雙元孝道中的同胞效應

關鍵詞：雙元孝道；獨生子女；同胞數量；兄弟姐妹；少子化中圖分類號：C92-05文獻標識碼：A文章編號：1000-4149（2025）04-0016-15DOI： 10.3969/j.issn.1000-4149.2025.04.002

一、引言

人口老齡化關系到經濟社會的長遠發展，隨著我國進入老齡化發展新階段，經濟社會正在經歷深刻的變革和調整。由于我國當前的社會養老服務體系建設尚不完善，對于大多數老人而言，養老方式依然以子女主導的家庭養老為主，老年人的生活質量很大程度上取決于子女提供的養老支持。在中國社會，“孝道”是維系代際聯系和指導家庭生活的核心準則，也是應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，孝道觀念發揮著重要的積極效應[。積極發揮中華民族深厚悠久的孝老美德，能夠為中國應對人口老齡化提供強大精神力量及和諧人文環境。在此社會背景下，探析我國居民的孝道觀念，進而弘揚孝道風尚，以促進子女為父母提供更為優質的養老服務，讓老年人共享改革發展成果、安享幸福晚年，這對整個中國社會而言具有重要意義。基于此，本研究通過社會科學的經驗分析來探析居民孝道觀念的影響因素，以期促進我國孝道風尚的弘揚和建設。

學界對孝道觀念的影響因素進行了廣泛的探討，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，如父母的教養方式[2-3]、父母的孝道觀念[4]等。面對復雜多樣的家庭環境和成員互動，家庭視角仍存在探索空間。20世紀80年代以來，中國的家庭結構和個體成長環境發生劇烈轉變。計劃生育政策使家庭規模發生了由大到小的變化，近年來隨著生育政策調整優化，多子女家庭重新回到公眾視野。家庭規模和結構的變化將對子女的人格養成和社會化過程產生深遠影響「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揮著重要作用。基于此，本文將同胞納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，以期增進對孝道變遷之謎的認識，為深人理解中華文化變遷與傳承提供微觀證據。最后，本文希望能夠提供一個文化視角來進一步審視我國人口政策，為制定和完善相關家庭與社會制度提供有益參考。

二、文獻回顧

葉光輝等提出了雙元孝道理論，將孝道劃分為“相互性”和“權威性”兩個維度，孝道在這兩個維度上的內涵具有不同特點[7]。“相互性孝道”（reciprocal filial piety）強調的是子代基于對親代養育恩情的感激而產生的回饋心愿，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，反映了代際間的關系連結與情感互動，是儒家倫理中“親親”原則的體現。“權威性孝道”（authoritarian filial piety）強調的是子代基于對親代角色權威的認同而產生的遵從心理，在這種孝道模式中，代際關系中具有明確的角色規范和倫理準則，是儒家倫理中“尊尊”原則的體現。

本文認為個體的同胞數量對其孝道觀念會產生影響。這是因為子女在承擔養老責任時并非獨立的，而是共同負責、相互影響的，在子女行孝的過程中，同胞間會產生一種示范作用，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生一種攀比效應，子女會向為父母提供最多幫助的同胞看齊[9]。也就是說，在多子女家庭中，子女在孝道行為上是互相學習和效仿的，子女也更有可能將同胞的孝道行為視為參照標桿，來督促自己的孝道行為。

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

其次是同胞數量如何影響權威性孝道觀念。中國的現代化歷程是一個急促、斷裂和濃縮的過程，盡管受到現代性浪潮的沖擊，但實際上根植于中國人心中的傳統觀念并未受到本質性的消解。在當代中國，傳統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度就是根據長幼之序，在親屬稱謂中也會分出兄和弟、姊和妹、伯和叔，老者在家庭關系中仍然處于尊者地位，父慈子孝是需要被強調和遵守的倫理秩序與道德規范[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系規則，這套規則限定了家庭成員在處理家庭關系上的制度性和規范性要求，并規定了家庭生活的基本內容及其社會屬性，如婚姻、生育、喪葬、情感、權力關系等[15]。這種“倫理本位”強調家庭內部的角色規范，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，成員間更容易產生矛盾，而服從長幼階序的倫理規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范和長者權威，形成一套縝密的“政治規則”，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為優于個人利益，家庭角色階序也更會得到強調[18]。因此，我們有理由認為，子女的同胞數量越多，家庭內部的關系秩序和角色規范越可能得到強調，子女越可能更加認同和遵從父母權威，即權威性孝道觀念越強。

三、研究設計

1.數據與變量

本文使用的數據來自 2017年的中國社會綜合調查（Chinese General Social Survey，CGSS）。CGSS是由中國人民大學中國調查與數據中心組織實施，包含了社會、社區、家庭、個人多個層次的數據。CGSS2017采用分層三階段概率抽樣，數據來源可靠，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，至少應該要生一個兒子”“對父母的養育之恩應該心存感激”“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，分別是“非常不同意”“相當不同意”“不同意”“無所謂同意不同意”“同意”“相當同意”“非常同意”，我們對其從1分（非常不同意）至7分（非常同意）進行賦分。參考已有研究[1，通過主成分分析和因子旋轉提取2個公因子，其中，公因子1涉及的指標是“感激父母養育之恩”“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涉及的指標是“生兒子以傳宗接代”和“放棄個人志向以達成父母心愿”，命名為“權威性孝道”，分析結果均通過相關檢驗。

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

此外，我們設置了一系列控制變量，包括個人特征、家庭特征和地區特征。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、戶籍性質、收入的對數、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，地區特征包括西部地區、中部地區、東部地區以及各省份GDP。

2.計量模型

本文的基準回歸部分采用最小二乘法（OLS）估計，并選擇異方差穩健標準誤以降低遺漏變量對回歸結果的可能影響。當然，OLS估計可能存在內生性問題。首先是遺漏變量問題。孝道觀念受受訪者的成長經歷、代際關系、個人性格等因素影響，但我們無法獲得這些信息。而且同胞數量由其父母的選擇決定，可能受到父母生育時的經濟收人、婚姻質量等因素的影響，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，不同風俗、概念、文化的地區異質性較大，而孝道觀念在中國各地的具體表現形式也不一而足，使用統一的題器測量可能存在一定的偏差。綜合以上情況，上述內生性問題是無法規避的，為了準確估計同胞數量對孝道觀念的影響，我們采取工具變量、增強逆概率加權等方法來對結論進行檢驗。

在進人正式分析之前，有一點需要說明，由于我國長期實施的計劃生育政策，不同同胞數量的個體在年齡方面存在系統性差異。一個合理疑問在于，年齡或世代是不是導致他們觀念存在差異的原因，而非同胞數量。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行分組，并盡量縮小組內的世代跨度，在保證組內差異最小化的基礎上進行回歸分析。然而，本文出于以下考慮沒有采用這種方法：首先，根據社會化理論，個體的主觀認知或社會態度形成于生命早期，并在形成后保持持續穩定[19]。孝道觀念作為一種穩定的價值傾向，一旦在青少年時期形成，除非經歷了劇烈的生活境遇變化，否則難以輕易改變[1]。因此我們有理由認為，調查對象的孝道觀念在其成年后是保持穩定的，而非隨年齡發生變化。其次，在識別策略方面，我們在控制變量中加人年齡變量，并且在穩健性檢驗部分，為了降低政策因素的干擾，根據樣本的出生時間將樣本劃分為兩組，即計劃生育政策從嚴前和計劃生育政策從嚴后，分別進行討論。另外，我們也采用了工具變量、增強逆概率加權等方法對結論進行穩健性檢驗，這可以盡量避免樣本系統性差異所帶來的選擇性誤差。最后，如果一定要對樣本進行世代劃分來分組討論，那么我們需要保證組內各同胞數量群體在樣本規模上不存在較大差距，但受計劃生育政策影響，計劃生育政策從嚴后同胞數量大幅減少，這導致組間樣本規模和樣本結構差距較為懸殊，此時即便進行回歸分析，其結果也是不可靠的。也就是說，即使我們假設本研究中樣本年齡的系統性差異難以避免，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，如果未來數據允許，我們會進一步考察選擇效應的潛在影響。

四、實證分析

1.描述性統計

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威性孝道觀念，獨生子女得分均最低，且二者均隨同胞數量的增加而升高。從個體特征來看，獨生子女的平均年齡最低，且同胞數量越多的群體，平均年齡越高，這反映了我國生育率逐漸下降的事實。獨生子女中男性比例最高，且同胞數量越多的群體，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象。獨生子女中漢族比例最高。獨生子女的受教育程度最高，且同胞數量越多的群體，平均受教育水平越低。獨生子女的在婚比例最低，農業戶籍比例最低，收入水平最高。從家庭特征來看，獨生子女的父母受教育水平最高，父母是黨員的概率最高，且二者均隨同胞數量的增加而下降。從地區特征來看，獨生子女東部地區占比最高，西部地區占比最低。

2.基準回歸

表2報告了同胞數量對相互性孝道的回歸結果。其中，（1）一（3）列的因變量為相互性孝道，（4）一（6）列的因變量為權威性孝道。第（1）列只納人同胞數量和個體特征，可見同胞數量越多，相互性孝道觀念越強。此外，年齡與相互性孝道呈現倒“U”形曲線關系，漢族的相互性孝道更弱，中共黨員的相互性孝道更強。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。第（3）列加入地區變量，構成相互性孝道的完整模型，在加入全部變量后，同胞數量對相互性孝道觀念的正向影響仍然顯著。此外，農業戶籍的相互性孝道更強；與中部地區相比，東部地區的相互性孝道更強；地區經濟發展水平越高，相互性孝道越弱①。

與之類似，（4）一（6）列在同胞數量的基礎上依次加入個體特征、家庭特征、地區特征作為控制變量，考察同胞數量對權威性孝道觀念的影響。可知，同胞數量對權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度，這表明同胞數量越多，權威性孝道觀念越強。此外，男性的權威性孝道更強；受教育程度越高，權威性孝道越弱；農業戶籍的權威性孝道更強；收入越高，權威性孝道越弱，這表明經濟收人的提高會削弱個體對親代權威的認同；中共黨員的權威性孝道更強；父母受教育水平越高，權威性孝道越弱，這可能是因為父母的文化水平更高，因而在養育子女的過程中更少地展示自己的親代權威，家庭氛圍較為輕松；與中部地區相比，東部地區和西部地區的權威性孝道更弱；地區經濟發展水平越高，權威性孝道越弱，這是因為家庭倫理作為一種傳統文化的特質，隨著現代化水平的提高，其內涵不斷受到沖擊[22]，現代化水平越高、經濟發展越發達的地區，人們的思想觀念越趨向于平等，家庭角色規范也因之弱化，因此權威性孝道更弱。

3.穩健性檢驗

下面對結果進行穩健性檢驗，采用得分加總的方法對兩種孝道重新賦值，并計算了題項間的克朗巴哈系數，結果顯示題項具有較高的測量信度，我們將其進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行檢驗，結果如表3所示，檢驗結果與基準回歸的估計結果基本一致。

為降低遺漏變量對模型結果的干擾，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仍保持穩定，則說明即便存在遺漏變量也不會改變核心結論[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”“子女數量”“社會保障情況”“互聯網使用情況”。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歲時父親擔任行政職務情況”“14歲時父親單位類型”。結果如表4所示，即便加入了更多控制變量，同胞數量的作用依然顯著。

在中國社會背景下考察同胞數量，生育政策是不可忽視的重要因素。1980年中共中央《關于控制我國人口增長問題致全體共產黨員共青團員的公開信》明確提出“提倡一對夫婦只生一個”的獨生子女剛性政策，成為計劃生育歷史上政策規定最為嚴厲的時期。自此以后，中國家庭人口規模不斷縮小，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，計劃生育政策的實施使本研究中樣本的同胞數量在時期上是存在系統性差異的。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，分別進行考察。第一組，出生年份在1980年以前，這部分樣本的同胞數量可大致視為未受或受到較小的嚴格生育政策影響；第二組，出生年份在1980年及之后，這部分樣本的同胞數量可視為受到較大的嚴格生育政策影響。我們將這兩組樣本分別進行回歸，其中第二組參照相關文獻[24]，根據樣本的戶籍地省份、戶籍性質和民族類型這三個指標，構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，同胞數量對孝道觀念的正向影響依然存在。另外，從回歸系數來看，這一影響在1980年后出生的群體中更為強烈，這在一定程度上說明同胞數量在孝道形成過程中發揮的作用愈發重要。

4.內生性處理

前面分析了本研究中存在內生性的可能，即遺漏變量問題和測量誤差問題，為了進一步檢驗同胞數量對孝道觀念的因果效應，我們首先采用工具變量法來進行穩健性檢驗。有效的工具變量要滿足三個條件，即與內生解釋變量相關、沒有獨立影響被解釋變量的渠道、與隨機擾動項不相關。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查對象的平均同胞數量。經濟學家和社會學家常常采用社區或更大范圍的地區層面的聚集數據作為個體層面指標的工具變量［25]。一般認為，由宏觀層次的聚集數據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（peer effect）也保證了集聚數據和解釋變量間的相關性[25]。一方面，平均同胞數量是該省經濟水平、文化觀念、政策法規等相關生育影響要素的體現，調查對象的同胞數量可以說在一定程度上受到該省相關要素的影響，因此省級層面的平均同胞數量對個體的同胞數量具有高度預測性，并且不對個體的孝道觀念產生直接影響，具有很強的外生性；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量，因此能夠確定因果關系的方向性。

第二個工具變量是調查對象配偶的同胞數量。學界常用配偶特征作為個人特征的工具變量，這是因為婚姻具有選擇性，人們會根據自身的標準和條件選擇配偶，并往往與和自己具有相似特征的人結婚[26-27]。婚姻雙方的同胞結構也具備這一特征，獨生子女的配偶更可能是獨生子女，非獨生子女的配偶也更可能是非獨生子女[28-29]。由此，被訪者配偶的同胞數量與其同胞數量高度相關，但與其孝道觀念并不直接相關，我們以此作為第二個工具變量①。

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

當然，考慮到工具變量滿足嚴格外生假定往往僅存在于理論層面，現實中的工具變量可能普遍存在輕微的內生性，為穩健起見，我們進一步通過放松嚴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，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，仍能得到穩健的估計量。若FAR統計量的 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，結果表明通過FAR檢驗，這進一步驗證了本文結論。

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健性，下面采用增強逆概率加權法（AIPW）來進行估計。這種方法的優勢在于，由于加權項或偏差修正項的加人，即便干預模型或結果模型中一個設定錯誤，仍可得到有效估計[31]。同時，也采用回歸調整法（RA）作為穩健性檢驗。我們將樣本按同胞數量劃分為“少子女家庭”組（同胞數量小于等于1）和“多子女家庭”組（同胞數量大于1），計算其平均處理效應。結

果如表7所示，在盡量避免了自選擇問題后，同胞數量的影響依然是顯著為正的，加權后的數據通過了平衡性檢驗①。

五、進一步分析

1.獨生子女與非獨生子女的差異

進一步地，我們還特別關注獨生子女群體在孝道觀念上的表現，盡管上面的分析已經表明同胞數量對孝道觀念具有正向促進作用，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。費孝通認為中國家庭內部代際關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和鞏固，其核心原則是代際間的均衡互惠[32]。但在獨生子女的代際關系中，存在著一種不可避免的結構性矛盾，就是資源分配不對等［33]，獨生子女家庭更容易出現以子女為中心、一切為了子女的“偏重子代”傾向[34]。獨生子女從一出生就成為整個家庭的關注中心和未來寄托，得到父母的經濟幫助遠遠高于非獨生子女，且更有可能得到父母經濟的“凈幫助”，但他們對父母的義務、責任履行卻在減少，是代際交換關系中的受益方[35]，這可能使獨生子女與非獨生子女在孝道觀念上存在顯著差異。

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

生育選擇理論，當面臨經濟動蕩或生育政策沖擊時，生育率會急劇下降，在此過程中，由于相對較低的機會成本，“質量”越低的父母選擇生育越多的孩子[36]，因此獨生子女的出生條件往往更優越。從本文的描述性統計部分可知，獨生子女更多來自東部地區、

高經濟水平地區，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，這些資源稟賦對權威性孝道觀念的弱化作用與同胞數量對其的強化作用形成對沖和中和，使得整體上獨生子女與非獨生子女在權威性孝道上沒有顯著差異。

為了驗證向下傾斜的代際支持是不是獨生子女相互性孝道更弱的原因，我們檢驗代際支持在其中的中介效應。對于相當多的中國家庭而言，經濟支持依然是代際支持中最重要最根本的內容[37]，因此我們用親代對子代的經濟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，您自己父母是否經常為您提供以下幫助？（給錢）”，我們按頻率從“完全沒有”到“很經常”賦值為1—5，值越大，說明父母為其提供經濟支持越頻繁。分別采用Sobel和偏差校正的自舉置信區間估計法（抽樣1000次）對中介效應進行檢驗。控制變量設置均沿用前面的分析模型。

通過Sobel和自舉法檢驗，對代際支持的中介效應進行計算，結果如表9所示。Sobel檢驗顯示，間接效應系數顯著，自舉法也顯示其 95% 的置信區間不包括0，說明獨生屬性不僅會直接影響相互性孝道，還會通過“代際支持”這一中介效應來間接影響相互性孝道，也就是說，獨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。

本文認為代際間的情感交流可以緩解獨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情感為基礎，反映的是代際間的親密連接與主動自發的情感表現「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父母對自己的關愛與付出，從而增進對父母的理解。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，您是否經常聽父母的心事或想法”“過去一年，您父母是否經常聽您的心事或想法”，每個問題包括五個定序的選項，分別是“完全沒有”“很少”“有時”“經常”和“很經常”，我們對其從1分（完全沒有）至5分（很經常）進行賦分，并計算這兩個指標的克朗巴哈系數，結果顯示指標的內部一致性信度較高，我們將這兩道題目的得分進行加總，構造變量“情感交流”，其數值越高，表明代際間的情感交流越頻繁。

表10在表8中第1列的基礎上加入調節變量情感交流及其與獨生子女的交乘項，可以看出，情感交流對獨生子女和相互性孝道的關系產生了顯著的正向調節作用。這說明，如果父母與獨生子女進行更多的情感交流，將緩解缺少同胞而帶來的負效應。另外表10也反映了情感交流對相互性孝道的促進作用，子女與父母的情感交流越多，他們的相互性孝道越強。這是因為代際間的情感交流能夠使子女更多地感受到來自父母的關愛，感受到父母對自己的支持和照料，從而促進相互性孝道的形成。

2.其他異質性分析

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

六、結論與政策建議

在中國社會，孝道是維系代際聯系和指導家庭生活的核心準則，特別是在我國已經進入老齡社會的當下，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對老齡化具有現實意義。本文以同胞數量為視角，探析了同胞數量對中國人孝道觀念的影響，研究發現： ① 雙元孝道中存在同胞效應，即同胞數量對相互性孝道和權威性孝道均具有正向促進作用。 ② 同胞效應呈現出隨時代發展而逐漸強化的趨勢。與1980年以前出生的群體相比，同胞數量在新世代群體的孝道觀念中發揮的作用更大。 ③ 與非獨生子女相比，獨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；獨生子女與非獨生子女在權威性孝道觀念上不存在顯著差異。 ④ 與相互性孝道相比，權威性孝道中的同胞效應更具普遍性和廣泛性，在各組群體中均發揮顯著作用。 ⑤ 同胞效應在男性、非農業戶籍、東部地區、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。

黨和國家高度重視老齡事業和養老服務體系發展。中國在“十四五”時期開啟全面建設社會主義現代化國家新征程，黨中央把積極應對人口老齡化上升為國家戰略。孝道文化作為一種應對老齡化的軟實力，在養老文化導向、養老服務體系建設方面發揮著重要作用。本文主要結論的啟示在于，同胞在子女孝道觀念塑造方面發揮重要作用，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，社會應該對此加以重視。基于這一認識，本文認為，在我國生育政策持續調整優化的背景下，應保持對家庭規模和結構變化的關注，加強對少子女家庭的孝道文化教育。首先，政策部門應完善家庭、學校、社會協同育人的制度建設，引導優化少子女家庭的教養模式，構建完整的家庭教育支持體系，設立專項服務平臺，幫助親代在子代早期成長階段培養家庭責任意識。其次，父母對獨生子女不應無條件給予，長期頻繁的向下支持將弱化子女對父母養育恩情的感知，而是應該加強代際間的情感交流，因為情感交流不僅有助于增強家庭成員間的情感關系，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心想法和真實感受，有助于子女體認父母對自己的關愛與付出，從而增進對父母的理解。父母也應重視少同胞子女在情感認知方面的培養，鼓勵獨生子女加強同伴交往，在社會互動中提升共情能力和責任認知。最后，由于同胞效應隨世代更新而日益強化，一方面，應針對新世代群體的認知特點和學習需求，利用數字化工具等手段加強對孝道文化的創新傳播，激發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，也要不斷發展和改良傳統孝道文化，在孝道文化合理內核的基礎之上，取其精華、棄其糟粕，給傳統孝道文化以符合時代要求的新詮釋，形成適應中國老齡社會新格局的孝道文化，引導全社會建成良好的孝道文化風范。

（感謝任遠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。）

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TheSibling Effect inDual Filial Piety

LIN Xuanhao，HU Anning （School of Development and Public Policy，Fudan 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