1. 引言
截至2023年末，我国60周岁及以上老年人口29697万人，占总人口的21.1% (2023年度国家老龄事业发展公报–中华人民共和国民政部, 2024)。随着老龄化程度的加深加快，老年慢性病和失能患者逐年增多，有数据显示，我国有约1.9亿老年人患有慢性病，另外还有4000万的失能、半失能老年人，约1500万阿尔茨海默病患者(国务院印发《“十四五”国家老龄事业发展和养老服务体系规划》, 2022)，这给家庭和社会带来巨大的老人照料挑战。受我国经济和社会发展水平的制约，以及我国传统的道德观念和传统文化的影响，由成年子女等亲人提供的非正规照料是我国老年照料的最主要模式(张韵，陆杰华，2021)。
照料老年父母对大多数照顾者来说都是一个充满压力的过程，可能会导致照顾者负担、抑郁和焦虑等负面影响(Adelman et al., 2014)。有研究发现，许多成年子女在成为实际照顾者之前，就报告了相当高的个人压力和负面感受，经历了关于未来照顾的预期性焦虑(Morais et al., 2019)，也即孝道焦虑(filial anxiety)。孝道焦虑是由Cicirelli提出(Cicirelli, 1988)，其中孝道能力焦虑是指成年子女面对父母的老去而对子女是否有足够的能力尽孝、提供父母身心所需照顾与支持所产生不安与焦虑的情绪；孝道情感焦虑则指成年子女经验到父母逐渐年老，生命渐渐靠近死亡而对父母生活福祉感到忧心的心理状态。已有研究表明，孝道焦虑会对实际照顾产生不利影响，且对照顾者和被照顾者的健康均可能产生影响(Cicirelli, 1988; Myers & Cavanaugh, 1995)。因此，一些研究探究了可能有助于降低孝道焦虑的因素(Laditka & Pappas-Rogich, 2001)。
孝道相关的变量对于孝道焦虑的影响受到了东西方研究的共同关注(Cicirelli, 1988; Wu, 2022)。已有研究发现，成年子女的相互性孝道信念与孝道能力焦虑呈显著负向关系，与孝道情感焦虑呈显著正向关系。而与此不同的是，成年子女的权威性孝道信念与孝道情感焦虑也较一致地呈正向关系，但与孝道能力焦虑的关系则较为复杂，如Lin发现二者无显著关系，而宇佩秦和梅玮纮则发现二者之间是显著的负向关系。但在上述实证研究中，并未对孝道与孝道焦虑之间的关系作出充分的解释，尤其是从双元孝道信念的角度。
双元孝道理论的研究表明，由于每种双元孝道信念所强调的价值取向不同，因此对个人的心理与行为上，会产生差异且复杂的效果(Yeh & Bedford, 2003)。相互性孝道信念强调基于情感因素对父母的养育辛苦作出回报，因此除了使子女较容易感受到父母的温暖、支持与关怀外，也使得子女较愿意为父母做出牺牲，甚至即使父母的要求不甚合理。相互性孝道信念较高的子女，倾向以正向包容的角度来思考亲子关系问题，因而较能缓冲因互动挫折或困境因素所引发的焦虑与忧虑等感受。权威性孝道信念强调服从与角色责任，权威性孝道信念较高的子女容易对自己无法达成父母的期望或角色要求而产生羞耻心或罪恶的感受，因而容易引起心理上的忧虑、焦虑等感受。
据此，本研究提出假设1：成年子女的相互性孝道信念与其孝道能力焦虑呈显著负向关系，与孝道情感焦虑呈显著正向关系；而权威性孝道信念与孝道能力焦虑和孝道情感焦虑均呈显著正向关系。
年轻的成年子女(成年初显期，18~29岁) (Arnett, 2000; Arnett et al., 2014)思考未来生活方式的倾向大于其他任何时期(段鑫星，程嘉，2007)。中国的子女在思考诸如工作、婚育等未来发展问题时，不可避免地会受到孝道的影响。已有实证研究发现，双元孝道信念与个体发展相关变量密切相关(Hui et al., 2018; Jin, 2009; Li et al., 2021)，比如，孝道与职业选择承诺、职业生涯发展、职业适应力、工作压力与离职倾向等职业生涯相关变量，这意味着双元孝道信念与时间相关变量的联系、特别是一般未来时间洞察力之间的关系。
焦虑的本质是一种对未来伤害或威胁的预期(Altan-Atalay et al., 2020)。Rupprecht等人(Rupprecht et al., 2022)的研究发现，疫情期间，居民一般未来时间洞察力(Future Time Perspective, FTP)和预期寿命会下降，同时，死亡焦虑会增加。Seo等人研究发现，FTP中的未来机会维度与老化焦虑呈显著负相关，未来限制维度与老化焦虑呈显著正相关。Jung等人的研究表明，韩国大学生的FTP与职业选择焦虑显著负相关(Jung et al., 2015)，并且该结论在中美跨文化群体中得到了验证(Boo et al., 2021)。而孝道焦虑作为焦虑在孝道情境中的一种特殊形式，本文认为其也会受到一般未来时间洞察力的影响，目前尚未有一般未来时间洞察力与孝道焦虑的直接研究。
综上，本研究提出假设2：成年子女的相互性孝道信念与其一般未来时间洞察力呈正向关系；而权威性孝道信念则与一般未来时间洞察力呈负向关系。假设3：一般未来时间洞察力可能会在成年子女的双元孝道信念与孝道焦虑之间的关系中起到中介作用。
2. 研究方法
2.1. 研究对象
本研究的研究对象为父母双方至少有一方健在的成年子女。采用方便取样法，于2024年6月~7月通过在线平台发放有偿问卷505份。以作答时间较短、测谎题未通过的标准排除无效问卷后得到460份有效问卷，有效率为91.09%。平均年龄为27.24 ± 5.33岁，其中男性211名(45.87%)，女性259名(54.13%)；学生88名，非学生372名；有全职工作318名；婚姻状况中168名已婚，292名未婚；受教育程度方面，本科以下学历99名，本科学历307名，本科以上学历54名；261名独生子女，199名非独生子女。
2.2. 研究工具
2.2.1. 双元孝道量表(Dual Filial Piety Scale, DFPS)
采用李启明(李启明，2014)修订的双元孝道量表，共16个题项，包含相互性孝道信念(Reciprocal Filial Piety, RFP)和权威性孝道信念(Authoritarian Filial Piety, AFP) 2个维度，各8个题项。采用6点评分方式，从1代表“完全不同意”~6代表“完全同意”。分别计算两个维度的平均分，得分越高表示该维度的孝道水平越高。本研究中，相互性孝道信念和权威性孝道信念的Cronbach’s α系数分别为0.86和0.84。
2.2.2. 孝道焦虑量表(Filial Anxiety Scale, FAS)
采用Cicirelli编制(Cicirelli, 1988)，后由卓馨怡和利翠珊翻译修订的中文版孝道焦虑量表。共13个题项，其中1~7题测量孝道能力焦虑(Filial Anxiety-A, FAA)，8~13题测量孝道情感焦虑(Filial Anxiety-B, FAB)。采用5点评分方式，从1代表“非常不同意”~5代表“非常同意”。本研究中，孝道能力焦虑和孝道情感焦虑的Cronbach’s α系数分别为0.85和0.89。
2.2.3. 一般未来时间洞察力量表(General Future Time Perspective Scale, GFTPS)
采用宋其争编制的一般未来时间洞察力量表(宋其争，2004)，共20个题项，包含行为承诺、未来效能、远目标定向、未来意象和未来目的意识5个维度。采用4点评分方式，从1代表“完全不符合”~4代表“完全符合”，其中未来目的意识维度反向计分。本研究中，一般未来时间洞察力的Cronbach’s α系数为0.89。
2.3. 统计方法
使用SPSS 26.0软件分析数据，包括信度分析、描述性统计、皮尔逊积差相关分析、共同方法偏差检验。之后采用PROCESS v2.16.3 Model 4进行中介效应分析。计量资料表示为均值 ± 标准差()；数据分析结果以P < 0.05为差异具有统计学意义。
3. 结果
3.1. 共同方法偏差检验
为了控制共同方法偏差问题，本研究采用Harman单因子检验法进行共同方差偏差检验。结果显示，未经旋转的第一个因子解释了全部变异量的20.86%，低于40%的临界值，可以认为不存在严重的共同方法偏差。
3.2. 描述性统计分析
结果显示，成年子女的相互性孝道信念均分为5.25 ± 0.59，权威性孝道信念为3.32 ± 0.96，孝道能力焦虑为3.41 ± 0.86，孝道情感焦虑为3.92 ± 0.62。RFP和FAA在性别上无显著差异，而AFP和FAB在性别上存在显著差异，且男性的得分均显著高于女性(AFP: t = 7.65, P < 0.001; FAB: t = 2.39, P < 0.001)。详见表1。
Table 1. Descriptive statistics for main variables
表1. 主要变量的描述统计
|
相互性孝道 |
权威性孝道 |
孝道能力焦虑 |
孝道情感焦虑 |
性别 |
|
|
|
|
男 |
5.276 ± 0.596 |
3.674 ± 0.877 |
3.398 ± 0.891 |
3.993 ± 0.621 |
女 |
5.222 ± 0.581 |
3.023 ± 0.935 |
3.411 ± 0.837 |
3.854 ± 0.622 |
总 |
5.247 ± 0.588 |
3.322 ± 0.0964 |
3.405 ± 0.861 |
3.918 ± 0.625 |
t |
0.976 |
7.649*** |
−0.164 |
2.386*** |
注：*P < 0.05；**P < 0.01；***P < 0.001。
3.3. 主要变量之间的相关性分析
表2中各变量之间的相关数据显示：① RFP与一般未来时间洞察力的5个维度皆呈显著相关，其中除了与未来目的意识维度呈显著负相关(r = −0.201, P < 0.01)，与其他4个维度皆呈显著正相关(r = 0.376, 0.328, 0.358, 0.308, P < 0.01)；② AFP与一般未来时间洞察力的5个维度皆呈显著正相关(r = 0.184, 0.196, 0.287, 0.221, 0.255, P < 0.01)；③ FAA与行为承诺和未来效能2个维度呈显著负相关(r = −0.170, −0.214, P < 0.01)，与未来目的意识呈显著正相关(r = 0.393, P < 0.01)；④ FAB与行为承诺(r = 0.179, P < 0.01)、未来效能(r = 0.112, P < 0.05)、远目标定向(r = 0.266, P < 0.01)和未来想象(r = 0.211, P < 0.01) 4个维度皆呈显著正相关，与未来目的意识无显著相关性；⑤ RFP与FAA呈显著负相关(r = −0.185, P < 0.01)，与FAB呈显著正相关(r = 0.469, P < 0.01)；⑥ AFP与FAA无显著相关性，与FAB呈显著正相关(r = 0.322, P < 0.01)。详见表2。
Table 2. Correlation analysis of main variables
表2. 主要变量的相关分析
变量 |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
9 |
1. 相互性孝道 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
2. 权威性孝道 |
0.230** |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
3. 孝道能力焦虑 |
−0.185** |
0.067 |
1 |
|
|
|
|
|
|
4. 孝道情感焦虑 |
0.469** |
0.322** |
0.341** |
1 |
|
|
|
|
|
5. 行为承诺 |
0.376** |
0.184** |
−0.170** |
0.179** |
1 |
|
|
|
|
6. 未来效能 |
0.328** |
0.196** |
−0.214** |
0.112* |
0.725** |
1 |
|
|
|
7. 远目标定向 |
0.358** |
0.287** |
−0.056 |
0.266** |
0.723** |
0.634** |
1 |
|
|
8. 未来想象 |
0.308** |
0.221** |
−0.007 |
0.211** |
0.628** |
0.548** |
0.640** |
1 |
|
9. 未来目的意识 |
−0.201** |
0.255** |
0.393** |
0.087 |
−0.284** |
−0.297** |
−0.161** |
−0.064 |
1 |
注：*P < 0.05；**P < 0.01。
3.4. 一般未来时间洞察力在双元孝道信念与孝道焦虑之间的平行中介效应分析
3.4.1. 相互性孝道信念与孝道焦虑之间的平行中介效应
Table 3. The mediating effect of FTP between RFP and FAA
表3. 未来时间洞察力在相互性孝道与孝道能力焦虑间的中介效应
效应 |
效应值 |
标准误 |
P |
Bootstrap 95% CI |
下限 |
上限 |
总效应 |
−0.271 |
0.067 |
<0.001 |
−0.403 |
−0.139 |
直接效应 |
−0.170 |
0.068 |
0.013 |
−0.304 |
−0.036 |
总间接效应 |
−0.101 |
0.041 |
|
−0.182 |
−0.022 |
行为承诺 |
−0.039 |
0.041 |
|
−0.118 |
0.045 |
未来效能 |
−0.079 |
0.033 |
|
−0.147 |
−0.020 |
远目标定向 |
0.068 |
0.034 |
|
0.002 |
0.136 |
未来想象 |
0.045 |
0.028 |
|
−0.008 |
0.104 |
未来目的意识 |
−0.097 |
0.026 |
|
−0.151 |
−0.048 |
以相互性孝道信念为预测变量，分别考察一般未来时间洞察力的5个维度在相互性孝道信念与成年子女孝道能力焦虑和孝道情感焦虑之间的平行中介效应。结果表明，RFP显著正向预测行为承诺(β = 0.376, P < 0.001)、未来效能(β = 0.328, P < 0.001)、远目标定向(β = 0.358, P < 0.001)和未来想象(β = 0.308, P < 0.001)，显著负向预测未来目的意识(β = −0.201, P < 0.001)；RFP对FAA的直接预测效应显著(β = −0.116, P < 0.05)，对FAB的直接预测效应也显著(β = 0.472, P < 0.001)。通过考察中介效应的95%的Bootstrap置信区间是否包含0可以判断中介效应的显著性，结果发现，在RFP与FAA之间，未来效能[−0.147, −0.108]、远目标定向[0.002, 0.136]和未来目的意识[−0.151, −0.048]的置信区间均不包含0，表明未来效能、远目标定向和未来目的意识的中介效应达到显著水平；而在RFP与FAB之间，只有远目标定向[0.025, 0.128]和未来目的意识[−0.068, −0.013]的置信区间不包含0，即只有远目标定向和未来目的意识的中介效应达到显著水平。见表3、表4、图1、图2。
Table 4. The mediating effect of FTP between RFP and FAB
表4. 未来时间洞察力在相互性孝道与孝道情感焦虑间的中介效应
效应 |
效应值 |
标准误 |
P |
Bootstrap 95% CI |
下限 |
上限 |
总效应 |
0.499 |
0.044 |
<0.001 |
0.412 |
0.585 |
直接效应 |
0.502 |
0.047 |
<0.001 |
0.410 |
0.593 |
总间接效应 |
−0.003 |
0.023 |
|
−0.047 |
0.044 |
行为承诺 |
−0.013 |
0.027 |
|
−0.065 |
0.040 |
未来效能 |
−0.039 |
0.023 |
|
−0.080 |
0.008 |
远目标定向 |
0.076 |
0.026 |
|
0.025 |
0.128 |
未来想象 |
0.010 |
0.017 |
|
−0.023 |
0.044 |
未来目的意识 |
−0.037 |
0.014 |
|
−0.068 |
−0.013 |
Figure 1. Path relationship diagram for testing the mediating effect of FTP between RFP and FAA
图1. 未来时间洞察力在相互性孝道与孝道能力焦虑间的中介效应路径关系
Figure 2. Path relationship diagram for testing the mediating effect of FTP between RFP and FAB
图2. 未来时间洞察力在相互性孝道与孝道情感焦虑间的中介效应路径关系
3.4.2. 权威性孝道信念与孝道焦虑之间的平行中介效应
以权威性孝道信念为预测变量，分别考察一般未来时间洞察力的5个维度在AFP与成年子女的孝道能力焦虑和孝道情感焦虑之间的平行中介效应。结果表明，AFP显著正向预测行为承诺(β = 0.184, P < 0.001)、未来效能(β = 0.196, P < 0.001)、远目标定向(β = 0.287, P < 0.001)、未来想象(β = 0.221, P < 0.001)和未来目的意识(β = 0.255, P < 0.001)；AFP对FAA的直接预测效应不显著，但对FAB的直接预测作用显著(β = 0.256, P < 0.001)；采用置信区间检验法发现，在AFP与FAB之间，只有远目标定向的置信区间[0.011, 0.067]不包含0，表明只有远目标定向的中介效应达到显著水平。见表5、表6、图3、图4。
Table 5. The mediating effect of FTP between AFP and FAA
表5. 权威性孝道对孝道能力焦虑的效应分析
效应 |
效应值 |
标准误 |
P |
Bootstrap 95% CI |
下限 |
上限 |
总效应 |
0.060 |
0.042 |
0.150 |
−0.022 |
0.142 |
直接效应 |
−0.025 |
0.042 |
0.555 |
−0.108 |
0.058 |
总间接效应 |
0.085 |
0.026 |
|
0.036 |
0.136 |
行为承诺 |
−0.015 |
0.013 |
|
−0.042 |
0.009 |
未来效能 |
−0.029 |
0.013 |
|
−0.057 |
−0.007 |
远目标定向 |
0.031 |
0.017 |
|
−0.002 |
0.064 |
未来想象 |
0.018 |
0.013 |
|
−0.005 |
0.044 |
未来目的意识 |
0.080 |
0.020 |
|
0.044 |
0.121 |
Table 6. The mediating effect of FTP between AFP and FAB
表6. 未来时间洞察力在权威性孝道与孝道情感焦虑间的中介效应
效应 |
效应值 |
标准误 |
P |
Bootstrap 95% CI |
下限 |
上限 |
总效应 |
0.208 |
0.029 |
<0.001 |
0.152 |
0.265 |
直接效应 |
0.166 |
0.031 |
<0.001 |
0.105 |
0.227 |
总间接效应 |
0.042 |
0.016 |
|
0.012 |
0.075 |
行为承诺 |
0.005 |
0.009 |
|
−0.013 |
0.024 |
未来效能 |
−0.016 |
0.010 |
|
−0.036 |
0.004 |
远目标定向 |
0.038 |
0.014 |
|
0.011 |
0.067 |
未来想象 |
0.010 |
0.009 |
|
−0.006 |
0.027 |
未来目的意识 |
0.006 |
0.009 |
|
−0.012 |
0.024 |
Figure 3. Path relationship diagram for testing the mediating effect of FTP between AFP and FAA
图3. 未来时间洞察力在相互性孝道与孝道情感焦虑间的中介效应路径关系
Figure 4. Path relationship diagram for testing the mediating effect of FTP between AFP and FAB
图4. 未来时间洞察力在相互性孝道与孝道情感焦虑间的中介效应路径关系
4. 讨论
4.1. 成年子女的双元孝道信念与其孝道焦虑的关系
本研究中成年子女的双元孝道信念与其孝道焦虑的关系与以往的研究保持一致。以“亲亲”和“报”为准则的相互性孝道信念可能促使个体在与父母互动时采取更加积极和主动的态度，并且父母也会对他们的孝道行为给予相应的回应和支持(包广华等，2024；傅绪荣等，2016)，使子女感知到自己的孝心、孝行是被期待和赞赏的，因此他们更有可能感到自己在履行孝道方面的能力，从而减轻对自身孝道能力的焦虑；而权威性孝道信念与孝道能力焦虑之间没有显著关系，这可能意味着成年子女对于孝道的看法更多是基于对权威的尊重和服从，而不是基于个人的能力或情感(袁佳黎等，2022；Yeh & Bedford, 2003)，从而使得他们在履行孝道时不需要过多的个人投入，因此不会对自身的孝道能力产生过多的焦虑。无论是相互性孝道信念还是权威性孝道信念，都可以显著正向预测成年子女的孝道情感焦虑，这可能意味着，当面对父母日渐衰老、终将老去的事实时，无论亲子之间形成了哪种双元孝道信念，都有着割舍不掉的“血浓于水”，都会产生不舍和担忧之情。
4.2. 一般未来时间洞察力的中介作用
一般未来时间洞察力的部分维度在双元孝道信念与孝道焦虑的关系之间起到了中介作用。其中，未来效能和未来目的意识显著中介了RFP和FAA之间的关系；未来目的意识显著中介了RFP和FAB之间的关系；未来效能显著中介了AFP和FAB之间的关系。未来效能反映个体对未来的信心，认为未来是乐观的，相信自己有能力创造美好的明天；而未来目的意识反映了个体是否关注自己未来的发展，对未来有没有比较清晰的认识，是否主动地创造自己的未来(宋其争，2004)。当个体对未来持有较高的信心和乐观态度时，他们更有可能相信自己有能力履行孝道(余益兵，2023)，从而减少对自身孝道能力的焦虑。这种信心可能源于个体对自身能力的积极评估，以及对成功履行孝道的期望，未来效能可以被视为减少孝道能力焦虑的一个重要心理资源。由于本研究中未来目的意识采取反向计分方式，因此当个体双元孝道信念得分越高，其未来目的意识得分越低，即代表着个体越关注自己未来的发展以及越主动地去争取和创造自己的未来，而此时个体对未来年老父母的孝道能力焦虑和孝道情感焦虑均越高。一方面为人子女深知照料老年父母不是一件易事时(Pan et al., 2022)，另一方面个体又非常关注自己的未来，愿望着实现理想抱负，创造美好的未来，此时便很容易出现“忠孝难两全”的冲突、矛盾，诱发个体对未来尽孝的能力和情感两方面的焦虑感(Wu & Yeh, 2021)。
5. 结论
研究结果部分支持假设1，唯有权威性孝道信念与孝道能力焦虑之间的假设正向关系未得到支持；研究结果部分支持假设2，相互性孝道信念与一般未来时间洞察力呈显著正相关关系，但权威性孝道信念与一般未来时间洞察力的关系正好与假设相反，呈显著正向关系；研究结果部分支持假设3，一般未来时间洞察力的部分维度在双元孝道信念与孝道焦虑之间的关系中起到中介作用。
NOTES
*通讯作者。