Page 228 - 《社会》2025年第1期

观念因何而变？

（接表 6）
模型 1 模型 2
中介变量：生病时主要照顾人 因变量：父母相互型孝道
婚姻状况（“已婚”=1） -1.503 *** 0.015
（0.061） （0.031）
民族（“汉族”=1） -0.345 *** 0.102 **
（0.089） （0.038）
年龄 0.089 *** 0.003
（0.027） （0.010）
年龄平方 -0.000 -0.000
（0.000） （0.000）
受教育年限 -0.044 *** 0.009 ***
（0.006） （0.002）
自评健康 -0.120 *** 0.071 ***
（0.018） （0.007）
收入对数 -0.021 ** 0.007 **
（0.007） （0.002）
与第一个孩子同住（“是”=1） 0.696 *** 0.015
（0.052） （0.019）
截距项 -4.253 *** -0.499
（0.809） （0.297）
平均中介效应 0.004 ***
平均直接效应 0.043 *
总效应 0.047 **
中介效应占比 8.12%
注 ：1.* p<0.05 ， ** p<0.01 ， *** p<0.001 ；括 号 系 数 为 聚 类 家 庭 标 准 误 。
2.样 本 为 第 一 个 孩 子 已 婚 样 本 。

（二）家庭子女性别结构的变动
家庭 生 活 的 变化 解 释 了 子 女 性 别 作 用于 父 母 孝 道 观 念 的 微 观 基
础。 接下来，我们将分析不同生育数量与生育结构下的子女性别效应的
异质性，并结合子女性别结构的变化来解释孝道变迁的现实脉络。 表 7
是子女性别影响父母权威型孝道的异质性结果。 首先，模型 1 考察了生
育数量对头胎性别的调节效应。 可以看到，生育数量与头胎性别的交互
项结果为正向显著（ β=0.065, p<0.001）。 这意味着，每多生一个孩子，
父母在权威型孝道观念上表现出来的性别差距将缩小 0.065 个单位。
假设 4a 得到证实。

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