233戶家庭，占37.8%；占比第二多的是一種照護，有142種，占23.1%，即60.9%的家庭只擁有一至兩種照護類型；占比第三多的是三種照護，有104戶，占16.9%；即四分之三的家庭只擁有三種及以下的照護類型。此外，有4類照護類型的是87戶家庭，占14.1%；5類照護類型的有19戶家庭、占3.1%；6類照護類型有27戶家庭，占4.4%；7類照護類型的有4戶家庭，占0.6%。這616個家庭平均照護類型是2.5195種，中值是2，眾值也是2，標準差是1.35776種。變異系數是53.89%。

將母親每天照護0—3歲嬰幼兒的時長作為觀測變量，將嬰幼兒照護類型總數作為控制變量，進行單因素方差分析，F值=2.723，顯著性水平Sig.值=0.009?？梢?，嬰幼兒照護類型總數對嬰幼兒母親每天照護時長產生顯著性影響。對嬰幼兒照護類型總數與嬰幼兒母親每天照護時長進行交叉相關分析，R系數=-0.132，顯著性水平Sig.值=0.001，可見嬰幼兒每天照護時長與嬰幼兒照護類型多元化程度存在負相關關系，從表14的統計數據可看到，照護類型在三類及以下，嬰幼兒母親照護時長高于平均水平14.25小時；而照護類型多于三類時，嬰幼兒母親照護時長低于平均水平。

表14 不同照護類型總數下母親每天照顧孩子的時長

3.2.4 家人參與照護總類型越多元化且越長時間參與照護，母親打算辭職時長越少甚至不打算辭職

經統計，家人參與照護的總類型與母親打算辭職時長之間存在負相關關系，Gamma=-0.147，Sig.值=0.002，說明家人越多地參與照護0—3歲嬰幼兒，母親打算辭職時間越少甚至不打算辭職。此外，將母親之外其他家人照護嬰幼兒的時長相加，得到母親之外所有其他家人照護嬰幼兒的總時長，將此與母親打算辭職時長進行相關分析，Gamma=-0.246，Sig.值=0.000，說明家人越長時間地參與照護0—3歲嬰幼兒，母親打算辭職時間也越少甚至不打算辭職?？梢娂胰藚⑴c照護嬰幼兒對嬰幼兒母親育兒與勞動參與之間的矛盾具有一定的緩解作用。

3.2.5 社會化照護現狀與嬰幼兒母親每天照護時長

從表15可以看到，當被調查家庭選擇了如請保姆、送早教機構、由公辦幼托班、民辦幼托班老師照顧等社會化照護模式時，與被調查家庭沒有選擇社會化照護模式時，0—3歲嬰幼兒母親每天照護的時長都有所縮短。

表15 社會化照護與嬰幼兒母親每天照護時長

但在總體推論時，即母親每天照護0—3歲嬰幼兒的時長卻沒有因為有無選擇社會化照護而有差異，經檢驗，都在平均照護時長14.25小時左右。將社會化機構每日照護嬰幼兒時長作為控制變量，對嬰幼兒母親每日嬰幼兒照護時長進行單因素方差分析，顯著性水平為0.865，大于0.05，這表明社會化機構每日照護嬰幼兒時長對嬰幼兒母親照護時長沒有影響。對社會化機構每日照護嬰幼兒時長與嬰幼兒母親每日照護時長進行相關分析，R=-0.029，Sig.值=0.475，結果也表明二者不相關?？梢?，當前家庭選擇或未選擇嬰幼兒社會化照護，母親每日的照護時長沒有差異。這與在所有被調查家庭中僅極少數家庭選擇社會化照護且社會化照護時長很短有關。

3.3 影響因素：三維視角下育兒強度的回歸分析

通過以上分析可看到，嬰幼兒母親個人及單位因素、照護嬰幼兒因素、母親外其他家人照護嬰幼兒確實影響著母親嬰幼兒照護的時長。但各方面的因素究竟對嬰幼兒母親每日嬰幼兒照護時長的影響程度如何，本文將通過多元回歸分析法進行分析，回歸結果見表16，可得到以下回歸方程：

表16 對0—3歲嬰幼兒母親每天照護嬰幼兒時長的多元線性回歸分析

嬰幼兒母親每日照護嬰幼兒時長=6.921+9.668*主要由母親照顧—3.841*主要由父親照顧—2.160*主要由奶奶照顧+0.260*父親每天照護時長—0.108*嬰幼兒已出生月份數+0.597*母親工作單位性質—3.652*主要由保姆照顧。

從該回歸方程中可以看到，一個家庭中嬰幼兒母親參與照護時長主要受該家庭嬰幼兒出生月份數、嬰幼兒照護是否主要由母親照護、是否主要由父親照護、是否主要由奶奶照護、是否由保姆照顧、父親每日照護時長以及母親工作單位性質這七個變量的影響。家庭中0—3歲嬰幼兒主要由保姆照顧，嬰幼兒母親每天可減少3.652小時的照護時長；如果嬰幼兒主要由奶奶照顧，嬰幼兒母親可每天減少2.160小時的照護時長；嬰幼兒主要由父親照顧，可減少3.841小時，同時再加上父親每日照護時長*0.260；嬰幼兒每大1個月，嬰幼兒母親每天減少0.108小時的照護時長，同時還受母親工作單位性質的影響。

3.4 兼顧困境：育兒強度與職業發展、收入

經統計，本次調查中有327個被調查家庭、占53.1%的家庭照護0—3歲嬰幼兒面臨的主要難題是嬰幼兒母親照護孩子所花時間與精力太多，影響母親職業發展；有227個被調查家庭、占36.9%的家庭面臨的主要難題是嬰幼兒母親要辭職照護嬰幼兒，致使家庭收入變少。

表17是嬰幼兒母親打算辭職不同時長情況下母親每天照護嬰幼兒的時長統計，從此表可以看到，0—3歲嬰幼兒母親中不打算辭職的僅41.7%，打算辭職三年以內的高達42.6%，可見照護嬰幼兒對嬰幼兒母親的職業發展影響很大，嬰幼兒母親在育兒與勞動參與之間存在沖突，并進而影響家庭收入。

表17 0—3歲嬰幼兒母親打算辭職不同時長情況下母親每天照護嬰幼兒時長

對嬰幼兒母親每天照護嬰幼兒時長與打算辭職時長、月收入、工作是否調到閑職、家人參與嬰幼兒照護的總類型與總時長等變量進行交叉分析，結果如下：

3.4.1 嬰幼兒母親每天照護嬰幼兒時長越長，其打算辭職時間就越長

從表17數據還可看到，母親每天照護0—3歲嬰幼兒時長越長，其打算辭職的時間就越長。將母親每天照護嬰幼兒時長作為自變量，母親打算辭職時長作為因變量，二者做相關分析，Eta系數=0.411，Sig.值=0.000，母親每天照護嬰幼兒時長與母親打算辭職時長之間存在相關關系。

3.4.2 嬰幼兒母親每天照護嬰幼兒時長越長，其工作越有可能調到閑職

經統計，母親工作是否調到閑職與每日照護嬰幼兒時長存在相關關系，Eta系數=0.153，顯著性水平Sig.=0.015。從前文表10可看到，嬰幼兒母親工作調到閑職，每天照護嬰幼兒時長要比未調到閑職的要多3.01小時，相差22.78%。

3.4.3 嬰幼兒母親每天照護嬰幼兒時長越長，其每月收入越低

經統計，嬰幼兒母親每月收入與其每日照護嬰幼兒時長呈現負相關關系，R系數=-0.139，顯著性水平Sig.=0.002，嬰幼兒母親每天照護0—3歲嬰幼兒時長就越長，其收入水平越低。

4 研究啟示：小結與討論

4.1 破除母職神話，樹立新型合作育兒觀，降低0—3歲嬰幼兒母親照護嬰幼兒強度過大對其職業發展及其收入的負面影響

本研究表明，0—3歲嬰幼兒母親每天照護時長在所有家人中無論絕對強度還是相對強度都最高，且每天照護時長越長，打算辭職時長越長，收入更低，可見嬰幼兒照護家庭壓力在嬰幼兒母親身上體現得最為集中、顯著。本研究實證數據還表明，家人參與照護總類型越多且越長時間參與照護，嬰幼兒母親照護時長越短，且打算辭職時長越短甚至不打算辭職?？梢?，家人參與育兒可部分緩解嬰幼兒母親育兒與工作之間的沖突與矛盾。政府、社會應多路徑地加強合作式育兒觀的宣傳與教育，盡快破除“照護嬰幼兒主要是母親的職責”這一母職神話，明確照護嬰幼兒應該是整個家庭與社會的共同職責，樹立合作式育兒觀，以降低嬰幼兒母親的照護強度，減少因照護強度過高對其職業發展及其收入的負面影響。

4.2 提升嬰幼兒父親獨立照護嬰幼兒能力，促進父親積極參與嬰幼兒照護

本次調查中，0—3歲嬰幼兒父親參與照護嬰幼兒的時長與嬰幼兒母親的照護時長之間存在一定的正相關關系，但若主要由父親照護，則可減少母親照護時長。由此可見，嬰幼兒父親是否具有獨立照護嬰幼兒的能力是決定嬰幼兒父親照護能否分擔嬰幼兒母親照護強度的關鍵?？稍诂F實中，不少嬰幼兒父親較少參與嬰幼兒照護，一方面是因為根本不想參與，他們一般還抱有照護嬰幼兒主要是嬰幼兒母親職責的傳統育兒觀；另一方面是因為缺乏獨立照護嬰幼兒的能力。為此，有必要在更新觀念的同時，注重培育嬰幼兒父親的獨立育兒能力，促進現實中大量存在的“喪偶式”育兒走向嬰幼兒父母“合作式”育兒。嬰幼兒父母可以根據雙方的個人特質在嬰幼兒照護事務上進行具體分工和合作，這樣既減輕嬰幼兒母親的照護壓力，又可以讓嬰幼兒父親發揮在育兒方面的無可替代的獨特作用，使嬰幼兒更加健康成長。

4.3 建立彈性退休制度與配套支持政策，發揮祖輩照護孫輩的積極性

本次調研中，明確表示參與0—3歲嬰幼兒照護的人數，祖母為68.8%、外婆為47.2%、祖父為36.9%、外公是29.3%。從前文表8還可看到他們各自的平均照護時長。中國人具有強烈的香火意識，雙向反饋式的親子模式使不少老年父母在成年子女照護嬰幼兒較為困難的情況下，不管是自愿抑或是無奈，加入到了照護孫輩的行列中。但他們也面臨多重問題，如更上一代老年父母的養老、自身的身體健康問題、仍未退休等問題，因此在支持祖輩參與嬰幼兒照護方面，一方面不宜道德綁架老年人，照護孫輩并非他們的義務；另一方面，他們中愿意且有精力幫助成年子女照護孫輩的，社會應盡量給予方便與支持，比如建立彈性退休制度與其他配套支持政策，這樣老年人與成年子女的關系變得更加密切了，老年人實現了老有所為，同時其照護經驗也有了發揮作用的場所。

4.4 回應社會需求，大力發展社會化照護體系，減輕家庭照護壓力

本次調查中，66.1%的被調查家庭最期待的0—3歲嬰幼兒照護體系是以家庭照護為主、社會能提供相應支持與幫助。另有17.7%的家庭希望依托社區，建立嬰幼兒照護機構，有專業服務，同時方便接送孩子；7.3%的家庭希望依托工作單位，建立嬰幼兒照護機構，方便帶孩子上下班；4.9%的家庭希望依托現有的公辦幼兒園，前延辦幼托班，具有專業保證；2.9%的家庭希望依托市場化的專業照護體系，如民辦早教機構、托幼所；還有0.5%的家庭希望依托現在的保姆市場，提供上門或住家的嬰幼兒照護服務，即合計三分之一的家庭希望各種類型的社會化照護；但僅6.6%的家庭接受社會化照護，且這些家庭每天平均接受社會化照護時長僅4.25657895小時。而有資料顯示0—3歲嬰幼兒在各類托幼機構中的入托率，西方發達國家基本達到50%以上[21]，新加坡更是達到90%以上。我國應回應社會需求，大力發展社會化照護體系，以減輕家庭嬰幼兒照護壓力。