在上一部分，我们着重分析了父亲育儿投入的水平及其影响因素; 在这一部分， 我们将研究父亲育儿投入对青少年发展的影响。

表 4  列出了以十个青少年发展指标为因变量并以三个育儿投入指标为自变量的回归分析结果①。除了三个育儿投入指标以外，模型分析还控制了受访者及其家庭 的基本特征，不过受篇幅所限，表中只汇报了与三个育儿投入指标相对应的回归系  数及其标准误。此外，我们又通过线性回归模型计算了纳入三个育儿投入指标以后  每个模型的 Ｒ² 增加量及其统计检验结果②。同时，为了比较父亲育儿投入与母亲育儿投入的影响之间的差异，我们对二者分别进行了研究，具体结果如表 4 所示。

从表 4  可以发现，首先，我们在仅有控制变量的基础上纳入三个与父亲育儿投入相关的指标以后，所有模型的Ｒ²   都有显著提高。由此可见，父亲育儿投入确实对青少年各方面的发展都有显著影响。其次，对比三个不同维度的父亲育儿投入可以  发现，父亲育儿活动的影响仅在部分因变量上统计显著，相比之下，与子女交流沟   通以及与子女的关系则几乎对所有因变量都有非常显著的影响。由此可知，父亲与   子女的情感交流比单纯提供日常照料更加重要。而从表  3  的分析结果看，情感交流恰恰是很多父亲 ( 特别是社会经济地位较低的父亲和流动儿童的父亲) 在育儿时相对容易忽视的一个环节。最后，对比父亲和母亲的分析结果可以发现，母亲育儿投  入对青少年发展的影响与父亲非常相似①。如果我们将所有模型的  Ｒ² 增量相加，父亲育儿投入的 Ｒ² 增量之和为 24. 44，而母亲育儿投入的 Ｒ² 增量之和为 24. 10，二者几乎完全相同②。总体来看，父亲和母亲对青少年发展具有同等重要的影响。

最后，为了进一步研究父亲育儿投入的影响是否存在性别差异，我们将子女分  男女分别进行了回归分析。从表 5 可以发现，父亲育儿投入对儿子和女儿各方面的发展都有显著影响，但从交互项的统计检验结果看，在某些方面，这种影响确实有  所不同。具体来说，在与子女学业表现、行为表现和交友数量上，父亲对儿子的影  响要略强于女儿，而在其他方面，则不存在明显的性别差异。

投入的水平、影响因素及其对青少年发展的影响。研究发现，在当代中国家庭，虽   然父亲已经在很大程度上参与到育儿活动之中，但他们育儿投入的水平依然明显低  于母亲。子女的性别、年龄、是否为独生子女、户口性质和居住地都对父亲的育儿  投入具有显著影响。除此之外，父亲的育儿投入还受到父母社会经济地位、家庭人  口结构和居住格局的影响。