孝的多維心理結構：取向之異與古今之變

葛梟語

孝的多維心理結構：取向之異與古今之變

葛梟語

(北京大學心理與認知科學學院暨行為與心理健康北京市重點實驗室, 北京 100871)

孝的內在結構具有多面性, 但以往孝的量表存在信效度不高、摻入研究者主觀意圖、遺漏重要因素等弊端。研究通過經典文本改編和被試自由生成而編制條目, 通過因素分析與效標分析等方法考察孝的結構(總樣本量 = 1725), 發現孝包含尊敬安樂父母、服從父母、和顏對待父母、守身不辱父母、陪伴父母、揚名以顯父母、思慕父母、不干涉父母、勸諫父母, 九因素結構具有良好的信效度。不同因素與效標變量(家庭自我概念、家庭彈性、父母教養方式、親子邊界不當、自立人格、服從傾向)具有不同的關聯模式。這些發現反映出儒學論孝的敬慕之別、敬順之變。此外討論了不同因素的古今變遷。

孝, 儒家文化心理學, 孝道, 孝行, 本土心理學

1 問題的提出

對國人而言, “孝”的重要性無須贅言。在古代, 孝一直是倫理生活的基礎, 對于儒家倫理也具有組建性作用(楊立華, 2017)。然而, 自新文化運動以降, 孝文化受到許多反思和審視, 人們對孝的態度也出現分歧。有人批評孝扼殺獨立自主人格(楊輝, 2014), 例如陳獨秀將孝列入“以己屬人之奴隸道德” (陳獨秀, 1984), 胡適指出以孝為宗教的大弊病在于“養成一種畏縮的氣象” (胡適, 2013), 吳虞認為忠孝之教“就是教一般恭恭順順的聽他們一干在上的人愚弄, 不要犯上作亂, 把中國弄成一個‘制造順民的大工廠’” (吳虞, 1985); 也有人肯定孝對于家庭功能和家庭生活質量的正性價值。這種分歧很可能是因為孝的復雜結構所造成的, 即, 孝雖然是一個概念, 但卻包含了復雜的多重因素。因此, 若不厘清其內在結構, 而含混地批判孝或提倡孝, 都有可能產生偏頗。

孝的定義并不復雜。《爾雅》《說文解字》《四書章句集注》《論語新解》等書均把孝解為“善事父母”或“善父母”, 即善于服事父母的意思。據此, 我們將孝定義為對待父母的恰當方式。但是, 這樣一個具有極簡單定義的概念, 卻有著極為復雜的內涵和成分, 這與該語詞的使用年代之長和使用者之廣有密切關系。有鑒于此, 心理學研究者認為應當建立孝的多元模型(傅緒榮等, 2016), 這有助于厘清孝的成分結構。單維的孝行量表或孝道責任量表(如Chen et al., 2007; 卓馨怡, 利翠珊, 2008)不足以全面地描述其內在結構。

針對孝的內在成分結構問題, 心理學研究者運用因素分析等實證研究方法進行了考察, 取得了一些成果。其中最著名的是楊國樞(2004)所做的系列研究, 他提出的孝道四因素結構包含尊親懇親、抑己順親、奉養祭念、護親榮親。然而, 回顧該結構的探索過程, 可以發現其中包含許多局限。其一, 研究者先羅列15個內涵, 再據此編寫條目, 且這15個內涵與最終結構模型沒有直接關聯(因此不是模型假設), 這一過程可能摻入了研究者的主觀意圖和看法。其二, 量表是研究者根據古籍和親身經驗自行編制的, 不包含通過被試生成的內容, 因此, 假如當代個體形成了與古籍有異的新的心理因素, 這類因素將遭無視。其三, 研究者根據碎石圖決定抽取4個因素, 這個因素數很可能確定得太少了, 以至于關系并不緊密的構念被合并為同一維度。例如作者在報告中也承認, 因素一因為題目內容廣, 無法在語言上概括為一個構念, 因此只能暫時定名(但這個暫定名似乎都被后來的研究者所直接襲用了)。通過檢視量表內容, 我們也發現許多條目與其因素名之間的關聯并不緊密。其四, 該量表只有3個因素是通過實證性因素分析所抽取的, 在此之后, 作者因遺憾于存在許多“遺珠”未能入選量表, 因此依據主觀意志將部分條目匯合成第4個因素。其五, 量表信度分析未能滿足心理測量學要求, 我們發現, 在作者所報告的240個克隆巴赫α值中, 有14個小于0.70 (占5.8%), 最低值甚至達到0.46。除測量過程可能存在的問題, 我們認為, 這很可能是因為作者抽取因素太少, 不足以描述孝的復雜結構, 因此把許多關聯不強的條目擠入了同一維度; 此外還與研究者主觀匯編了其中一個維度有關。其六, 研究者只進行探索性因素分析, 不進行驗證性因素分析。其七, 從量表內容看, 孝的許多重要因素都被遺漏了, 這一點在下一自然段詳細說明。綜上所述, 該量表在編制過程中存在著許多令人遺憾之處, 盡管該研究本身具有非常重要的價值, 但后續研究者在復用該量表時應當謹慎。另一個使用廣泛的量表是在孝道雙元模型的基礎之上編制的, 將孝道分為相互性孝道和權威性孝道(Yeh & Bedford, 2003)。這一量表是對楊國樞(2004)四因素結構做更高階的因素分析(傅緒榮等, 2016), 未能克服原量表的弊端。雙元結構雖然能使人直觀地了解和區分孝道的積極和消極部分, 但不能反映更細致的內在成分, 例如一些研究者批評其維度名與包含內容之間不相容(傅緒榮等, 2016)。此外, 范豐慧等人(2009)也曾探索孝道認知結構, 這一量表同樣存在一些疑點, 例如作者沒有報告初測問卷的條目數量, 讀者無從得知初測問卷是否全面描述了孝的各個方面。尤其是作者報告稱, 主成分分析只發現了4個特征值大于1的因素, 這使得讀者更有必要對初測問卷的總條目數存疑。此外, 與楊國樞(2004)的量表類似, 該研究者先列出4個角度, 再據此編寫條目(且列出的4個角度和最終的因素結構完全無關), 可能摻入研究者主觀意圖; 從量表內容看, 同樣遺漏了許多重要因素。其他以往量表也存在一些問題, 在此不一一贅述。還有一些研究者從其他角度入手編制量表, 拓展了孝道研究的領域, 但并不是對孝的內在結構的描述, 例如孝道焦慮量表(Murray et al., 1996)等。

以往這些量表最突出的問題是, 因素數量較少, 雖然能夠簡明地幫助研究者了解孝的主要方面, 但是也存在著遺漏重要因素的情況。以楊國樞(2004)的量表為例, 從量表條目內容中看不到關于勸諫父母、思慕父母、不干涉父母的內容(盡管研究者在最初羅列的15個內涵中有所提及)。勸諫父母是孝的重要方面, 《孝經》專設《諫諍》章論述這一問題, 以往許多人文學科的學者都將諫親作為孝的重要成分加以強調(例如：曾振宇, 2002)。思慕父母是孟子論孝的核心, 研究者將其視為孔、孟論孝的根本分歧點所在(楊立華, 2017)。《釋名》：“墓, 慕也, 孝子思慕之處也。”這些如此重要的因素, 在以往的量表中鮮有呈顯, 足見以往研究所探索的因素結構仍處于相對粗放、不夠細密、不盡全面的狀態。

本研究在遵守楊國樞(2004)所提出的孝道研究原則(即兼顧人文學與社會科學、兼顧應然與實然、兼顧傳統與現代、兼顧理論可驗證性和研究工具可操作性、兼顧具體內容與認知結構、將孝道視為多向度心理與行為、盡量采取主位研究方式)的前提下, 嘗試通過歸納和演繹相結合的方法對孝的內在結構進行重新探索, 以期克服上述研究中存在著的弊端和缺憾。在此基礎上, 本研究還將考察孝的不同因素與效標變量的不同關聯模式, 以及人們對孝的不同因素的看法, 以證實將孝區辨為更多因素的必要性和價值, 并結合儒學思想史對于論孝的不同取向進行討論。

2 預研究

為使孝的結構能夠兼顧傳統與現代, 本研究通過兩種方法編制初測問卷的條目, 分別是根據核心經典編寫和由被試自由生成。

核心經典選取的是《論語》《孟子》《孝經》《禮記》, 它們都在“十三經”之列, 是古代文化的綱領性經典, 且對孝有許多具體描述。由經典文獻選入初測問卷條目的原則是能收盡收, 除以下需要剔除的內容外, 凡與孝有關的內容都收錄, 以避免研究者的主觀篩選造成偏差。需要剔除的內容有：其一, 凡論及父母死后喪葬祭祀等問題的, 不納入量表, 因為考慮到父母亡故是一個僅部分人遇到過且很難假設的情境, 且喪葬祭祀儀典的古今差異不可謂不大; 其二, 凡圍繞特定社會角色(如圣王、諸侯、兒媳等)而展開的論述, 不納入量表, 因其不具有一般適用性; 其三, 一些章句雖含“孝”字, 但非對孝的描述(例如“弟子入則孝”), 不納入量表; 其四, 《禮記·曲禮》一書的部分章句涉及具體禮儀規范, 由于古今物質生活世界和社會流動性發生了本質的改變, 因此已經失去可理解性和可實踐性(例如“為人子者, 居不主奧, 坐不中席, 行不中道, 立不中門”), 不納入量表。此外, 凡只論及單親的, 在條目編制時皆改為父母雙親; 《禮記·曲禮》等篇由于涉及細致禮儀, 因此在改編時做了概括處理。為方便被試準確和快速理解量表條目, 所有的條目都是以現代白話文來編寫的, 釋義參照朱熹《四書章句集注》、楊伯峻《論語譯注》《孟子譯注》、錢穆《論語新解》、胡平生《孝經譯注》、楊天宇《禮記譯注》。最終編制了50個條目。

此外, 我們通過問卷星網站的樣本服務邀請了56名被試來生成關于孝的描述。其中, 女性占58.9%,年齡在19~57歲之間(= 31.75,= 8.65), 最高學歷涵蓋高中或專科(14.3%)、大學本科(76.8%)和碩博研究生(8.9%), 只有1.8%被試的父母(或在未成年時的其他法定監護人)全部都已辭世。要求被試用文字描述“在日常生活中遇到的可以被視為‘孝’的人具有怎樣的特征”, 至少寫5條(不超過10條)。由于我們希望被試在不受研究者主觀假設影響的情況下自發生成條目, 且孝在中國是一個不言自明、人盡皆知的概念, 因此我們沒有在指導語中為孝提供任何定義或解釋。我們共收到了337條描述(= 6.02)。一名不知道研究假設的心理學碩士研究生對這些描述進行了降重。在不損害原意的情況下, 對一些句子的句式進行了優化。最終編制了48個條目。

3 研究1：“孝”內在結構的探索

3.1 研究假設

研究1的假設及其理論基礎在表1中給出。本研究不是依據這些假設來編寫條目, 而是通過對條目的實證性因素分析來驗證這些假設是否成立。這種方法是歸納和演繹相結合的方法(Tskhay et al., 2018)。

3.2 研究方法

3.2.1 被試

通過問卷星網站的樣本服務進行問卷發放, 共回收1028個樣本, 剔除答錯探測試題(如“如果您認真閱讀, 請您選擇比較不符合”, 共6題)的問卷后剩余642份。由于量表內容明顯涉及價值判斷, 因此剔除社會贊許性分數比總體均值高出2個標準差以上的樣本, 最終剩余有效樣本633份。其中, 女性占56.2%, 年齡在18~73歲之間(= 29.98,= 7.75), 最高學歷涵蓋初中或以下(0.6%)、高中或專科(13.0%)、大學本科(79.3%)和碩博研究生(7.1%), 只有1.9%被試的父母(或在未成年時的其他法定監護人)全部都已辭世, 被試填答IP覆蓋了29個省、自治區、直轄市。

3.2.2 測量

孝：被試填寫的是在預研究中編制的初測問卷, 共98個條目。問卷采用7點量表, 由被試根據描述性語句符合自己的程度進行打分, “1”表示完全不符合, “7”表示完全符合。

表1 探索性因素分析的理論假設

注：a 囿于篇幅, 每個假設的理論基礎僅舉一例。

b “無違”二字含義存在多種解讀, 朱熹《四書章句集注》釋為不背于理, 錢穆《論語新解》釋為無違父命, 程樹德《論語集釋》、楊伯峻《論語譯注》釋為無違于禮, 本文經綜合考慮選取《集注》之釋義。

c “守身不辱父母”是指子女持守己身、不使自己陷于不義, 以免辱及父母。

d “延續父母”是指子女將自己視為父母之延續, 并承擔維系這一延續的義務(例如不毀傷自己、繁衍后代等)。

社會贊許性：采用《Marlowe-Crowne社會期望量表》(汪向東等, 1999), 選取了其中的10個條目(內部一致性信度α = 0.70), 其中5個條目為反向計分, 7點計分。

3.3 研究結果與討論

Bartlett的球形度檢驗(χ= 26796.59,= 4753,< 0.001)和KMO檢驗(KMO = 0.95)表明適合進行因素分析。采用主軸因素分解法和Promax旋轉法, 以特征根不小于1為因素抽取的原則。剔除3種類型的條目：共同度小于0.3, 在各因素載荷量絕對值小于0.5, 在多個因素上載荷量絕對值之差小于0.3。每剔除一個條目, 重新進行一次分析, 直至不再有條目滿足以上任意條件。最終得到含有36個條目、分布在9個因素上的量表, 9個因素的累積貢獻率為49.2%。根據各個因素所包含的條目內容意涵進行命名。載荷量、共同度、旋轉后的特征值等指標見表2。

結果表明, 孝雖為一個概念, 但卻包含了9個具有不同內涵和特征的因素, 這些因素分別為：(1)尊敬安樂父母, 是指子女尊敬父母并致力于使其感到安心與快樂。這個維度為各個經典所普遍強調, 不僅量表條目來自《論語》《孝經》《禮記》, 而且在《孟子》中亦有“孝子之至, 莫大乎尊親”的說法、在《莊子》中亦有“不擇地而安之, 孝之至也”的說法, 同時當代被試也生成了許多此方面的內容, 可以說是孝的最主要的且最具共識性的因素, 也反映了古今的承續性。(2)服從父母, 是指子女服從父母的指令和要求, 即便需要違背自己的意志或違背道理。這個維度的條目主要來自《孟子》《禮記·內則》《禮記·玉藻》, 同時也有被試自主生成的內容。這與《論語》對“無違(于理)”的強調和《孝經》所言“從父之令, 又焉得為孝乎”存在著很大的不同, 可以說是針鋒相對的。(3)和顏對待父母, 是指子女對待父母時有耐心、和顏悅色。條目來自《禮記·內則》與被試自由生成, 此外在《論語》中也有對“色難”的強調。(4)守身不辱父母, 是指子女持守己身、不使自己陷于不義, 以免辱及父母。這同樣是一個在古代比較普遍的論孝視角, 條目來自《孟子》《孝經》《禮記·曲禮》, 同時也包含了被試生成的內容。(5)陪伴父母, 是指子女花時間陪伴父母并與父母溝通交流、分享生活。這個維度是在研究假設中沒有的維度, 條目完全來自當代被試生成, 在所選經典中很難找到能夠直接與其對應的內容。(6)揚名以顯父母, 是指子女努力成就事業, 以榮耀自己的父母。條目來自《孝經》與被試生成內容。(7)思慕父母, 是指子女思慕和依戀父母。這個維度可以說是孟子論孝的一個獨特視角, 既不同于其它經典, 亦不為當代被試所提及。(8)不干涉父母, 是指子女尊重父母的意志, 不干涉他們的生活。條目來自《孟子》與被試生成內容。(9)勸諫父母, 是指子女在父母犯錯時提醒和勸諫他們。這是孔子論孝所強調的, 條目來自《論語》《孝經》; 在預研究收集的337條當代被試生成內容中, 僅1句論及與此有關的內容。這些結果支持了假設2~9, 但不支持假設1和假設10。

4 研究2：“孝”內在結構的信效度驗證

4.1 研究目的與假設

研究2的目的有兩個, 即驗證性因素分析與效標關聯效度分析。驗證性因素分析的假設模型即研究1所確定的結構; 在效標關聯效度分析方面, 本研究著重從家庭功能、父母教養、子女人格三方面來進行考察。

其一, 在家庭功能方面, 選取家庭自我概念和家庭彈性作為效標變量。家庭自我概念是個人對自己家庭方面的知覺(姚信, 2003); 家庭彈性(family resilience)關注的是家庭在應對逆境時的功能, 涉及家庭溝通與問題解決、利用社會資源、持有積極看法(Li et al., 2016)。以往實證研究發現, 孝道通過親子沖突和親子凝聚來正向影響家庭功能(Li et al., 2014; Sun et al., 2020); 青少年越重視孝道, 家長控制對母子關系質量的積極影響越強(Wong et al., 2010); 支持性教養方式通過子女孝道而正向影響家庭生活質量(Chen et al., 2016)。據此, 我們預測, 孝各個維度與家庭自我概念和家庭彈性存在正向關聯(假設11)。

其二, 在父母教養方面, 選取父母教養方式和親子邊界不當作為效標變量。父母教養方式(parental bonding styles)是父母在教育、撫養子女的日常生活中表現出來的行為傾向, 有研究者將其分為關懷、冷漠/拒絕、過度保護、給予自主性(蔣獎等, 2009); 親子邊界不當(inadequate parent-child boundaries)具體包含誘發子女內疚、親子邊界缺失、子女的家長化、對子女使用心理控制、父母與子女關系三角化(Mayseless & Scharf, 2009)。以往實證研究發現, 親子依戀質量能夠正向預測相互性孝道(金燦燦等, 2011)。相互性孝道主要包含尊親懇親和奉養祭念, 偏重于親子情感方面; 而在研究1建構的九因素模型中, 與此內涵大致對應的主要有尊敬安樂父母、和顏對待父母、陪伴父母、思慕父母維度。據此, 我們預測, 父母的關懷越多、冷漠/拒絕越少, 子女越可能尊敬安樂父母、和顏對待父母、陪伴父母、思慕父母(假設12)。Yeh和Bedford (2004)發現, 權威性孝道更高的個體, 其父母具有顯著更高頻率的不適宜行為(即父母的行為方式不符合孩子對父母的角色期望), 并更可能因此產生親子沖突; 而相互性孝道更高的個體, 更可能因父母要求與個人愿望相沖突而產生親子沖突(即更不愿意為了遵守父母要求而放棄個人愿望)。權威性孝道主要是指子女壓抑自己的欲望、犧牲自己的利益來滿足父母的要求, 這與研究1模型中的服從父母維度具有相通之處。據此, 我們預測, 父母給予自主性越少、父母與子女邊界的缺失越嚴重、父母對子女使用心理控制越多, 子女越可能服從父母(假設13)。楊立華(2017)通過比較以“敬”和“慕”為基礎的兩種不同的孝, 指出, 敬指向個體邊界的明確, 而慕更多地指向對個體界限的超逾和忽視。據此, 結合因素內涵, 我們預測, 父母與子女邊界的缺失越嚴重, 子女越不可能尊敬安樂父母、越可能思慕父母(假設14)。

其三, 在子女人格方面, 選取自立人格和服從傾向作為效標變量。自立人格是強調個人獨立、自由與人際聯結的對立統一的人格特質(夏凌翔, 黃希庭, 2008)。楊立華(2017)指出, 以敬為基礎的孝維持和促進個體精神自立, 而以慕為基礎的孝作為年少時對父母的依戀傾向的某種延續, 會削弱精神自立、延阻人的成長成熟。據此, 結合因素內涵, 我們預測, 子女自立人格程度越高, 越可能尊敬安樂父母、越可能勸諫父母、越不可能思慕父母(假設15)。服從傾向(compliance)是指個體易于服從他人的傾向, 描述的是個體懼怕沖突和壓力、難以應付權威壓力、渴望使他人滿意并迎合他人期待、尋求他人肯定的特質(Drake & Egan, 2017)。據此, 結合因素內涵, 我們預測, 子女服從傾向越強, 越可能服從父母、越可能思慕父母、越不可能勸諫父母(假設16)。

4.2 研究方法

4.2.1 被試

驗證性因素分析的目標樣本量是根據樣本量大于條目數的10倍的規則而決定的, 需要的最小樣本量為360人, 擬用于驗證性因素分析的樣本1滿足了這一目標。相關分析的目標樣本量是在數據收集之前通過G*Power來決定的(Faul et al., 2009), 為滿足相關分析的中等效應量ρ = 0.30和power = 0.95的要求, 需要的最小樣本量為138人, 本次研究的2個樣本都滿足了該目標。

樣本1：通過問卷星網站的樣本服務進行問卷發放, 共回收634個樣本, 剔除答錯探測試題的樣本和1個年齡填寫異常的樣本(“2歲”)后, 剩余有效樣本396個。其中, 女性占44.9%, 年齡在18~60歲之間(= 30.06,= 7.30), 最高學歷涵蓋初中或以下(0.3%)、高中或專科(11.4%)、大學本科(80.8%)和碩博研究生(7.6%), 只有2.0%被試的父母(或在未成年時的其他法定監護人)全部都已辭世。

樣本2：由于樣本2擬測量的效標變量量表在被試年齡方面有所限制, 因此通過問卷星網站的樣本服務針對在校高中生和大學本科生進行問卷發放, 共回收274個樣本, 剔除答錯探測試題的樣本后, 剩余有效樣本206個。其中, 女性占57.8%, 年齡在16~23歲之間(= 19.23,= 1.94), 所有被試都有至少一名法定監護人健在。

4.2.2 測量

樣本1和樣本2的被試均需要填寫在研究1中編制的、包含36個條目的孝量表。

在此之后, 樣本1的被試還需要填寫：

家庭自我概念：采用《田納西自我概念量表》的中文版(陳進, 2013; 姚信, 2003)的家庭自我概念分量表。共12個條目(α = 0.85), 5點計分。

父母教養方式：采用《父母教養方式問卷》的中文版(鄧婭玲, 2013), 要求被試通過回憶16歲之前親子互動的記憶來作答。共25個條目, 分為關懷(α = 0.79)、過度保護(α = 0.72)、冷漠/拒絕(α = 0.73)、給予自主性(α = 0.83)維度, 4點計分。

服從傾向：采用《服從量表》(Drake & Egan, 2017), 由心理學專業研究者進行翻譯, 并經過英語專業和心理學專業研究者的多次翻譯-回譯程序。共20個條目(α = 0.81), 被試用“是”或“否”作答。

社會贊許性：同研究1 (α = 0.73)。

樣本2的被試還需要填寫：

家庭彈性：采用《家庭彈性評定量表》的中文簡版(Li et al., 2016)。共32個條目(α = 0.89), 4點計分。

親子邊界不當：采用《親子邊界不當問卷》(Mayseless & Scharf, 2009), 由心理學專業研究者進行翻譯, 并經過英語專業和心理學專業研究者的多次翻譯-回譯程序。共35個條目, 分為誘發子女內疚(α = 0.87)、親子邊界缺失(α = 0.82)、子女的家長化(α = 0.87)、對子女使用心理控制(α = 0.93)、父母與子女關系三角化(α = 0.87)維度, 5點計分。

自立人格：采用《青少年學生自立人格量表》(夏凌翔, 黃希庭, 2008)。共40個條目, 分為個人自立(0.73)和人際自立(0.79)分量表, 5點計分。

社會贊許性：同研究1 (α = 0.74)。

4.3 研究結果與討論

4.3.1 信度分析

樣本1孝各個維度(尊敬安樂父母、服從父母、和顏對待父母、守身不辱父母、陪伴父母、揚名以顯父母、思慕父母、不干涉父母、勸諫父母)的內部一致性信度α分別為0.90、0.86、0.87、0.83、0.77、0.75、0.83、0.74、0.70。樣本2各個維度α分別為0.78、0.80、0.85、0.84、0.78、0.76、0.84、0.71、0.71。信度指標滿足情況良好。

4.3.2 驗證性因素分析

對樣本1進行驗證性因素分析。九因素結構具有較好的擬合結果(結構方程擬合指標見表3)。各個條目在相應因素上都具有較高載荷量(標準化載荷量在0.64~0.85之間,均小于0.001), 測量條目均有效。各維度的平均方差萃取AVE值分別為0.51、0.51、0.59、0.55、0.53、0.51、0.72、0.59、0.54, 均大于0.50, 聚合效度良好。9個因素分別對應的AVE平方根值均大于因素間的相關系數(見表4), 區分效度良好。

我們還嘗試了縮減因素數量, 并與九因素模型進行對比。如表3所示, 九因素模型的擬合結果優于八因素和七因素模型。此外, 我們依據楊國樞(2004)四因素模型的因素定義和所包含的內涵, 嘗試將九因素縮減為與之大致對應的三因素結構：合并尊敬安樂、和顏對待、陪伴、思慕維度以對應該模型的尊親懇親維度, 合并服從與不干涉維度以對應該模型的抑己順親維度, 合并守身不辱、揚名以顯、勸諫維度以對應該模型的護親榮親維度。(由于本研究在編制之初已明確剔除涉及父母死后情形的內容, 因此無維度對應該模型的奉養祭念維度。)結果表明, 三因素模型的擬合結果劣于九因素模型。綜上, 九因素模型在描述孝的多維心理結構方面更具優勢。

4.3.3 效標關聯效度分析

偏相關分析結果如表5所示。在控制性別、年齡、最高學歷(僅樣本1)、父母是否健在(僅樣本1)、社會贊許性的情況下, 孝各個維度均與家庭自我概念、家庭彈性顯著正相關, 這一結果支持了假設11。父母關懷與尊敬安樂父母(= 0.23,< 0.001)、和顏對待父母(= 0.31,< 0.001)、陪伴父母(= 0.30,< 0.001)、思慕父母(= 0.17,= 0.001)顯著正相關, 冷漠/拒絕與之負相關(= –0.23,< 0.001;= –0.12,= 0.014;= –0.21,< 0.001;= –0.12,= 0.016), 支持了假設12。父母給予自主性與服從父母顯著負相關(= –0.20,< 0.001), 親子邊界缺失(= 0.28,< 0.001)、父母對子女心理控制(= 0.38,< 0.001)則與之顯著正相關, 支持了假設13。親子邊界缺失與尊敬安樂父母顯著負相關(= –0.16,= 0.021)、與思慕父母顯著正相關(= 0.14,= 0.045), 支持了假設14。子女自立人格與尊敬安樂父母(= 0.32,< 0.001;= 0.19,= 0.008)、勸諫父母顯著正相關(= 0.22,= 0.001;= 0.19,= 0.006), 人際自立與思慕父母顯著負相關(= –0.16,= 0.026), 部分地支持了假設15。子女服從傾向與服從父母(= 0.21,< 0.001)、思慕父母(= 0.17,= 0.001)正相關, 與勸諫父母負相關(= –0.20,< 0.001), 支持了假設16。

表3 驗證性因素分析結果的對比(研究2)

注：***< 0.001。八因素模型是指在九因素模型基礎上將不干涉與勸諫維度合并。七因素模型是指在八因素模型基礎上將揚名以顯與思慕維度合并。三因素模型是指：尊敬安樂、和顏對待、陪伴、思慕; 服從、不干涉; 守身不辱、揚名以顯、勸諫。

表4 孝各個維度的偏相關關系(研究2樣本1, N = 396)

注：*< 0.05, **< 0.01, ***< 0.001。括號內的數值為AVE平方根值。控制變量：性別、年齡、最高學歷、父母是否健在、社會贊許性。

表5 孝各個維度與效標變量的偏相關關系(研究2)

注：*< 0.05, **< 0.01, ***< 0.001。控制變量：性別、年齡、最高學歷(僅樣本1)、父母是否健在(僅樣本1)、社會贊許性。家庭自我概念、父母教養方式、服從傾向的數據來自樣本1 (= 396); 家庭彈性、親子邊界不當、自立人格的數據來自樣本2 (16~23歲在校學生,= 206)。

5 研究3：“孝”內涵古今變遷的描述性研究

5.1 研究目的

研究3是一項描述性的研究, 目的主要在于考察孝內涵的古今變遷。具體包含2個方面：其一, 考察研究1探明的孝的各個維度在多大程度上符合當代大眾心目中的理想的孝; 其二, 孝是對待父母的恰當方式, 然而子女認為自己對待父母的恰當方式是否符合父母對于子女對待父母方式的期待, 是一個有待探索的問題, 研究3也將對這個問題進行考察。

5.2 研究方法

5.2.1 被試

樣本1：通過問卷星網站的樣本服務進行問卷發放, 共回收304個樣本, 剔除答錯探測試題的樣本和1個年齡填寫異常的樣本(“128歲”)后, 剩余有效樣本221個。其中, 女性占54.8%, 年齡在18~61歲之間(= 30.89,= 7.77), 最高學歷涵蓋初中或以下(0.5%)、高中或專科(12.2%)、大學本科(80.5%)和碩博研究生(6.8%)。

樣本2：通過問卷星網站的樣本服務針對有子女的父母(且子女年齡在10歲及以上)進行問卷發放, 共回收343個樣本, 剔除答錯探測試題的樣本后, 剩余有效樣本213個。其中, 女性占51.2%, 年齡在31~59歲之間(= 41.29,= 5.49), 子女年齡在10~33歲之間(= 14.72,= 4.10), 最高學歷涵蓋初中或以下(3.3%)、高中或專科(25.4%)、大學本科(67.1%)和碩博研究生(4.2%)。

5.2.2 測量

樣本1被試需要根據研究1編制的孝量表條目逐條回答“以下表述跟您心目中的理想的‘孝’是否相符”, 但是量表條目均由第一人稱改為第三人稱(如條目1“我尊重我的父母”改為“他/她尊重自己的父母”)。7點計分, “1”表示完全不符合, “7”表示完全符合。各個維度α分別為0.77、0.83、0.77、0.84、0.75、0.75、0.87、0.82、0.76。

樣本2被試需要根據研究1編制的孝量表條目逐條回答“以下表述是否符合您心目中對自己子女的期待”, 但是量表條目均由第一人稱改為第三人稱, 并將“父母”改為“我” (如條目1“我尊重我的父母”改為“他/她尊重我”)。7點計分, “1”表示非常不期待, “7”表示非常期待。各個維度α分別為0.79、0.86、0.82、0.82、0.80、0.81、0.83、0.83、0.76。

5.3 研究結果與討論

結果如表6和圖1所示。可以看到, 首先, 最符合當代大眾心目中的理想化的孝的因素依次是尊敬安樂父母(= 6.21,= 0.41)、陪伴父母(= 6.04,= 0.71)、勸諫父母(= 6.01,= 0.72)、不干涉父母(= 5.67,= 0.87)、和顏對待父母(= 5.49,= 0.84)、揚名以顯父母(= 5.26,= 0.96), 父母心目中對子女的期待也大致與此類似(= 5.83,= 0.63;= 5.64,= 1.02;= 5.83,= 0.83;= 5.46,= 0.92;= 5.25,= 0.99), 這反映出古今論孝的連貫性和一致性。其次, 對于守身不辱父母維度, 其與當代大眾心目中的理想化的孝的符合程度并不高(= 4.91,= 1.18), 但卻有許多父母期待子女以這種方式來對待自己(= 5.28,= 1.03)。最后, 思慕父母(= 4.48,= 1.44)和服從父母(= 3.91,= 1.05)就顯得與當代大眾的看法有些出入了, 父母也相對較少期待子女以這種方式來對待自己(= 4.03,= 1.49;= 3.54,= 1.17)。但是, 值得指出的是, 它們仍然是孝的組成部分, 49.8%和17.2%的被試依然覺得思慕父母和服從父母符合自己心目中理想的孝。這些結果與以往研究具有一致性, 例如楊曦(2016)發現, 當代城市老人對子女孝行的期待由順從轉變為尊敬, 以“抑己順親”或“家長權威”為特征的孝行受到的期待越來越少, 而精神與情感上的互動更受重視。

表6 被試心目中理想的孝與父母心目中對子女的期待(百分比) (研究3)

圖1 被試心目中理想的孝與父母心目中對子女的期待(平均值) (研究3)

6 總討論

本研究通過因素分析、效標分析等方法, 對孝的內在結構進行了考察。結果發現, 孝的內在因素包括尊敬安樂父母、服從父母、和顏對待父母、守身不辱父母、陪伴父母、揚名以顯父母、思慕父母、不干涉父母、勸諫父母。九因素結構具有良好的信度、聚合效度、區分效度、效標關聯效度, 從量表內容和維度的對應關系來看也具有良好的內容效度。與既往的量表相比(例如楊國樞, 2014; 范豐慧等, 2009), 本研究探明了以往研究中遺漏的一些重要因素。研究還發現不同因素與效標變量之間具有不同的關聯模式, 不同因素與當代大眾心目中的理想的孝的相符程度也不盡相同。因此, 確有必要構建細化的因素結構, 這有助于我們更準確地把握孝的多面性內涵, 并在批判孝或提倡孝時更少含混或偏頗。

6.1 儒學論孝的不同取向

在儒學內部, 除肯定仁義之價值外, 許多問題其實并非都有完全的共識。對于孝, 同樣存在著許多分歧。因此, 簡單而籠統地談儒學的孝, 對于孝的學術討論有害而無益。本文運用實證性因素分析的方法, 證實了儒學論孝的取向分歧, 是以現代心理學范式切入儒學思想研究的一個嘗試。這個話題所涉及到的問題是廣泛的, 以下僅圍繞本研究的主要發現, 從三方面的取向分歧進行討論。

其一, “敬”“慕”之分歧。楊立華(2017)指出, 孔子論孝, 以敬為根本; 孟子論孝, 重心在于慕, 他將人的不同年齡階段的關切和欲求統一放置在對父母的思慕和依戀這一情感之下。這構成孔、孟理解孝的心性基礎的不同。本研究通過實證性因素分析, 也明確地區辨出了尊敬安樂父母和思慕父母的維度。楊立華(2017)認為, 以敬為情感基礎的孝, 使個體明確自己在自然-社會-歷史中的特定位置及其責任和權利, 指向的是個體間邊界的明確; 而以慕為情感基礎的孝, 是年少時對父母的依戀的某種延續, 易使子女在精神上拒絕成齡、排斥成長和成熟、削弱精神自立, 它是將某種接近異性之間的思戀的感情投射到了與父母的關系中, 指向的是對個體界限的超逾和忽視。本研究也證實, 在思慕父母維度上分數較高的個體, 更多地存在親子邊界缺失的問題、人際自立水平更低; 而在尊敬安樂父母維度上分數較高的個體與此相反。陳來(2019)也指出, 孔子論孝具有二重性, 而孟子論孝則不再突出強調“禮”。孔、孟論孝的這種取向差異, 對于理解中國社會親子關系與人際邊界有著重要作用, 但在以往的孝的心理學研究中都被混為一談了。這種孺慕之孝并非只是學術思想上的構念, 根據李志剛(2015)的研究, 它在古代社會禮俗中有著非常現實的體現, 例如言語和行為上的嬰兒化、父母喪葬中子女效仿嬰兒態的習俗等, 王立(2005)也曾指出了喪悼主體的兒童化現象。盡管孟子肯定不會認同二十四孝, 但是孟子將慕的強調引入孝的論述中, 很難說與后世諸如老萊子作嬰兒狀、彩衣娛親等形式的孝道完全無關。孟子以慕論孝自有其學術意圖, 但確實也開啟了這樣的思想危險。因此, 區辨和厘清這兩種不同因素, 對我們重新審視孝的內涵是很關鍵的。

其二, “敬”“順”之分歧。張子峻(2019)指出, 中國古代孝觀念有一由“敬”變異為“順”的權威化過程。從本研究的實證性因素分析結果來看, 也可以發現服從父母維度的條目來自于《孟子·離婁》《禮記·內則》《禮記·玉藻》, 根據以往學者的考辨, 這三篇文獻很可能都是戰國中期的作品(王鍔, 2004; 當然, 《禮記》各篇的成書年代是無法完全確定的), 可見戰國中期論孝已經與春秋論孝的取向有了很大不同。與服從父母不同的是, 勸諫父母則為《論語》和《孝經》所強調。《孝經》稱孔子曾說過：“當不義, 則子不可以不爭于父。”曾子則主張“諫而不逆”, 即便父母不聽勸諫也不違逆。而到了孟子, 開始強調“父子之間不責善”, 并提出“親之過大而不怨, 是愈疏也; 親之過小而怨, 是不可磯也”, 即父母的過錯若不大則不應抱怨。及至《禮記·內則》, 已經出現了“父母怒、不說(悅), 而撻之流血, 不敢疾怨, 起敬起孝”的觀點, 父母毆打以致子女流血, 甚至不應怨恨, 更不必說違逆一類的話了。很難說這些學者互不認同彼此的觀點, 但是其所強調的側重點之差異還是比較明顯的, 例如曾振宇(2007)就曾指出, 孟子過于強調“順”, 并且主張“得乎親”, 即不問是非曲直而無條件地服從父母意志。張子峻(2019)指出, 之所以孝經歷了由敬向順的異化, 其中原因之一就在于家庭的私人倫常不斷上升為國家的公共倫理。這一過程中最典型的案例是唐玄宗注釋《孝經》, 為推動“移孝作忠”, 他通過增刪臆改經文, 促使“父子之道”與“君臣之義”合轍, 這使得《孝經》學發生根本轉折(陳璧生, 2012)。由此, 孝親越來越成為忠君的隱喻, 本來屬于政治倫理的服從開始滲入孝的要求中。這種要求子女服從父母的孝, 同樣不止于學術討論, 而是以一整套對子女極不公平的刑罰制度加以推行(李錦全, 2004; 馬新, 2004)。這種社會制度化的服從性的培養, 對于中國社會的人的性格產生了很大的影響。本研究也證實, 在服從父母維度上分數較高的個體, 具有更嚴重的服從傾向和更差的人際自立人格, 這支持了以服從父母為基礎的孝的有害性; 而在勸諫父母維度上分數較高的個體則與此相反。

其三, 與《論》《孟》不同, 《孝經》還特別凸顯出了對揚名以顯父母的強調。本研究也通過實證性因素分析抽取出了這一以《孝經》章句為代表的獨特因素。這種論孝的取向, 把孝從內在德性的實踐變成了外在功業的追求。朱熹就曾批評《孝經》“啟人僭亂之心” (黎靖德, 1994)。曾振宇(2019)指出, 《孝經》論孝, 使得孝的評價會因社會地位不同而產生差異, 故此朱熹批評其所言“害理”。

以上所討論的, 是專就差異點而言。儒學論孝, 相同點顯然多于相異點, 例如對以敬論孝的共同肯定等, 因此不能僅憑相異之處就否認這些經典文本對于孝的學術討論的積極貢獻。

6.2 古今論孝的意涵嬗變

由于古代沒有與當代相匹配的數據, 因此以定量方法考察古今文化心理變遷的問題, 存在很多限制。本研究在量表編制過程中兼顧古代與當代語料資源、在量表分析過程中以當代個體為被試來驗證依據古代文本所概括出的假設、在量表編制結束后考察所抽取的各個因素是否符合當代人的看法, 這樣的研究思路是古今文化心理變遷研究的一種嘗試。從因素分析結果來看, 多數潛變量由經典文本改編條目和被試自由生成條目共同預測, 這反映出古今論孝的連貫性和一致性。而在其中, 我們更加關心的是那些不盡一致的地方, 主要包含以下4點。

其一, 陪伴父母維度是一個完全由當代被試自由生成條目所預測的潛變量。它或許在內在精神上與經典文本有相通之處, 但確實很難在本研究選取的4部經典中找到直接來由。這既反映出當代社會流動性、家庭結構和生活節奏的變化, 也反映出當代個體更加重視以精神陪伴、交流情感、分享生活日常的方式來行孝。以往研究也將精神交流與關心列為當代老人對子女孝行期待轉變的突出特征之一(楊曦, 2016)。

其二, 當代大眾對以服從父母、思慕父母的方式來行孝的認可程度不高。這與以往研究的發現具有相通之處(陳滔, 卿石松, 2019; 傅緒榮等, 2016)。這種變化可能有多方面的原因：一方面, 新文化運動以來, 以父權意識為中心的孝文化受到批判, 平等精神越來越深入人心(吳鋒, 2001), 例如魯迅在《我們現在怎樣做父親》中就指出“子女是即我非我的人, 但既已分立, 也便是人類中的人, ……因為非我, 所以也應同時解放, 全部為他們自己所有, 成一個獨立的人” (魯迅, 2015); 另一方面, 正如費孝通(2012)在《鄉土中國》中所指明的那樣, 古代社會變化小, 傳統的效力大, 家長的教化權力更為強制, 而現代社會變化極快, 人不再能靠積古的經驗做指導, 當父母的經驗不再可靠, 對于服從父母的需求本身也降低了。

其三, 盡管在研究3中, 勸諫父母受到的認可程度很高, 但是在被試自由生成的337個描述語句中, 僅1條涉及到勸諫父母(占0.03%), 可以推測, 人們在未經引導的情況下自由討論孝時, 還是不會優先聯想到對父母的勸諫, 而更易把對父母的服從擺在前面。此外, 在研究1中假設的“無違于理”維度(假設1)未能在因素分析中析出。這些都反映出以服從父母為基礎的孝在當代依然遺留著很深的影響。

其四, 在研究1中, 假設的“延續父母”維度(假設10)未能在因素分析中析出, 而在研究3中, 守身不辱父母的認可程度相較于其它因素而言并不是那么高, 這可能反映出古今自我觀的變化, 當代個體更少像《孝經》說的那樣將自己視作“父母之遺體”, 而是將自己視為自己、父母視為父母, 研究2也證實了, 在守身不辱父母維度上得分較高的個體具有更強的親子邊界缺失問題。與此形成鮮明對比的是, 父母對子女以守身不辱父母的方式來行孝的期待卻相對較高, 這可能是因為父母更易把子女視為自己的一部分(而子女更少把自己視為父母的一部分)。總的來說, 本研究的發現為中國文化下的親子關系、家庭生活、人際邊界等研究提供了一些值得思考的啟示, 這些有待未來的研究進一步證實和探索。

6.3 研究局限與展望

楊立華(2017)指出, 孝深刻地塑造了中國人的基本品格, 在未來的文化建設中, 孝無疑仍是構建道德秩序的核心, 但是究竟以什么樣的情感底色為基礎來確立現代社會倫理準則是應當深思的。本研究在區辨孝的不同因素的基礎上, 發現了不同因素與父母教養和子女人格的不同關聯模式。未來, 還應進一步深入考察孝的不同因素與成長環境、教育背景、社會角色、社群文化等前因變量的關聯, 以及其在人格養成、成人依戀、家庭關系、人際邊界、創造力與創新能力、社會功能等方面的不同作用, 以避免在批判孝或提倡孝時陷于籠統和偏頗, 也使孝的積極因素能夠發揮出其積極價值。

需要說明的是, 本研究的九因素結構中, 沒有包含“贍養父母”或類似的因素, 這與以往結果具有一致性, 無論是楊國樞(2004)還是范豐慧等人(2009)所提出的四因素模型, 其量表條目都沒有涉及到這方面的內容。這可能是由于該方面相對比較基礎、在區分度上有所欠缺, 沒有形成相對獨立的因素。這個問題有待未來研究進一步深入考察。

本研究的局限之一在于, 利用了古籍資料來間接獲取古人生活現實的有關信息, 但古籍資料很可能包含了一些理論家的理論設計, 難以完全反映古人生活世界的原貌, 與當代被試自由生成的內容并非完全對應。當然, 這些經典資料中的理論與現實行為也并不割裂, 它們在后世影響甚深, 有許多制度化的落實與民俗化的沉淀, 成為人們生活實踐的準則, 可以在一定程度上體現古代生活實踐的特點。后世社會治理者通過刑律司法、旌賞孝行、以孝選官等方式, 促使孝的理論越來越落地為現實的行為準則(李錦全, 2004; 馬新, 2004); 許多民間孝行成為傳奇典故流傳于世, 童蒙讀物也普遍強調以孝立身, 以孝義感化為基礎的禮樂教化在社會中不斷深入, 影響著人們的社會行為(王美華, 2003)。盡管如此, 本研究所選取的古籍資料還是可能混淆了一些理論與現實的差異, 與當代被試自由生成的內容存在著一定的區別。

此外, 本研究還存在其它局限。本文將孝定義為對待父母的恰當方式, 這是針對其本來意涵而提出的, 但是, 在文化多元共存的當今世界, 必須指出, 不同文明體系對于對待父母的恰當方式存在著不同的看法, 不必然含括在孝的范疇內, 因此, 孝的具體內涵與因素結構主要反映的是東亞文明圈內的文化特點。通過經典文本改編的條目僅來自《論語》《孟子》《孝經》《禮記》, 不能完全反映其他儒者、其他學派對孝的理解。主要采用方便取樣的抽樣方法, 在樣本選取上可能存在偏差。

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Multidimensional psychology of filial piety (): Differences in orientation and changes from ancient to modern times

GE Xiaoyu

(School of Psychological and Cognitive Sciences and Beijing Key Laboratory of Behavior and Mental Health, Peking University, Beijing 100871)

Filial piety () refers to the proper way to treat parents, an important concept in Chinese culture. Since the advent of the New Culture Movement in China, some people have criticized filial piety, whereas others still advocate it. The possible basis for this disagreement may be that filial piety is comprised of both good and dark sides. Psychological researchers have conducted empirical studies exploring the factor structure of filial piety. However, past research in the realm of filial piety has had some limitations, such as unsatisfactory reliability and validity, confound of subjective researcher intent, and omissions of important factors. I predict that there exists more factors inside filial piety and that the different factors are correlated with different criterion.

Here, I have tested an operational conceptualization of filial piety. Specifically, in the pilot study, items were generated in two ways. First, 50 items were adapted from four Chinese philosophical classics, namely,,, and. Second, 56 participants were then recruited to list 5–10 characteristics of filial piety, with a total of 337 individually generated descriptors that I collected, which were then grouped into 48 categories by a psychology student blind to the hypothesis, who was asked to simplify the redundancies. In Study 1, I used exploratory factor analysis to construct a measure of filial piety (= 633). In Study 2, I used confirmatory factor analysis and tested the correlations of each dimension of filial piety and criterion variables, including family self-concept, family resilience, parent bonding styles, inadequate parent-child boundaries, self-supporting personality, and compliance, to validate the structure (= 396 and 206). In Study 3, I asked the participants to indicate to what extent each item in the scale agreed with their ideal (s) of filial piety (= 221). I further asked those with children older than 10 years to indicate to what extent each item agreed with their ideal expectations of how their children—of any age—should treat them (= 213).

The results demonstrated that filial piety is composed of nine factors: respecting and installing parents, obeying parents, being kind and pleasant to parents, adhering to principles without letting parents feel humiliated, accompanying parents, making a name for oneself and letting parents feel honored, yearning for parents, not interfering with parents, and dissuading parents. The nine-factor structure has good reliability, convergent validity, discriminant validity, criterion-related validity, and content validity. Different factors have different patterns of correlations with criterion variables. After controlling for covariates, all dimensions of filial piety positively correlated with family self-concept and family resilience. Parental care positively correlated with respecting and installing parents, being kind and pleasant to parents, accompanying parents, and yearning for parents. Parental indifference negatively correlated with the above mentioned variables. Likewise, parental autonomy negatively correlated with obeying parents. Lack of parent-child boundaries and the use of psychological control positively correlated with obeying parents and yearning for parents, whereas it correlated negatively with respecting and installing parents. A self-supporting personality positively correlated with respecting, installing, and dissuading parents. An interpersonal, self-supporting personality negatively correlated with yearning for parents. Compliance positively correlated with obeying parents and yearning for them but correlated negatively with dissuading them.

These findings help to understand the internal structure of filial piety and differentiate its good side from its dark side.

, Confucianism cultural psychology, filial piety, filial behavior, indigenous psychology

2020-06-27

葛梟語, E-mail: gexyu@foxmail.com

B849: C91