郭筱琳 秦 歡 羅 良,2

(1 北京師范大學(xué)中國基礎(chǔ)教育質(zhì)量監(jiān)測協(xié)同創(chuàng)新中心，北京 100875) (2 北京師范大學(xué)發(fā)展心理研究院，北京 100875)

1 引言

孝道是中國古代社會的根本道德標準，也是當(dāng)代中國人生活的重要價值規(guī)范和行事標準（葉光輝, 楊國樞, 2009）。代際傳遞是孝道得以延續(xù)的核心機制（Sch?npflug, 2001），家庭作為這一過程的基本單位，在個體孝道信念的形成中發(fā)揮著重要作用，尤其是在道德認知發(fā)展由他律向自律轉(zhuǎn)變的小學(xué)階段。由此，在小學(xué)生中探討父母與子女孝道信念的關(guān)系，對個體道德觀念的培養(yǎng)以及中國傳統(tǒng)文化的傳承具有重要意義。

葉光輝等人基于現(xiàn)代社會中親子關(guān)系的雙元特性，提出了雙元孝道模型（Yeh & Bedford, 2003）。相互性孝道源于親子在日常互動中的情感積累，反映了子女對父母自發(fā)的親密感情和感激。權(quán)威性孝道源于個體對社會角色規(guī)范與階級制度的服從，反映了子女的社會責(zé)任與義務(wù)。研究發(fā)現(xiàn)，盡管現(xiàn)代社會中兩種孝道同時存在，但由于相互性孝道與現(xiàn)代社會中強調(diào)平等和以情感為基礎(chǔ)的關(guān)系模式更為適應(yīng)，因此相互性孝道的社會認同度高于權(quán)威性孝道（陳滔, 卿石松, 2019; 李啟明, 陳志霞, 2016）。

個體早期文化信念的形成主要源于父母的“垂直社會化”（Baumerind, 1966）。已有個別研究證實了孝道信念的代際傳遞性（陳滔, 卿石松,2019; 李啟明, 陳志霞, 2016; 李啟明, 陳志霞, 徐海燕,2016），即父母相互性孝道、權(quán)威性孝道可分別顯著預(yù)測子女相互性孝道、權(quán)威性孝道。然而，在孝道的傳遞效應(yīng)上，研究結(jié)果不一致。首先，李啟明和陳志霞的研究發(fā)現(xiàn)，相互性孝道的代際傳遞效應(yīng)大于權(quán)威性孝道，而陳滔和卿石松的研究結(jié)果則呈現(xiàn)出相反的趨勢。此外，李啟明等人的研究發(fā)現(xiàn)，相互性孝道在母子間傳遞性更強，而權(quán)威性孝道在父子間傳遞性更強，陳滔和卿石松的研究則發(fā)現(xiàn)，母親在兩種孝道的傳遞性上均強于父親。

上述研究結(jié)果的不一致可能與兩點局限有關(guān)。第一，孝道是家庭功能健全運作的基礎(chǔ)（葉光輝,曹惟純, 2014），而在不同的家庭結(jié)構(gòu)中，能夠有效維持家庭秩序的行事準則有所不同（Minuchin,1974）。因此，家庭結(jié)構(gòu)可能影響家庭中得以適應(yīng)并被延續(xù)的孝道信念類型。核心家庭人口少、成員間關(guān)系簡單，平等性和親密度更高，情感滿足在家庭功能中占主導(dǎo)（張廣利, 馬子琪, 趙云亭,2018），因此，相互性孝道可能在核心家庭中適用性更強。而在代際關(guān)系更為復(fù)雜的三代家庭中，成員間出現(xiàn)矛盾的可能性更高，此時服從地位尊者或年齡長者的行為規(guī)范是一種快速且有效的解決之道（葉光輝, 曹惟純, 2014）。因此，權(quán)威性孝道可能在三代家庭中有一定的適用性。而上述研究均未關(guān)注家庭結(jié)構(gòu)。第二，盡管上述研究比較了父親與母親的獨特作用，但“父子”與“母子”組合不完全取樣于同一家庭。依據(jù)家庭系統(tǒng)理論（Cox & Paley, 2003），家庭成員間相互聯(lián)系且相互制約，不應(yīng)脫離其他成員而單獨研究“父子”或“母子”子系統(tǒng)。因此，本研究的第一個目的是以家庭為單位，探討父親、母親與小學(xué)生的孝道信念的關(guān)系，并比較這種關(guān)系在核心與三代家庭間的異同。

發(fā)展位置理論指出，在父母文化信念影響幼兒發(fā)展的過程中，父母教育實踐是橋梁（Super &Harkness, 1986）。父母教育實踐表現(xiàn)在方式和行為兩個方面。李啟明等人（2016）的研究證實，父母教養(yǎng)方式可部分中介父母與子女孝道信念的關(guān)系。然而，尚未有研究探討教育實踐行為在孝道信念代際傳遞中的作用。父母教育卷入是教育實踐行為的重要表現(xiàn)，指的是父母參與子女學(xué)習(xí)活動的行為（羅良, 2011）。一方面，父母教育卷入受父母意圖社會化子女的價值觀的影響（Kikas, Tulviste, &Peets, 2014）。研究指出，父母高度參與教育與中國孝文化所強調(diào)的長輩對晚輩的管教責(zé)任有關(guān)（Lin & Fu, 1990）。另一方面，父母教育卷入程度越高，意味著父母在養(yǎng)育過程中的付出越多，這可能引發(fā)子女強烈的感激之情或責(zé)任感。研究表明，父母對子女學(xué)業(yè)表現(xiàn)的反饋越多，青少年的孝道信念水平越高（Chow & Chu, 2007）。因此，父母教育卷入可能在父母與小學(xué)生的孝道信念的關(guān)系間起中介作用。此外，從家庭結(jié)構(gòu)的角度看，三代家庭的父母教育活動還受祖輩的影響（林曉雯, 1999）。因此，三代家庭中父母孝道信念對教育卷入的作用及教育卷入對子女孝道信念的作用可能與核心家庭有所不同?；诖?，本研究的第二個目的是探討父母教育卷入是否中介父母與小學(xué)生的孝道信念的關(guān)系，并比較中介機制在核心與三代家庭間的異同。

綜上，本研究擬在核心與三代家庭中分別考察父母與小學(xué)生的孝道信念的關(guān)系，以及父母教育卷入在孝道信念代際傳遞中的中介作用。

2 研究方法

2.1 研究對象

選取北京市5 所小學(xué)的648 名六年級學(xué)生及其父母為研究對象。學(xué)生問卷在班級內(nèi)集體施測，父親、母親問卷由學(xué)生帶回家中，要求父母分別填寫。三份問卷均填答有效的家庭共588 個。家庭結(jié)構(gòu)以與孩子共同居住的家人為依據(jù)進行劃分。剔除父母一方或雙方未與孩子共同居住的16 個家庭后，最終有效數(shù)據(jù)為572 份。其中，父母與孩子共同居住的核心家庭342 個，父母以及（外）祖父母與孩子共同居住的三代家庭230 個。小學(xué)生平均年齡11.74±0.35 歲，其中男生302 名，女生270 名。父親平均年齡41.37±4.74 歲，母親平均年齡38.88±3.87 歲。

2.2 研究工具

2.2.1 孝道信念量表

采用Yeh 和Bedford（2003）編制的雙元孝道量表。該量表分為相互性孝道與權(quán)威性孝道兩個維度，各8 個項目。采用李克特6 點計分（1 表示“完全不重要”，6 表示“完全重要”）。

本研究對該量表進行了修訂。首先，鑒于權(quán)威性孝道中“為了傳宗接代，子女至少生一個兒子”項目與數(shù)據(jù)采集時的社會情況不相符，故刪除。其次，通過訪談發(fā)現(xiàn)，相互性孝道中“父母去世，不管住得多遠，都要親自奔喪”項目不被理解，故刪除。此外，探索性因素分析發(fā)現(xiàn)，小學(xué)生樣本中，權(quán)威性孝道中“無論父母交代什么事，子女都立刻去做”項目在雙因子上載荷均高于0.40，故刪除。驗證性因素分析結(jié)果表明，修訂后的量表在父親、母親及小學(xué)生樣本中均具有良好的結(jié)構(gòu)效度。本研究中，相互性孝道和權(quán)威性孝道的Cronbach’s α 系數(shù)在父親樣本中分別為0.87 和0.78，在母親樣本中分別為0.87 和0.76，在小學(xué)生樣本中分別為0.86 和0.83。

2.2.2 父母教育卷入量表

采用吳藝方、韓秀華、韋唯和羅良（2013）編制的小學(xué)生父母教育卷入行為量表，包括家庭監(jiān)控、學(xué)業(yè)輔導(dǎo)、親子溝通、共同活動和家校溝通五個維度?？紤]到家校溝通是父母與教師交互為主，不易被子女感知，本研究保留前四個維度，共23 個項目，采用李克特4 點計分（1 表示“從不”，4 表示“總是”）。本研究中，父親、母親樣本的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.93 和0.91。

2.2.3 父母教養(yǎng)方式量表

采用Robinson，Mandleco，Olsen 和Hart（2001）編制，Wu 等人（2002）修訂的簡版父母教養(yǎng)方式量表，共17 個項目，分為專制教養(yǎng)和權(quán)威教養(yǎng)兩個維度，采用李克特4 點計分（1 表示“從不”，4 表示“總是”）。本研究中，專制教養(yǎng)和權(quán)威教養(yǎng)的Cronbach’s α 系數(shù)在父親樣本中分別為0.89 和0.90，在母親樣本中分別為0.91 和0.85。

2.2.4 家庭社會經(jīng)濟地位

采用父親、母親受教育水平和家庭年收入作為顯性指標抽取潛變量來代表家庭社會經(jīng)濟地位。

2.3 數(shù)據(jù)分析

采用SPSS19.0 進行描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析，采用Mplus7.11 構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗

采用Harman 單因子檢驗法進行共同方法偏差檢驗。父親問卷共析出10 個特征根大于1 的因子，第一個因子的解釋率為24%，低于臨界值40%。母親問卷共析出12 個特征根大于1 的因子，第一個因子的解釋率為22%，低于臨界值40%。故本研究不存在嚴重的共同方法偏差。

3.2 描述性統(tǒng)計及相關(guān)分析

表1 分別列出了核心與三代家庭中各變量的描述性統(tǒng)計及相關(guān)分析結(jié)果。獨立樣本t檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，僅在父親教育卷入（t=2.29,p＜0.05）和母親受教育水平（t=?2.54,p＜0.05）上，兩類家庭存在顯著差異。相關(guān)分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，核心與三代家庭中，父親、母親、子女的相互性孝道均與其自身的權(quán)威性孝道顯著正相關(guān)，且父親的相互性孝道、權(quán)威性孝道分別與母親的相互性孝道、權(quán)威性孝道顯著正相關(guān)。但在父母孝道信念、父母教育卷入和子女孝道信念的相關(guān)關(guān)系上，核心與三代家庭間有所不同。此外，子女性別、父親受教育水平、母親受教育水平、家庭年收入、父母教養(yǎng)方式與部分核心變量相關(guān)顯著，后續(xù)分析中將進行控制。

3.3 父母與子女的孝道信念的關(guān)系

以父親、母親的孝道為自變量，子女的孝道為因變量，分別在核心與三代家庭中構(gòu)建模型（見圖1）。結(jié)果表明，核心與三代家庭中，數(shù)據(jù)對模型擬合情況均良好。核心家庭，χ2/df=1.79，CFI=0.94，TLI=0.93，RMSEA=0.05；三代家庭，χ2/df=1.50，CFI=0.95，TLI=0.94，RMSEA=0.05。

核心家庭中，母親相互性孝道顯著正向預(yù)測子女相互性孝道，母親權(quán)威性孝道顯著負向預(yù)測子女相互性孝道，見圖1（a）。三代家庭中，父親權(quán)威性孝道顯著正向預(yù)測子女相互性孝道和子女權(quán)威性孝道，母親相互性孝道顯著正向預(yù)測子女相互性孝道，母親權(quán)威性孝道顯著負向預(yù)測子女相互性孝道，見圖1（b）。

3.4 父母教育卷入的中介作用

在父母孝道對子女孝道的直接作用模型的基礎(chǔ)上，增加父母教育卷入作為中介變量（見圖2）。結(jié)果表明，核心與三代家庭中，數(shù)據(jù)對模型擬合情況均良好。核心家庭，χ2/df=1.75，CFI=0.93，TLI=0.92，RMSEA=0.05；三代家庭，χ2/df=1.47，CFI=0.94，TLI=0.93，RMSEA=0.05。

核心家庭中，父親相互性孝道顯著正向預(yù)測父親教育卷入，但父親教育卷入對子女孝道信念的預(yù)測作用不顯著；母親相互性孝道、母親權(quán)威性孝道分別顯著正向、負向預(yù)測母親教育卷入，母親教育卷入對子女相互性孝道有顯著正向預(yù)測作用，見圖2（a）。三代家庭中，父親相互性孝道顯著正向預(yù)測父親教育卷入，但父親教育卷入對子女孝道信念的預(yù)測作用不顯著；母親相互性孝道顯著正向預(yù)測母親教育卷入，母親教育卷入顯著正向預(yù)測子女相互性孝道，見圖2（b）。

采用偏差校正非參數(shù)百分位Bootstrap 法重復(fù)抽樣3000 次對中介效應(yīng)的顯著性進行檢驗。核心家庭中，母親教育卷入在母子相互性孝道的關(guān)系間中介作用顯著，效應(yīng)量為0.05，95%CI[0.00,0.11]，占總效應(yīng)的27%，且母親教育卷入在母親權(quán)威性孝道與子女相互性孝道的關(guān)系間中介作用顯著，效應(yīng)量為?0.04，95%CI[?0.12, ?0.00]，占總效應(yīng)的22%；三代家庭中，母親教育卷入在母子相互性孝道的關(guān)系間中介作用顯著，效應(yīng)量為0.04，95%CI[0.01, 0.13]，占總效應(yīng)的27%。

4 討論

4.1 父母孝道與小學(xué)生孝道的關(guān)系

本研究探討了不同家庭結(jié)構(gòu)中父母孝道與小學(xué)生孝道的關(guān)系。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，核心家庭中，子女相互性孝道分別受母親相互性孝道的正向預(yù)測和權(quán)威性孝道的負向預(yù)測。相互性孝道不僅在當(dāng)代社會有更強的適用性，而且與核心家庭的訴求相匹配，因此在核心家庭中被提倡和內(nèi)化。結(jié)果還發(fā)現(xiàn)，母親對子女孝道的作用強于父親。其原因可能在于，即使在核心家庭中，母親依然比父親承擔(dān)更多的養(yǎng)育責(zé)任（劉寧等, 2005），且母親作為女性，更善于情感表達（Kring & Gordon,1998），并與子女的情感互動更多（彭雅娟, 2017）。因而在形成強調(diào)親密情感的相互性孝道時，母親的作用效果更佳。此外，結(jié)果揭示了母親相互性孝道的積極作用和權(quán)威性孝道的消極作用。相互性孝道高的母親更重視情感關(guān)系的塑造（曹惟純,葉光輝, 2014），而良好的親子關(guān)系有利于子女相互性孝道的形成（葉光輝, 曹惟純, 2014）。權(quán)威性孝道高的母親則表現(xiàn)出更多的控制（李啟明等,2016），導(dǎo)致親子關(guān)系疏遠（Shek, 2006），有礙于子女相互性孝道的形成。

研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，三代家庭中，子女相互性孝道受母親相互性孝道的正向預(yù)測和權(quán)威性孝道的負向預(yù)測，同時還受父親權(quán)威性孝道的正向預(yù)測，子女權(quán)威性孝道受父親權(quán)威性孝道的正向預(yù)測。一方面，鑒于相互性孝道的時代適應(yīng)性，相互性孝道在三代家庭中亦被提倡；另一方面，由于權(quán)威性孝道與三代家庭的訴求相匹配，因而權(quán)威性孝道在三代家庭中同樣具有傳承性。在父母作用的異同上，與核心家庭相同的是，母親在子女相互性孝道的形成上起重要作用，不同的是，三代家庭中父親權(quán)威性孝道對子女相互性孝道和權(quán)威性孝道均有正向預(yù)測。相比于母親，父親更多承擔(dān)培養(yǎng)社會規(guī)范和規(guī)則意識的角色（Paquette,2004），且三代家庭中父親通常具有絕對的話語權(quán)（鄭忠梅, 1997）。因此，如果父親具有高權(quán)威性孝道，其所表現(xiàn)出的對服從權(quán)威的要求，易促進權(quán)威性孝道的形成。但同時，父親通常承擔(dān)著提供經(jīng)濟支持（Jankowiak, 1992）和維護家庭平穩(wěn)運轉(zhuǎn)（Bocknek, Brophy-Herb, Fitzgerald, Schiffman, &Vogel, 2014）的職責(zé)，因而父親對角色規(guī)范的強調(diào)可使子女感知到父親的辛勞，并產(chǎn)生回報的義務(wù)感（傅緒榮, 汪鳳炎, 陳翔, 魏新東, 2016），進而促進相互性孝道的形成。

4.2 父母教育卷入在孝道信念代際傳遞中的中介作用

本研究還探討了父母教育卷入在孝道信念代際傳遞中的中介作用。結(jié)果證實，母親教育卷入在孝道信念的代際傳遞中起中介作用。首先，在核心與三代家庭中，母親教育卷入在母子相互性孝道的關(guān)系中起中介作用。相互性孝道高的母親強調(diào)親子之間的情感溫暖關(guān)系，進而促進對子女的教育卷入（Simpkins, Weiss, McCartney, Kreider, &Dearing, 2006），促進相互性孝道的形成。其次，僅在核心家庭中，母親的教育卷入中介了母親權(quán)威性孝道與子女相互性孝道的關(guān)系。權(quán)威性孝道高的母親強調(diào)子女自發(fā)的學(xué)習(xí)義務(wù)（葉光輝, 曹惟純, 2014），而缺乏主動的教育投入，不利于相互性孝道的形成。而三代家庭中祖輩在場對母親教育自主性的削弱，使得母親對子女的教育卷入不受其權(quán)威性孝道影響。

研究結(jié)果還發(fā)現(xiàn)，核心與三代家庭中，父親相互性孝道均可促進其教育卷入，但子女孝道信念不被父親教育卷入預(yù)測。這可能與父親的角色“缺位”有關(guān)。盡管相互性孝道高的父親也注重親子間的情感互動和參與（李啟明, 2014; López Turley, Desmond, & Bruch, 2010），但考慮母親教育卷入的作用時，父親教育卷入的作用效果不明顯。

本研究也存在一些不足。如沒有在三代家庭中進一步區(qū)分與祖父母還是外祖父母同住，沒有在核心家庭中進一步考慮與祖輩的物理距離等。

5 結(jié)論

（1）核心家庭中僅子女相互性孝道的形成受到家庭社會化的作用，尤其是母親孝道信念的作用；而三代家庭中子女權(quán)威性孝道與相互性孝道的形成均受到家庭社會化的作用，且父親和母親的孝道信念均發(fā)揮作用。（2）核心家庭中，母親教育卷入在母親相互性孝道、權(quán)威性孝道與小學(xué)生相互性孝道的關(guān)系間起中介作用；三代家庭中，母親教育卷入在母親相互性孝道與小學(xué)生相互性孝道的關(guān)系間起中介作用。