Page 220 - 《社会》2025年第1期

观念因何而变？

与之前研究所使用的 CGSS 问卷量表（胡安宁，2017）并不完全一致。 与
CGSS 相比， 基于 CFPS 数据构建的权威型孝道因子对应的测量指标的
信度更高，而构建的相互型孝道因子对应的测量指标的信度更低（参见
表 1）。 3

表 1：不 同 数 据 库 量 表 比 较 说 明
CFPS CGSS
相关研究 陈 滔 、 卿 石 松 （2019）、 陈 滔 、 胡 安 宁 胡安宁（2017）、许琪（2022）
（2024）
双元孝道量表 1.无论父母对子女如何不好，子女仍应 1.对父母的养育之恩心存感激；2.
善待他们；2. 子女应放弃个人的志向， 无论父母对您如何不好， 仍然善
达成父母的心愿；3.儿子结婚后应和父 待他们；3.放弃个人的志向,达成
母住在一起；4.为了传宗接代，人应至 父母的心愿；4. 赡养父母使他们
少生一个儿子；5.人应做一些光宗耀祖 生活更为舒适；5. 子女应该做些
的事情；6.子女即使在外工作也应经常 让父母有光彩的事；6. 为了传宗
回家探望父母 接代，至少要生一个儿子
权威型孝道主要构成 2、3、4、5 3、6
相互型孝道主要构成 1、6 1、2、4、5
权威型孝道信度 0.69 （本研究）；0.70 （陈滔、 卿石松， 0.47（胡 安 宁 ，2017）；0.49（许 琪 ，
2019） 2022）
相互型孝道信度 0.43 （本研究）；0.44 （陈滔、 卿石松， 0.79（胡 安 宁 ，2017）；0.77（许 琪 ，
2019） 2022）

本文采用探索性因子分析方法生成2 个公因子。 其中，公因子 1 关
注子女的责任， 涉及“达成父母心愿”“儿子与父母同住”“至少生一个
儿子”和“光宗耀祖”，我们将其命名为“权威型孝道”；公因子 2 强调亲
子间的感情，涉及“子女善待父母”与“回家探望父母”，我们将其命名
为“相互型孝道”。 这 2 个公因子能够解释掉原始数据 56.95%的方差，
克隆巴赫系数（Cronbach’s alpha）分别为 0.69 和 0.43。 4 我们对得到的
权威型孝道与相互型孝道因子分别进行了正交化，使其服从均值为 0，
标准差为 1 的正态分布。
本研究的主要自变量是“头胎性别”。 头胎性别是一个二分变量
（“女儿”=1，“儿子”=0）。这一变量通过家庭关系长表进行匹配。我们首

3. 考虑到双元孝道仍然是当前孝道研究中一个具有影响力的概念， 并能够加深对子女
性别对父母孝道观念不同影响的理解，我们遵循了既有基于 CFPS 数据的双元孝道研究
的命名方式（陈滔、卿石松，2019；陈滔、胡安宁，2024）。 尽管如此，测量方式不同可能会
导致一定的偏误，本文在研究不足部分进行了思考。
4. 由于数据构造限制，相互型孝道维度只用了两个变量，从而造成克隆巴赫系数较低，
这与既有关于双元孝道研究的实证结果一致（胡安宁，2017；陈滔、卿石松，2019）。

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