關(guān)鍵詞：雙元孝道；獨(dú)生子女；同胞數(shù)量；兄弟姐妹；少子化中圖分類號：C92-05文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1000-4149（2025）04-0016-15DOI： 10.3969/j.issn.1000-4149.2025.04.002

一、引言

人口老齡化關(guān)系到經(jīng)濟(jì)社會的長遠(yuǎn)發(fā)展，隨著我國進(jìn)入老齡化發(fā)展新階段，經(jīng)濟(jì)社會正在經(jīng)歷深刻的變革和調(diào)整。由于我國當(dāng)前的社會養(yǎng)老服務(wù)體系建設(shè)尚不完善，對于大多數(shù)老人而言，養(yǎng)老方式依然以子女主導(dǎo)的家庭養(yǎng)老為主，老年人的生活質(zhì)量很大程度上取決于子女提供的養(yǎng)老支持。在中國社會，“孝道”是維系代際聯(lián)系和指導(dǎo)家庭生活的核心準(zhǔn)則，也是應(yīng)對老齡化社會的一種有效的文化支撐，子女在為父母提供代際支持的過程中，孝道觀念發(fā)揮著重要的積極效應(yīng)[。積極發(fā)揮中華民族深厚悠久的孝老美德，能夠?yàn)橹袊鴳?yīng)對人口老齡化提供強(qiáng)大精神力量及和諧人文環(huán)境。在此社會背景下，探析我國居民的孝道觀念，進(jìn)而弘揚(yáng)孝道風(fēng)尚，以促進(jìn)子女為父母提供更為優(yōu)質(zhì)的養(yǎng)老服務(wù)，讓老年人共享改革發(fā)展成果、安享幸福晚年，這對整個中國社會而言具有重要意義?；诖?，本研究通過社會科學(xué)的經(jīng)驗(yàn)分析來探析居民孝道觀念的影響因素，以期促進(jìn)我國孝道風(fēng)尚的弘揚(yáng)和建設(shè)。

學(xué)界對孝道觀念的影響因素進(jìn)行了廣泛的探討，但個體層面的觀念差異往往根源于家庭微觀環(huán)境。已有研究揭示了親代對子代孝道觀念的重要影響，如父母的教養(yǎng)方式[2-3]、父母的孝道觀念[4]等。面對復(fù)雜多樣的家庭環(huán)境和成員互動，家庭視角仍存在探索空間。20世紀(jì)80年代以來，中國的家庭結(jié)構(gòu)和個體成長環(huán)境發(fā)生劇烈轉(zhuǎn)變。計(jì)劃生育政策使家庭規(guī)模發(fā)生了由大到小的變化，近年來隨著生育政策調(diào)整優(yōu)化，多子女家庭重新回到公眾視野。家庭規(guī)模和結(jié)構(gòu)的變化將對子女的人格養(yǎng)成和社會化過程產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響「5]。特別是作為“重要他人”的兄弟姐妹，往往是人生中交往時間最長的伙伴[6]，對個體的觀念塑造發(fā)揮著重要作用?；诖耍疚膶⑼{入孝道觀念影響因素的考察范圍，主張從家庭層面解釋個體孝道的特征表現(xiàn)，以期增進(jìn)對孝道變遷之謎的認(rèn)識，為深人理解中華文化變遷與傳承提供微觀證據(jù)。最后，本文希望能夠提供一個文化視角來進(jìn)一步審視我國人口政策，為制定和完善相關(guān)家庭與社會制度提供有益參考。

二、文獻(xiàn)回顧

葉光輝等提出了雙元孝道理論，將孝道劃分為“相互性”和“權(quán)威性”兩個維度，孝道在這兩個維度上的內(nèi)涵具有不同特點(diǎn)[7]。“相互性孝道”（reciprocal filial piety）強(qiáng)調(diào)的是子代基于對親代養(yǎng)育恩情的感激而產(chǎn)生的回饋心愿，在這種孝道模式中，親代與子代無論是在日常交往中還是在情感交流中均處于平等地位，反映了代際間的關(guān)系連結(jié)與情感互動，是儒家倫理中“親親”原則的體現(xiàn)?！皺?quán)威性孝道”（authoritarian filial piety）強(qiáng)調(diào)的是子代基于對親代角色權(quán)威的認(rèn)同而產(chǎn)生的遵從心理，在這種孝道模式中，代際關(guān)系中具有明確的角色規(guī)范和倫理準(zhǔn)則，是儒家倫理中“尊尊”原則的體現(xiàn)。

本文認(rèn)為個體的同胞數(shù)量對其孝道觀念會產(chǎn)生影響。這是因?yàn)樽优诔袚?dān)養(yǎng)老責(zé)任時并非獨(dú)立的，而是共同負(fù)責(zé)、相互影響的，在子女行孝的過程中，同胞間會產(chǎn)生一種示范作用，即子女的孝道行為具有傳染性，一個子女的孝道行為會影響到其他子女[8。洛根（Logan）也認(rèn)為，在多子女家庭里，子女對父母的代際支持行為受其同胞的影響，且子女在行孝的過程中還會產(chǎn)生一種攀比效應(yīng)，子女會向?yàn)楦改柑峁┳疃鄮椭耐待R[9]。也就是說，在多子女家庭中，子女在孝道行為上是互相學(xué)習(xí)和效仿的，子女也更有可能將同胞的孝道行為視為參照標(biāo)桿，來督促自己的孝道行為。

首先是同胞數(shù)量如何影響相互性孝道觀念。根據(jù)班杜拉（Bandura）的社會學(xué)習(xí)理論，個體通過模仿和向榜樣學(xué)習(xí)而習(xí)得相應(yīng)的態(tài)度與行為[10]，同胞作為個體的重要陪伴者之一，充當(dāng)了示范者的角色。在家庭中，同胞間的互動交流能夠使個人有更多的機(jī)會去體驗(yàn)他人的心理狀態(tài)，使得個人的心理認(rèn)知、情緒情感等個體因素和社會性行為得到發(fā)展[11-12]。這使得子女對于父母的養(yǎng)育更能夠產(chǎn)生共情心理，更加深刻地感知到父母對于自己成長的重要意義，進(jìn)而深化對父母養(yǎng)育恩惠的理性認(rèn)知與情感體悟。因此，我們有理由認(rèn)為，同胞數(shù)量越多，子女在家庭中進(jìn)行社會互動與學(xué)習(xí)的條件就越充分，子女越可能在成長過程中更好地發(fā)展與父母的共情心理，因此具有更強(qiáng)烈的意愿來回饋父母的養(yǎng)育之恩，即相互性孝道觀念越強(qiáng)。

其次是同胞數(shù)量如何影響權(quán)威性孝道觀念。中國的現(xiàn)代化歷程是一個急促、斷裂和濃縮的過程，盡管受到現(xiàn)代性浪潮的沖擊，但實(shí)際上根植于中國人心中的傳統(tǒng)觀念并未受到本質(zhì)性的消解。在當(dāng)代中國，傳統(tǒng)的家族制和宗法制體系仍然存在，家庭成員間相互對待的態(tài)度就是根據(jù)長幼之序，在親屬稱謂中也會分出兄和弟、姊和妹、伯和叔，老者在家庭關(guān)系中仍然處于尊者地位，父慈子孝是需要被強(qiáng)調(diào)和遵守的倫理秩序與道德規(guī)范[13]。中國社會存在一種家庭倫理[14]。所謂家庭倫理，即家庭成員之間的關(guān)系規(guī)則，這套規(guī)則限定了家庭成員在處理家庭關(guān)系上的制度性和規(guī)范性要求，并規(guī)定了家庭生活的基本內(nèi)容及其社會屬性，如婚姻、生育、喪葬、情感、權(quán)力關(guān)系等[15]。這種“倫理本位”強(qiáng)調(diào)家庭內(nèi)部的角色規(guī)范，正如“父父子子，兄兄弟弟”“長兄如父，長姐如母”等民間諺語，家庭成員似乎從出生起就自帶身份屬性和地位特征。特別是在家庭成員多的“大家庭”中，成員間更容易產(chǎn)生矛盾，而服從長幼階序的倫理規(guī)范是一種快速且有效的解決之道[16]。因此，大家庭往往需要建立這樣的家庭規(guī)范和長者權(quán)威，形成一套縝密的“政治規(guī)則”，以維持家庭成員間和睦相處[17]。在這樣的大家庭中，家庭整體福利與情感凝聚力更可能被認(rèn)為優(yōu)于個人利益，家庭角色階序也更會得到強(qiáng)調(diào)[18]。因此，我們有理由認(rèn)為，子女的同胞數(shù)量越多，家庭內(nèi)部的關(guān)系秩序和角色規(guī)范越可能得到強(qiáng)調(diào)，子女越可能更加認(rèn)同和遵從父母權(quán)威，即權(quán)威性孝道觀念越強(qiáng)。

三、研究設(shè)計(jì)

1.數(shù)據(jù)與變量

本文使用的數(shù)據(jù)來自 2017年的中國社會綜合調(diào)查（Chinese General Social Survey，CGSS）。CGSS是由中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心組織實(shí)施，包含了社會、社區(qū)、家庭、個人多個層次的數(shù)據(jù)。CGSS2017采用分層三階段概率抽樣，數(shù)據(jù)來源可靠，具有全國代表性。剔除有缺失值的樣本后，共得到3527個樣本。

本文的被解釋變量是孝道觀念，選擇CGSS2017中6個陳述性問題對其進(jìn)行測量，分別是：“子女要做些讓父母有光彩的事”“為了傳宗接代，至少應(yīng)該要生一個兒子”“對父母的養(yǎng)育之恩應(yīng)該心存感激”“無論父母對您如何不好，仍然善待他們”“放棄個人的志向，完成父母的心愿”“養(yǎng)父母使他們的生活更為舒適”。每個問題包括7個定序的選項(xiàng)，分別是“非常不同意”“相當(dāng)不同意”“不同意”“無所謂同意不同意”“同意”“相當(dāng)同意”“非常同意”，我們對其從1分（非常不同意）至7分（非常同意）進(jìn)行賦分。參考已有研究[1，通過主成分分析和因子旋轉(zhuǎn)提取2個公因子，其中，公因子1涉及的指標(biāo)是“感激父母養(yǎng)育之恩”“無論如何善待父母”“讓父母生活舒適”和“讓父母有光彩”，命名為“相互性孝道”；

公因子2涉及的指標(biāo)是“生兒子以傳宗接代”和“放棄個人志向以達(dá)成父母心愿”，命名為“權(quán)威性孝道”，分析結(jié)果均通過相關(guān)檢驗(yàn)。

本文的核心解釋變量是“同胞數(shù)量”，CGSS2017在家庭問卷中測量了被調(diào)查者“曾經(jīng)有過的所有兄弟姐妹數(shù)”，考慮到樣本離群值的影響，本文對兄弟姐妹數(shù)采取 1% 的縮尾處理，將一些偏離現(xiàn)實(shí)的值替換為 99% 分位數(shù)的同胞數(shù)量①。

此外，我們設(shè)置了一系列控制變量，包括個人特征、家庭特征和地區(qū)特征。具體而言，個人特征包括年齡、性別、民族、受教育程度、婚姻狀態(tài)、戶籍性質(zhì)、收入的對數(shù)、政治面貌，家庭特征包括父母最高受教育程度、父親政治面貌、母親政治面貌，地區(qū)特征包括西部地區(qū)、中部地區(qū)、東部地區(qū)以及各省份GDP。

2.計(jì)量模型

本文的基準(zhǔn)回歸部分采用最小二乘法（OLS）估計(jì)，并選擇異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤以降低遺漏變量對回歸結(jié)果的可能影響。當(dāng)然，OLS估計(jì)可能存在內(nèi)生性問題。首先是遺漏變量問題。孝道觀念受受訪者的成長經(jīng)歷、代際關(guān)系、個人性格等因素影響，但我們無法獲得這些信息。而且同胞數(shù)量由其父母的選擇決定，可能受到父母生育時的經(jīng)濟(jì)收人、婚姻質(zhì)量等因素的影響，這些不可觀察因素可能也會影響個體的孝道觀念，從而帶來遺漏變量問題。其次是測量誤差問題。由于樣本來自全國范圍內(nèi)，不同風(fēng)俗、概念、文化的地區(qū)異質(zhì)性較大，而孝道觀念在中國各地的具體表現(xiàn)形式也不一而足，使用統(tǒng)一的題器測量可能存在一定的偏差。綜合以上情況，上述內(nèi)生性問題是無法規(guī)避的，為了準(zhǔn)確估計(jì)同胞數(shù)量對孝道觀念的影響，我們采取工具變量、增強(qiáng)逆概率加權(quán)等方法來對結(jié)論進(jìn)行檢驗(yàn)。

在進(jìn)人正式分析之前，有一點(diǎn)需要說明，由于我國長期實(shí)施的計(jì)劃生育政策，不同同胞數(shù)量的個體在年齡方面存在系統(tǒng)性差異。一個合理疑問在于，年齡或世代是不是導(dǎo)致他們觀念存在差異的原因，而非同胞數(shù)量。對于該疑問，一個看似可行的解決方法是按出生世代對樣本進(jìn)行分組，并盡量縮小組內(nèi)的世代跨度，在保證組內(nèi)差異最小化的基礎(chǔ)上進(jìn)行回歸分析。然而，本文出于以下考慮沒有采用這種方法：首先，根據(jù)社會化理論，個體的主觀認(rèn)知或社會態(tài)度形成于生命早期，并在形成后保持持續(xù)穩(wěn)定[19]。孝道觀念作為一種穩(wěn)定的價值傾向，一旦在青少年時期形成，除非經(jīng)歷了劇烈的生活境遇變化，否則難以輕易改變[1]。因此我們有理由認(rèn)為，調(diào)查對象的孝道觀念在其成年后是保持穩(wěn)定的，而非隨年齡發(fā)生變化。其次，在識別策略方面，我們在控制變量中加人年齡變量，并且在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分，為了降低政策因素的干擾，根據(jù)樣本的出生時間將樣本劃分為兩組，即計(jì)劃生育政策從嚴(yán)前和計(jì)劃生育政策從嚴(yán)后，分別進(jìn)行討論。另外，我們也采用了工具變量、增強(qiáng)逆概率加權(quán)等方法對結(jié)論進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，這可以盡量避免樣本系統(tǒng)性差異所帶來的選擇性誤差。最后，如果一定要對樣本進(jìn)行世代劃分來分組討論，那么我們需要保證組內(nèi)各同胞數(shù)量群體在樣本規(guī)模上不存在較大差距，但受計(jì)劃生育政策影響，計(jì)劃生育政策從嚴(yán)后同胞數(shù)量大幅減少，這導(dǎo)致組間樣本規(guī)模和樣本結(jié)構(gòu)差距較為懸殊，此時即便進(jìn)行回歸分析，其結(jié)果也是不可靠的。也就是說，即使我們假設(shè)本研究中樣本年齡的系統(tǒng)性差異難以避免，我們也無法通過世代分組的方法來處理潛在的樣本選擇性，如果未來數(shù)據(jù)允許，我們會進(jìn)一步考察選擇效應(yīng)的潛在影響。

四、實(shí)證分析

1.描述性統(tǒng)計(jì)

樣本的基本描述性信息如表1所示。可以看出，無論是相互性孝道觀念還是權(quán)威性孝道觀念，獨(dú)生子女得分均最低，且二者均隨同胞數(shù)量的增加而升高。從個體特征來看，獨(dú)生子女的平均年齡最低，且同胞數(shù)量越多的群體，平均年齡越高，這反映了我國生育率逐漸下降的事實(shí)。獨(dú)生子女中男性比例最高，且同胞數(shù)量越多的群體，男性比例越低，這反映了我國人口生育過程中的男孩偏好現(xiàn)象。獨(dú)生子女中漢族比例最高。獨(dú)生子女的受教育程度最高，且同胞數(shù)量越多的群體，平均受教育水平越低。獨(dú)生子女的在婚比例最低，農(nóng)業(yè)戶籍比例最低，收入水平最高。從家庭特征來看，獨(dú)生子女的父母受教育水平最高，父母是黨員的概率最高，且二者均隨同胞數(shù)量的增加而下降。從地區(qū)特征來看，獨(dú)生子女東部地區(qū)占比最高，西部地區(qū)占比最低。

2.基準(zhǔn)回歸

表2報告了同胞數(shù)量對相互性孝道的回歸結(jié)果。其中，（1）一（3）列的因變量為相互性孝道，（4）一（6）列的因變量為權(quán)威性孝道。第（1）列只納人同胞數(shù)量和個體特征，可見同胞數(shù)量越多，相互性孝道觀念越強(qiáng)。此外，年齡與相互性孝道呈現(xiàn)倒“U”形曲線關(guān)系，漢族的相互性孝道更弱，中共黨員的相互性孝道更強(qiáng)。第（2）列加入家庭特征，受教育程度對相互性孝道具有抑制作用，父母受教育程度對相互性孝道具有正向影響，母親是中共黨員的相互性孝道更強(qiáng)。第（3）列加入地區(qū)變量，構(gòu)成相互性孝道的完整模型，在加入全部變量后，同胞數(shù)量對相互性孝道觀念的正向影響仍然顯著。此外，農(nóng)業(yè)戶籍的相互性孝道更強(qiáng)；與中部地區(qū)相比，東部地區(qū)的相互性孝道更強(qiáng)；地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，相互性孝道越弱①。

與之類似，（4）一（6）列在同胞數(shù)量的基礎(chǔ)上依次加入個體特征、家庭特征、地區(qū)特征作為控制變量，考察同胞數(shù)量對權(quán)威性孝道觀念的影響。可知，同胞數(shù)量對權(quán)威性孝道觀念具有正向影響，且控制變量的增加改善了模型的擬合優(yōu)度，這表明同胞數(shù)量越多，權(quán)威性孝道觀念越強(qiáng)。此外，男性的權(quán)威性孝道更強(qiáng)；受教育程度越高，權(quán)威性孝道越弱；農(nóng)業(yè)戶籍的權(quán)威性孝道更強(qiáng)；收入越高，權(quán)威性孝道越弱，這表明經(jīng)濟(jì)收人的提高會削弱個體對親代權(quán)威的認(rèn)同；中共黨員的權(quán)威性孝道更強(qiáng)；父母受教育水平越高，權(quán)威性孝道越弱，這可能是因?yàn)楦改傅奈幕礁?，因而在養(yǎng)育子女的過程中更少地展示自己的親代權(quán)威，家庭氛圍較為輕松；與中部地區(qū)相比，東部地區(qū)和西部地區(qū)的權(quán)威性孝道更弱；地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，權(quán)威性孝道越弱，這是因?yàn)榧彝惱碜鳛橐环N傳統(tǒng)文化的特質(zhì)，隨著現(xiàn)代化水平的提高，其內(nèi)涵不斷受到?jīng)_擊[22]，現(xiàn)代化水平越高、經(jīng)濟(jì)發(fā)展越發(fā)達(dá)的地區(qū)，人們的思想觀念越趨向于平等，家庭角色規(guī)范也因之弱化，因此權(quán)威性孝道更弱。

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

下面對結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，采用得分加總的方法對兩種孝道重新賦值，并計(jì)算了題項(xiàng)間的克朗巴哈系數(shù)，結(jié)果顯示題項(xiàng)具有較高的測量信度，我們將其進(jìn)行得分加總是合適的。將重新賦值后的孝道變量納入模型進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示，檢驗(yàn)結(jié)果與基準(zhǔn)回歸的估計(jì)結(jié)果基本一致。

為降低遺漏變量對模型結(jié)果的干擾，接下來考慮加入更多控制變量。若在模型中加人盡可能多且合理的控制變量后，核心解釋變量的系數(shù)仍保持穩(wěn)定，則說明即便存在遺漏變量也不會改變核心結(jié)論[23]首先，加入更多可能對孝道觀念具有影響的個人特征，包括“健康狀況”“子女?dāng)?shù)量”“社會保障情況”“互聯(lián)網(wǎng)使用情況”。其次，考慮到孝道觀念主要形成于青少年時期[1]，在模型中加入青少年時期的家庭特征，包括“14歲時的常居地”“14歲時的家庭階層”“14歲時父親擔(dān)任行政職務(wù)情況”“14歲時父親單位類型”。結(jié)果如表4所示，即便加入了更多控制變量，同胞數(shù)量的作用依然顯著。

在中國社會背景下考察同胞數(shù)量，生育政策是不可忽視的重要因素。1980年中共中央《關(guān)于控制我國人口增長問題致全體共產(chǎn)黨員共青團(tuán)員的公開信》明確提出“提倡一對夫婦只生一個”的獨(dú)生子女剛性政策，成為計(jì)劃生育歷史上政策規(guī)定最為嚴(yán)厲的時期。自此以后，中國家庭人口規(guī)模不斷縮小，家庭戶均人口由1982年的4.41人，1990年的3.96人，2000年的3.44人，下降到2010年的3.10人。顯然，計(jì)劃生育政策的實(shí)施使本研究中樣本的同胞數(shù)量在時期上是存在系統(tǒng)性差異的。因此，為了降低生育政策對研究的干擾，同時縮小樣本的年齡跨度，我們將樣本按出生世代分成兩組，分別進(jìn)行考察。第一組，出生年份在1980年以前，這部分樣本的同胞數(shù)量可大致視為未受或受到較小的嚴(yán)格生育政策影響；第二組，出生年份在1980年及之后，這部分樣本的同胞數(shù)量可視為受到較大的嚴(yán)格生育政策影響。我們將這兩組樣本分別進(jìn)行回歸，其中第二組參照相關(guān)文獻(xiàn)[24]，根據(jù)樣本的戶籍地省份、戶籍性質(zhì)和民族類型這三個指標(biāo)，構(gòu)建政策特征變量并納入模型，分別是“一孩政策”“一孩半政策”和“二孩政策”。分組回歸的結(jié)果如表5所示，可見，即便縮小了樣本的世代跨度、限制了生育政策因素，同胞數(shù)量對孝道觀念的正向影響依然存在。另外，從回歸系數(shù)來看，這一影響在1980年后出生的群體中更為強(qiáng)烈，這在一定程度上說明同胞數(shù)量在孝道形成過程中發(fā)揮的作用愈發(fā)重要。

4.內(nèi)生性處理

前面分析了本研究中存在內(nèi)生性的可能，即遺漏變量問題和測量誤差問題，為了進(jìn)一步檢驗(yàn)同胞數(shù)量對孝道觀念的因果效應(yīng)，我們首先采用工具變量法來進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。有效的工具變量要滿足三個條件，即與內(nèi)生解釋變量相關(guān)、沒有獨(dú)立影響被解釋變量的渠道、與隨機(jī)擾動項(xiàng)不相關(guān)。我們選取兩個工具變量，第一個是同一省份、同一出生年份的其他調(diào)查對象的平均同胞數(shù)量。經(jīng)濟(jì)學(xué)家和社會學(xué)家常常采用社區(qū)或更大范圍的地區(qū)層面的聚集數(shù)據(jù)作為個體層面指標(biāo)的工具變量［25]。一般認(rèn)為，由宏觀層次的聚集數(shù)據(jù)組成的變量具有外生性，不會影響原模型中的被解釋變量；同時，同儕效應(yīng)（peer effect）也保證了集聚數(shù)據(jù)和解釋變量間的相關(guān)性[25]。一方面，平均同胞數(shù)量是該省經(jīng)濟(jì)水平、文化觀念、政策法規(guī)等相關(guān)生育影響要素的體現(xiàn)，調(diào)查對象的同胞數(shù)量可以說在一定程度上受到該省相關(guān)要素的影響，因此省級層面的平均同胞數(shù)量對個體的同胞數(shù)量具有高度預(yù)測性，并且不對個體的孝道觀念產(chǎn)生直接影響，具有很強(qiáng)的外生性；另一方面，個體的孝道觀念也無法反過來影響省級層面的平均同胞數(shù)量，因此能夠確定因果關(guān)系的方向性。

第二個工具變量是調(diào)查對象配偶的同胞數(shù)量。學(xué)界常用配偶特征作為個人特征的工具變量，這是因?yàn)榛橐鼍哂羞x擇性，人們會根據(jù)自身的標(biāo)準(zhǔn)和條件選擇配偶，并往往與和自己具有相似特征的人結(jié)婚[26-27]。婚姻雙方的同胞結(jié)構(gòu)也具備這一特征，獨(dú)生子女的配偶更可能是獨(dú)生子女，非獨(dú)生子女的配偶也更可能是非獨(dú)生子女[28-29]。由此，被訪者配偶的同胞數(shù)量與其同胞數(shù)量高度相關(guān)，但與其孝道觀念并不直接相關(guān)，我們以此作為第二個工具變量①。

工具變量方法的估計(jì)結(jié)果如表6所示。由檢驗(yàn)結(jié)果可知，模型強(qiáng)烈拒絕“所有解釋變量均外生”的原假設(shè)，說明我們使用工具變量來處理內(nèi)生性問題是有必要的。對省級平均同胞數(shù)量和配偶同胞數(shù)量依次進(jìn)行弱工具變量檢驗(yàn)和過度識別檢驗(yàn)，結(jié)果表明工具變量選取是合理的。同時，系數(shù)的絕對值大于基準(zhǔn)回歸部分的系數(shù)絕對值，說明基準(zhǔn)回歸估計(jì)方法低估了同胞數(shù)量對孝道觀念的影響②

當(dāng)然，考慮到工具變量滿足嚴(yán)格外生假定往往僅存在于理論層面，現(xiàn)實(shí)中的工具變量可能普遍存在輕微的內(nèi)生性，為穩(wěn)健起見，我們進(jìn)一步通過放松嚴(yán)格外生假定的方法來考察工具變量的適用性。本文采用FAR（Fractionally Resampled Anderson and Rubin）檢驗(yàn)，該方法在工具變量可能為弱工具變量且近似滿足排他性約束的情況下，仍能得到穩(wěn)健的估計(jì)量。若FAR統(tǒng)計(jì)量的 P 值大于0.1，表明選取的工具變量滿足排除限制條件[30]。如表6所示，結(jié)果表明通過FAR檢驗(yàn)，這進(jìn)一步驗(yàn)證了本文結(jié)論。

為糾正模型可能存在的自選擇性偏誤，同時在變量維度上提供充分的穩(wěn)健性，下面采用增強(qiáng)逆概率加權(quán)法（AIPW）來進(jìn)行估計(jì)。這種方法的優(yōu)勢在于，由于加權(quán)項(xiàng)或偏差修正項(xiàng)的加人，即便干預(yù)模型或結(jié)果模型中一個設(shè)定錯誤，仍可得到有效估計(jì)[31]。同時，也采用回歸調(diào)整法（RA）作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)。我們將樣本按同胞數(shù)量劃分為“少子女家庭”組（同胞數(shù)量小于等于1）和“多子女家庭”組（同胞數(shù)量大于1），計(jì)算其平均處理效應(yīng)。結(jié)

果如表7所示，在盡量避免了自選擇問題后，同胞數(shù)量的影響依然是顯著為正的，加權(quán)后的數(shù)據(jù)通過了平衡性檢驗(yàn)①。

五、進(jìn)一步分析

1.獨(dú)生子女與非獨(dú)生子女的差異

進(jìn)一步地，我們還特別關(guān)注獨(dú)生子女群體在孝道觀念上的表現(xiàn)，盡管上面的分析已經(jīng)表明同胞數(shù)量對孝道觀念具有正向促進(jìn)作用，但就中國家庭的代際相處模式而言，子女有無同胞和有幾個同胞這兩個問題可能存在根本性差異。費(fèi)孝通認(rèn)為中國家庭內(nèi)部代際關(guān)系是一種雙向交流的“反饋模式”，這種模式得到“孝道”等家庭倫理觀念的維護(hù)和鞏固，其核心原則是代際間的均衡互惠[32]。但在獨(dú)生子女的代際關(guān)系中，存在著一種不可避免的結(jié)構(gòu)性矛盾，就是資源分配不對等［33]，獨(dú)生子女家庭更容易出現(xiàn)以子女為中心、一切為了子女的“偏重子代”傾向[34]。獨(dú)生子女從一出生就成為整個家庭的關(guān)注中心和未來寄托，得到父母的經(jīng)濟(jì)幫助遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于非獨(dú)生子女，且更有可能得到父母經(jīng)濟(jì)的“凈幫助”，但他們對父母的義務(wù)、責(zé)任履行卻在減少，是代際交換關(guān)系中的受益方[35]，這可能使獨(dú)生子女與非獨(dú)生子女在孝道觀念上存在顯著差異。

我們根據(jù)同胞數(shù)量構(gòu)造啞變量獨(dú)生子女，作為核心解釋變量納入模型。表8報告了獨(dú)生子女和非獨(dú)生子女在孝道觀念上的差異，第1列顯示，相較于非獨(dú)生子女，獨(dú)生子女的相互性孝道觀念更弱，這與我們的預(yù)期一致。第2列顯示，獨(dú)生子女與非獨(dú)生子女的權(quán)威性孝道觀念不存在顯著差異。可能的原因在于，一方面，根據(jù)資源稀釋理論，獨(dú)生子女往往較非獨(dú)生子女享有更多的家庭資源，獲得更多的教育機(jī)會，受教育程度更高；另一方面，根據(jù)

生育選擇理論，當(dāng)面臨經(jīng)濟(jì)動蕩或生育政策沖擊時，生育率會急劇下降，在此過程中，由于相對較低的機(jī)會成本，“質(zhì)量”越低的父母選擇生育越多的孩子[36]，因此獨(dú)生子女的出生條件往往更優(yōu)越。從本文的描述性統(tǒng)計(jì)部分可知，獨(dú)生子女更多來自東部地區(qū)、

高經(jīng)濟(jì)水平地區(qū)，父母受教育程度更高，他們擁有城市戶籍、更高的教育水平和更高的收入水平，這些資源稟賦對權(quán)威性孝道觀念的弱化作用與同胞數(shù)量對其的強(qiáng)化作用形成對沖和中和，使得整體上獨(dú)生子女與非獨(dú)生子女在權(quán)威性孝道上沒有顯著差異。

為了驗(yàn)證向下傾斜的代際支持是不是獨(dú)生子女相互性孝道更弱的原因，我們檢驗(yàn)代際支持在其中的中介效應(yīng)。對于相當(dāng)多的中國家庭而言，經(jīng)濟(jì)支持依然是代際支持中最重要最根本的內(nèi)容[37]，因此我們用親代對子代的經(jīng)濟(jì)幫助作為代際支持的代理變量。CGSS 2017詢問了被訪者“過去一年，您自己父母是否經(jīng)常為您提供以下幫助？（給錢）”，我們按頻率從“完全沒有”到“很經(jīng)?！辟x值為1—5，值越大，說明父母為其提供經(jīng)濟(jì)支持越頻繁。分別采用Sobel和偏差校正的自舉置信區(qū)間估計(jì)法（抽樣1000次）對中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。控制變量設(shè)置均沿用前面的分析模型。

通過Sobel和自舉法檢驗(yàn)，對代際支持的中介效應(yīng)進(jìn)行計(jì)算，結(jié)果如表9所示。Sobel檢驗(yàn)顯示，間接效應(yīng)系數(shù)顯著，自舉法也顯示其 95% 的置信區(qū)間不包括0，說明獨(dú)生屬性不僅會直接影響相互性孝道，還會通過“代際支持”這一中介效應(yīng)來間接影響相互性孝道，也就是說，獨(dú)生子女更容易獲得來自父母的代際支持，從而弱化了他們的相互性孝道。

本文認(rèn)為代際間的情感交流可以緩解獨(dú)生子女的相互性孝道更弱這一問題。相互性孝道源自代際間的長期日常互動，以子女對父母累積出的厚實(shí)情感為基礎(chǔ)，反映的是代際間的親密連接與主動自發(fā)的情感表現(xiàn)「7。情感交流可以幫助子代更多地傾聽親代的心理感受，在交流的過程中體認(rèn)父母對自己的關(guān)愛與付出，從而增進(jìn)對父母的理解。我們選取CGSS 2017中的兩個問題來測量代際間的情感交流，分別是“過去一年，您是否經(jīng)常聽父母的心事或想法”“過去一年，您父母是否經(jīng)常聽您的心事或想法”，每個問題包括五個定序的選項(xiàng)，分別是“完全沒有”“很少”“有時”“經(jīng)?！焙汀昂芙?jīng)?！?，我們對其從1分（完全沒有）至5分（很經(jīng)常）進(jìn)行賦分，并計(jì)算這兩個指標(biāo)的克朗巴哈系數(shù)，結(jié)果顯示指標(biāo)的內(nèi)部一致性信度較高，我們將這兩道題目的得分進(jìn)行加總，構(gòu)造變量“情感交流”，其數(shù)值越高，表明代際間的情感交流越頻繁。

表10在表8中第1列的基礎(chǔ)上加入調(diào)節(jié)變量情感交流及其與獨(dú)生子女的交乘項(xiàng)，可以看出，情感交流對獨(dú)生子女和相互性孝道的關(guān)系產(chǎn)生了顯著的正向調(diào)節(jié)作用。這說明，如果父母與獨(dú)生子女進(jìn)行更多的情感交流，將緩解缺少同胞而帶來的負(fù)效應(yīng)。另外表10也反映了情感交流對相互性孝道的促進(jìn)作用，子女與父母的情感交流越多，他們的相互性孝道越強(qiáng)。這是因?yàn)榇H間的情感交流能夠使子女更多地感受到來自父母的關(guān)愛，感受到父母對自己的支持和照料，從而促進(jìn)相互性孝道的形成。

2.其他異質(zhì)性分析

通過子樣本考察同胞數(shù)量對孝道觀念的影響在不同性別、不同戶籍、不同地區(qū)和不同受教育程度之間的異質(zhì)性，表11報告了這一結(jié)果。整體來看，權(quán)威性孝道中的同胞效應(yīng)更具有普遍性和廣泛性，在各組群體中均發(fā)揮著顯著作用。同時，男性、非農(nóng)業(yè)戶籍、東部地區(qū)、高教育水平群體的孝道觀念更易受同胞數(shù)量影響，兩種孝道在這部分群體中均呈現(xiàn)明顯的同胞效應(yīng)。具體而言，從性別來看，相互性孝道的同胞效應(yīng)在男性中更強(qiáng)，權(quán)威性孝道的同胞效應(yīng)在女性中更強(qiáng)。從戶籍來看，權(quán)威性孝道在農(nóng)業(yè)和非農(nóng)戶籍中均呈現(xiàn)明顯的同胞效應(yīng)，相互性孝道的同胞效應(yīng)在農(nóng)業(yè)戶籍中則并不明顯。從地區(qū)來看，相互性孝道和權(quán)威性孝道在東部地區(qū)均呈現(xiàn)明顯的同胞效應(yīng)，在中西部地區(qū)則相對較弱。從教育水平來看，兩種孝道在高教育水平群體中均呈現(xiàn)明顯的同胞效應(yīng)，在低教育水平群體中則相對較弱。

六、結(jié)論與政策建議

在中國社會，孝道是維系代際聯(lián)系和指導(dǎo)家庭生活的核心準(zhǔn)則，特別是在我國已經(jīng)進(jìn)入老齡社會的當(dāng)下，孝道更是一種重要的文化資源，探索孝道觀念對于我們積極應(yīng)對老齡化具有現(xiàn)實(shí)意義。本文以同胞數(shù)量為視角，探析了同胞數(shù)量對中國人孝道觀念的影響，研究發(fā)現(xiàn)： ① 雙元孝道中存在同胞效應(yīng)，即同胞數(shù)量對相互性孝道和權(quán)威性孝道均具有正向促進(jìn)作用。 ② 同胞效應(yīng)呈現(xiàn)出隨時代發(fā)展而逐漸強(qiáng)化的趨勢。與1980年以前出生的群體相比，同胞數(shù)量在新世代群體的孝道觀念中發(fā)揮的作用更大。 ③ 與非獨(dú)生子女相比，獨(dú)生子女由于受到更多向下的代際支持，他們的相互性孝道觀念更弱，但代際間的情感交流可以使其得到緩解；獨(dú)生子女與非獨(dú)生子女在權(quán)威性孝道觀念上不存在顯著差異。 ④ 與相互性孝道相比，權(quán)威性孝道中的同胞效應(yīng)更具普遍性和廣泛性，在各組群體中均發(fā)揮顯著作用。 ⑤ 同胞效應(yīng)在男性、非農(nóng)業(yè)戶籍、東部地區(qū)、高教育水平群體中的作用更全面，這部分群體的兩種孝道均存在顯著的同胞效應(yīng)。

黨和國家高度重視老齡事業(yè)和養(yǎng)老服務(wù)體系發(fā)展。中國在“十四五”時期開啟全面建設(shè)社會主義現(xiàn)代化國家新征程，黨中央把積極應(yīng)對人口老齡化上升為國家戰(zhàn)略。孝道文化作為一種應(yīng)對老齡化的軟實(shí)力，在養(yǎng)老文化導(dǎo)向、養(yǎng)老服務(wù)體系建設(shè)方面發(fā)揮著重要作用。本文主要結(jié)論的啟示在于，同胞在子女孝道觀念塑造方面發(fā)揮重要作用，隨著我國生育率的降低，家庭少子化可能帶來子女在孝道觀念上的弱化，社會應(yīng)該對此加以重視。基于這一認(rèn)識，本文認(rèn)為，在我國生育政策持續(xù)調(diào)整優(yōu)化的背景下，應(yīng)保持對家庭規(guī)模和結(jié)構(gòu)變化的關(guān)注，加強(qiáng)對少子女家庭的孝道文化教育。首先，政策部門應(yīng)完善家庭、學(xué)校、社會協(xié)同育人的制度建設(shè)，引導(dǎo)優(yōu)化少子女家庭的教養(yǎng)模式，構(gòu)建完整的家庭教育支持體系，設(shè)立專項(xiàng)服務(wù)平臺，幫助親代在子代早期成長階段培養(yǎng)家庭責(zé)任意識。其次，父母對獨(dú)生子女不應(yīng)無條件給予，長期頻繁的向下支持將弱化子女對父母養(yǎng)育恩情的感知，而是應(yīng)該加強(qiáng)代際間的情感交流，因?yàn)榍楦薪涣鞑粌H有助于增強(qiáng)家庭成員間的情感關(guān)系，更可以緩解子女由于同胞缺失帶來的孝道弱化。子女在情感交流過程中傾聽父母的內(nèi)心想法和真實(shí)感受，有助于子女體認(rèn)父母對自己的關(guān)愛與付出，從而增進(jìn)對父母的理解。父母也應(yīng)重視少同胞子女在情感認(rèn)知方面的培養(yǎng)，鼓勵獨(dú)生子女加強(qiáng)同伴交往，在社會互動中提升共情能力和責(zé)任認(rèn)知。最后，由于同胞效應(yīng)隨世代更新而日益強(qiáng)化，一方面，應(yīng)針對新世代群體的認(rèn)知特點(diǎn)和學(xué)習(xí)需求，利用數(shù)字化工具等手段加強(qiáng)對孝道文化的創(chuàng)新傳播，激發(fā)新世代群體的探索熱情，打造具有影響力和號召力的品牌教育活動；另一方面，也要不斷發(fā)展和改良傳統(tǒng)孝道文化，在孝道文化合理內(nèi)核的基礎(chǔ)之上，取其精華、棄其糟粕，給傳統(tǒng)孝道文化以符合時代要求的新詮釋，形成適應(yīng)中國老齡社會新格局的孝道文化，引導(dǎo)全社會建成良好的孝道文化風(fēng)范。

（感謝任遠(yuǎn)教授在寫作過程中的討論與寶貴意見，感謝張力教授對本文的指點(diǎn)。）

參考文獻(xiàn)：

[1］胡安寧.老齡化背景下子女對父母的多樣化支持：觀念與行為［J].中國社會科學(xué)，2017（3）：77-95，205-206.

［2］李啟明，陳志霞.父母教養(yǎng)方式與雙元孝道、普遍尊老的關(guān)系［J].心理科學(xué)，2013（1）：128-133.

［3］李曉彤，王雪玲，王大華，等.青年子女的傳統(tǒng)孝觀念及其與早期父母教養(yǎng)行為的關(guān)系［J].心理發(fā)展與教育，2014（6）：601-608.

[4］陳滔，卿石松.中國孝道觀念的代際傳遞效應(yīng)[J].人口與經(jīng)濟(jì)，2019（2）：55-67.

[5]NOEMIP，LUNDBORG P，MIKKELSEN S，WEBBINK D.The efectof asibling’s genderon earnings and family formation[J].LabourEconomics，2018，54（10）：61-78.

[6]COOLS A，PATACCHINIE.The brother earnings penalty[J].Labor Economics，2019，58（6）：37-51.

[7]YEHKH，BEDFORDO.Atestof hedualfilialpiety model[J].AsianJournalofSocialPsychology，2003，6（3）：215-28.

[8］張海峰，林細(xì)細(xì)，張銘洪.子女規(guī)模對家庭代際經(jīng)濟(jì)支持的影響——互相卸責(zé)or競相示范[J].人口與經(jīng)濟(jì)，2018（4）：21-33.

[9]LOGANJR，BIANF.Parents’needs，familystructure，andregularintergenerationalfinancial exchange in Chinesecities[J].Sociological Forum，2003，18（1）：85-101.

[10]BANDURA A.Sociallearning theory[M].Englewood Clifs，NJ：Prentice HallPublishers，1977：22-55.

[11]FRALEYR C，TANCREDYCM.Twinand sibling atachmentinanationallyrepresentativesample[J].Personality，SocialPsychologyBulletin，2012，38（3）：308-316.

[12]LAURIEFK.Learning emotionalunderstandingandemotionregulationthroughsiblinginteraction[J].EarlyEducationandDevelopment，2014，25（2）：160-184.

[13］費(fèi)孝通.鄉(xiāng)土中國［M].北京：三聯(lián)書店，1985：69.

[14]向玉喬.家庭倫理與家庭道德記憶［J].倫理學(xué)研究，2019（1）：81-86.

[15］張建雷，曹錦清.無正義的家庭政治：理解當(dāng)前農(nóng)村養(yǎng)老危機(jī)的一個框架——基于關(guān)中農(nóng)村的調(diào)查［J].南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)

報（社會科學(xué)版），2016（1）：132-143，166.

[16]葉光輝，曹惟純.從華人文化脈絡(luò)反思臺灣高齡社會下的老人福祉［J].中國農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2014（3）：30-46.

[17］王敬，海莉娟.積累型家計(jì)模式下的代際關(guān)系、青年婚嫁邏輯與養(yǎng)老秩序——基于北京W村的駐村調(diào)研［J].中國青年研究，2020（1）：62-67，93.

[18]曹惟純，葉光輝.高齡化下的代間關(guān)系——臺灣民眾孝道信念變遷趨勢分析（1994—2011）［J].社會學(xué)研究，2014（2）：116-144，244.

[19]HITLINS，PILIAVINJA.Values：revivingadormant concept[J].Annual Reviewof Sociology，2004，30（1）：359-393.

[20]許琪.孝道觀念與養(yǎng)行為的變遷［J].社會發(fā)展研究，2022（1）：176-195，245-246.

[21]OSTEREF.Unobservableselectionandcoeficientstability：theoryadevdene[J].JoualofBusiness amp;EconomicSttitics，2019，37 （2）：187-204.

[22］狄金華，鄭丹丹.倫理淪喪抑或是倫理轉(zhuǎn)向——現(xiàn)代化視域下中國農(nóng)村家庭資源的代際分配研究[J].社會，2016（1）：186-212.

[23]LACETERAN，POPEDG，SYDNORJR.Heuristic thinking and limited attentionin thecar market[J].The AmericanEconomic Review，2012，102（5）：2206-2036.

[24]梁同貴.人口流動會降低生育水平嗎？——基于農(nóng)業(yè)戶籍流動人口的再檢驗(yàn)［J].湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2021 （6）：29-36.

[25]CARDD，KRUEGERABScholresourcesand studentoutcomes：anoverviewof the literatureand newevidence from Northand South Carolina[J]. Journal of Economic Perspectives，1996，10（4）：31-50

[26]張翼.中國階層內(nèi)婚制的延續(xù)［J].中國人口科學(xué)，2003（4）：43-51.

[27］齊亞強(qiáng)，牛建林.新中國成立以來我國婚姻匹配模式的變遷［J].社會學(xué)研究，2012（1）：106-129，244.

［28］郭志剛，許琪.獨(dú)生屬性與婚姻匹配研究——對“隨機(jī)婚配”假定的檢驗(yàn)[J].中國人口科學(xué)，2014（6）：26-35，126-127.

[29]宋健.婚配期望與選擇中的獨(dú)生子女屬性[J].青年研究，2015（1）：11-19，94.

[30]BERKOWITZ D，CANER M，F(xiàn)ANG Y.The validityof instruments revisited［J]. Journalof Econometrics，2O12，166（2）：255-266.

[31]KEISUKEH，GUIDOWI，GEERTR.Efcient estimationofaverage treatment efectsusing theestimated propensityscore[J].Econometrica，2003，71（4）：1161-1189.

[32]費(fèi)孝通.家庭結(jié)構(gòu)變動中的老年蟾養(yǎng)問題——再論中國家庭結(jié)構(gòu)的變動［J].北京大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），1983（3）：7-16.

[33］原新，穆瀅潭.獨(dú)生子女與非獨(dú)生子女居住方式差異分析——基于logistic差異分解模型[J].人口研究，2014（4）：27-36.

[34］郝玉章，風(fēng)笑天.親子關(guān)系對獨(dú)生子女成長的影響[J].華中科技大學(xué)學(xué)報（人文社會科學(xué)版），2002（6）：109-112.

［35］丁志宏，夏詠荷，張莉.城市獨(dú)生子女低齡老年父母的家庭代際支持研究——基于與多子女家庭的比較［J].人口研究，2019 （2）：87-99.

[36]CHEVALIERA，MARIEO.Economic uncertainty，parental selection，andchildren’seducational outcomes[J].JournalofPoliticalEconomy，2017，125（2）：393-430.

[37］鄭丹丹，狄金華.女性家庭權(quán)力、夫妻關(guān)系與家庭代際資源分配［J].社會學(xué)研究，2017（1）：171-192，245.

TheSibling Effect inDual Filial Piety

LIN Xuanhao，HU Anning （School of Development and Public Policy，F(xiàn)udan University， Shanghai 2OO433， China）

Abstract：Filial piety culture serves as an effective cultural support in addressing this demographic shift. Against the backdrop of ongoing changes in family size and structure， this study incorporates siblings into the examination of influencing factors of filial piety concepts， which provides micro-level evidence for further elucidating the mystery of the transformation of filial piety in China. Based on CGSS 2O17， the research employs multiple linear regression，instrumental variables，and augmented inverse probability weighed estimator to explore the impact of sibling quantity on filial piety concepts.The findings reveal that there exists a sibling effect within dual filial piety，which indicates that the number of siblings positively influences both reciprocal filial piety and authoritarian filial piety.This sibling shows a trend of gradually strengthening with the development of the times. Compared with those born before 198o，the sibling effect plays a more significant role in the group born after 1980.Compared to non-only children， only children exhibit weaker reciprocal filial piety due to receiving more downward intergenerational support；however， emotional exchanges between generations can mitigate this effect. There are no significant differencesin authoritarian filial piety between only children and non-only children.Compared to reciprocal filial piety，the sibling effect in authoritarian filial piety is more universally and broadly manifested， significantly influencing various demographic groups. The sibling effect is more comprehensive among males， non-agricultural household registrants，individuals in eastern regions，and those with higher educational levels，where both types of filial piety show significant sibling effects within these groups.The study highlights the need to address changes in filial piety resulting from family size reduction，and families and society should strengthen filial piety cultural education for small-family households.

Keywords：dual filial piety；only-child；sibling quantity；siblings；low fertility