2016, Vol. 32
国家教育部主管、北京师范大学主办。
文章信息
- 李启明, 陈志霞, 徐海燕 .2016.
- LI Qiming, CHEN Zhixia, XU Haiyan .2016.
- 双元孝道、祖孙关系与老人刻板印象的关系
- The Relationship among Dual Filial Piety, Grandparents-grandchildren and Elderly Stereotypes
- 心理发展与教育, 32(4): 444-452
- Psychological Development and Education, 32(4): 444-452.
- http://dx.doi.org/10.16187/j.cnki.issn1001-4918.2016.04.08
2. 华中科技大学公共管理学院, 武汉 430074 ;
3. 成都大学师范学院, 成都 610106
2. College of Public Management, Huazhong University of Science and Technology, Wuhan 430074 ;
3. Faculty of Education, Chengdu University, Chengdu 610106
随着全球人口老龄化的加快和家庭结构的改变，老年人与其他年龄群体之间的关系变得更为复杂和敏感。人们对老人的消极态度普遍存在于社会各个领域，对中国社会和谐社会发展产生了负面影响(吴帆，2013)。在构建中国和谐的代际关系过程中，需要借鉴国外的一些有效的经验，但还必须重视孝文化为基础的尊老、敬老传统文化的独特作用(姜向群，孙鹃娟，伍小兰，2008)。尊老敬老的概念源于家庭伦理，与孝道有着十分密切的关系(李岩，2004)。因此，本研究试图考察孝道对祖孙关系和老人刻板印象的影响心理机制。
根据刻板印象内容模型(Fiske et al.，2002)，年轻人对老人普遍持有根深蒂固高热情和低能力的年龄刻板印象(North， & Fiske，2012)。人们对老人刻板印象不容易被人们察觉(Levy & Banaji，2002)，但普遍存在于当今社会(Palmore，2001)，其消极影响也不容忽视(Banaji，1999)。由于人们对老人持低能力的刻板印象，老人被视为是没有竞争力和低社会地位的对象(Fiske et al.，2002)，以及缺乏尊严、缺乏尊敬和较少关注的对象(Healthcare Commission，2006)。年轻人还会有意或无意地排斥与老年人互动，甚至将老年人看作是“嘲弄的对象”(McGuire，Klein， & Chen，2008)。如果年轻人对老人持低热情和低能力的刻板印象，其消极影响将更加严重。年轻人将不愿意从事和老人相关的工作，认为服务老人相关工作是无趣的、令人厌烦的、不愉快的和沮丧的(Flood & Clark，2009)，更为严重是将老人视为社会资源和家庭资源急剧消耗的重要原因，视为家庭和社会的严重负担等(North & Fiske，2012)。
人们对老人的消极刻板印象和态度的原因比较复杂，如自尊缺乏，将个体不幸归咎于脆弱的、无力反抗的老人的代罪羔羊过程(Cheung et al.，1994)，或年轻人的自我年龄焦虑和死亡恐惧导致消极老人态度(Allan & Johnson，2009)。研究发现，代际之间缺乏良好代际接触是导致老人消极态度重要原因(Cherry et al.，2010)。一直以来，群际接触是建立群体之间积极态度的最有效策略之一，但大多数研究都是以种族为研究框架。关于代际接触与老人态度的研究，其结论存在一定差异。有研究发现，年轻人与社会上陌生老人接触频率和接触经验并不会改善他们对老人消极态度，如果是消极代际接触反会增加老人偏见和歧视(Stark，Flache， & Veenstra，2013)。Pettigrew和Tropp(2006)通过元分析发现，仅良好代际接触经验才能降低消极老人态度，而消极接触反会增加偏见。因此，良好的代际接触和关系质量可能是建立和谐代际关系的重要影响因素。
近些年来，研究者们发展出一些消除刻板印象的有效干预策略，其中树立正确信念就作为重要策略之一(庞小佳等，2011)。个体具有较强的孝道，会在家里孝敬父母，出外尊敬长者，逢着年长的人都得恭敬，能够把孝道观念扩展到整个社会(周晓虹，2008)。相关研究发现，孝道对个体为人处世等方面都具有直接积极促进作用(Chen，Bond， & Tang，2007)。李启明和陈志霞(2013)的研究发现，青少年的孝道观念能够直接正向预测普遍尊老。跨文化研究证据表明，老人刻板印象受到文化价值观的影响，如集体主义文化下的被试对老人热情和能力水平高于个人主义文化(Cuddy，Norton， & Fiske，2005)。Zhang、Hummert和Garstka(2002)研究发现，中国被试比美国被试对老人的态度更加积极，他们列出了更多的积极老人特质。因此，孝道可能对积极老人刻板印象具有直接的促进作用。
祖孙关系是个体与老人互动的最初经验，对于建立正向老人态度与扭转老人消极态度可能更具积极性。在家庭环境中，青少年的孝道能减低亲子冲突频率(Yeh，2006)，有助于亲子信任和亲子关系(Lee & Tan，2012)，进一步提升亲子关系质量(Wong，Leung， & McBride-Chang，2010)。然而，孝道与祖孙关系的实证研究相对较少，孝道理论论述其内在联系性。孝道对家庭整体互动具有重要的影响效应(Cheung，Lee， & Chan，1994)，孝道也是影响家庭团结的中介因素(Roberts & Bengtson，1990)。同时，青少年幼时接受祖父母照顾经验及与祖父母亲密情感都影响亲少年对陌生老人的态度(林如萍，苏美凤，2004)。年轻人与祖父母之间的接触交流能够降低对老人的消极态度(Soliz & Harwood，2003)。进一步研究发现，祖孙之间的接触频率和关系质量能够促进影响年轻人对老人的态度(Harwood et al.，2005)。因此，接触频率和接触质量是影响老人态度的重要因素。近年来，研究者们也将代际团结理论扩展应用至祖孙关系研究，他们选取了代际团结理论模型中的关联性团结(即孙代子女与祖父母的接触频率)与情感性团结(即孙代子女与祖父母的亲密程度)两个维度来测量祖孙关系(Mills et al.，2001; Wise，2010; 林如萍，苏美凤，2004)。因此，本研究将选择情感性团结和关联性团结两个指标来测量祖孙关系。
孝道运作心理机制可能受到性别和年龄的影响，但较少受到研究们的关注。性别对孝道观念的影响程度，反映了受女权运动思潮影响的程度，并体现出了孝道概念奠基于社会阶级和家族之角色规范的文化原型(叶光辉，2009a，2009b)。随着现代化进展的影响，民众观念中父权优势的特征已经逐渐降低，但对于孝敬父母这一规范，普通民众仍认为儿子比女儿要承担更多的责任(叶光辉，杨国枢，2009)。研究发现，男性的孝道显着高于女性，但在孝道行为方面则不遵从显着的性别差异(Chen，Bond， & Tang，2007)。然而，在孝道的情感焦虑上，女性显著高于男性(卓馨怡，利翠珊，2008)。刻板印象也存在性别差异，如热情更多与女性相联系，而能力更多的与男性相联系(Heilman & Okimoto，2007)。同时，杨晶晶等人(2013)研究发现，被试性别调节了团结类别和关系质量对自我报告健康及幸福感的作用。不同年龄层级反应了代际的差异，更反映了他们对新生态环境冲击的涵化速率不同(叶光辉，2009a)。年龄因素也是衡量青少年发展的基本指标，孝道会在不同年龄个体上有所差异。佘双好(2011)调查了11岁到35岁被试发现，存在道德发展的敏感年龄阶段，道德发展也存在较大的年龄差异。相关研究发现，个体的价值结构与态度的关系受到年龄、性别、宗教信仰等因素的调节作用(Desmette & Gaillard，2008)。在家庭互动过程中，子女的年龄和性别将会进一步影响个体价值观与整个家庭互动方式和频率的关系(Lerner & Spanier，2013)。因此，孝道与祖孙关系和老人刻板印象的关系可能受到性别和年龄因素的影响。
为了进一步探清孝道与祖孙关系和老人刻板印象之间的复杂关系，我们将采用双元孝道模型。叶光辉在理论分析和实证研究的基础之上提出了双元孝道模型，认为华人孝道概念可区分为“互惠性”与“权威性”两种在内涵性质及运作功能上存在差异的孝道(Yeh & Bedford，2003)。权威性孝道和互惠性孝道都是孝道非常重要的两个成分，仅在不同时期受社会经济和家庭结构的影响各有侧重，且两种孝道信念都强调对父母和家庭尽责，二者并非二元对立的关系。权威性孝道主要是由“抑己顺亲”和“护亲荣亲”两个次成分的孝道观念所组成；互惠性孝道主要是由“尊亲诚亲”和“奉养祭念”两个次成分的孝道观念所组成。权威性孝道基于阶级意识及角色责任，是一种被动压抑、具情境特定性和文化特定性、作用力较弱的规范信念，以儒家的“尊尊”原则作为运作机制。互惠性孝道是一种属于主动自愿、跨情境式、作用力强的规范信念，以儒家的“报”及“亲亲”两项重要人际互动原则作为运作机制。黄光国(2009)、伊庆春(2009)、利翠珊(2009)、杨中芳(2009)等学者分别从儒家伦理、家庭社会学、道德价値、社会价値、文化规范和华人传统家庭价値观等方面对双元孝道模型进行了论证。相关研究也发现，权威性孝道和互惠性孝道之间显著正相关，但两种孝道对个体心理与行为的影响存在差异(Yeh & Bedford，2003; Yeh，2006; Wong，Leung， & Catherine，2010)。例如，权威性孝道观念主要影响经济支持，互惠性孝道观念主要影响情感支持，而在生活照料方面，两种孝道观念均没有显著影响(郝明松，于苓苓，2015)。因此，权威性孝道可能更多影响关联性团结和老人能力刻板印象，互惠性孝道可能更多影响情感性团结和老人热情刻板印象。
综上，个体对老人的能力和热情刻板印象受到权威性孝道和互惠性孝道的不同影响，同时也会受到祖孙关系这一重要中介因素的作用。基本研究假设为：权威性孝道和互惠性孝道都能正向预测祖孙关系和老人刻板印象；祖孙关系在权威性孝道和互惠性孝道与老人刻板印象之间起重要的中介作用，但两种孝道的影响路径可能存在一定差异，以及情感性团结和关联性团结两个维度在其中的中介作用也可能存在差异；性别可能调节双元孝道与祖孙关系和老人刻板印象之间的关系，如男性的权威性孝道对祖孙关系与老人刻板印象的预测效应值可能大于女性，而女性的互惠性孝道对祖孙关系和老人刻板印象的预测效应值可能大于男性等，以及年龄可能负向调节双元孝道与祖孙关系与老人刻板印象的关系。
2 研究方法 2.1 被试调查的学生被试主要来源于湖北省武汉市高校，高中被试主要来源于湖北省襄阳市，部分社会成员被试也主要来源于湖北省襄阳市。在调查过程中，主要选择青少年及成年早中期的被试，调查了不同社会群体被试2360名，被试年龄范围在16岁到38岁之间。在本研究中，将要考察被试与祖父母或外祖父母之间的接触交流和关系质量，为了避免不必要的误差，删除了祖父母和外祖父母都不在世及不完整样本750份，最终获得有效样本1610份，其中男性被试数为732，占45.5%，女性被试数为878，占54.5%。本研究调查被试包括学生和社会群体被试。因此，本研究未采取被试的学段来划分被试年龄阶段，结合毕生的发展理论和以往研究者对不同年龄群体研究的年龄划分方法(Heckhausen et al.，2010; Orth，Robins， & Soto，2010)，将被试群体划分为4个年龄群体，各个年龄阶段的被试分布为：16～20岁的被试为175人，占10.9%；21～25岁的被试为476人，占29.6%；26～30岁的被试为578人，占35.9%；31～38岁的被试为381人，占23.6%。被试的教育水平分布为：高中及以下学历的被试为111人，占6.9%；大专和中专学历的被试为248人，占15.4%；大学本科学历的被试为941名，占58.4%；硕士学历的被试为254名，占15.8%；博士学历被试为56名，占3.5%。
2.2 研究工具 2.2.1 双元孝道量表采取修订后双元孝道量表，该量表适合中国大陆被试使用(李启明，2014)。该量表包括权威性孝道和互惠性孝道两个维度，共计16个项目，采取6点计分方式。分别计算两个维度各自8个项目的平均分，分数越高表示个体孝道水平越高。在本次测试中，互惠性孝道、权威性孝道及总量表的α值分别为0.770、0.901、0.787。在本次试中，验证性因子分析的各项拟合指数为：χ2/df=3.991，GFI=0.939，AGFI=0.923，NFI=0.969，CFI=0.968，RMSEA=0.058，各项指数均可接受，问卷具有良好的结构效度。
2.2.2 祖孙关系量表祖孙关系的测量采取情感性团结和关联性团结两项作为测量指标(Wise，2010)，共计10个项目，都采取5点计分方式。计算情感性团结4个项目的平均分，分数越高表示个体与祖父母之间的情感水平越高，计算关系性团结6个项目的平均分，分数越高表示个体与祖父母之间的接触频率越高。在本次测试中，关联性团结、情感性团结及总量表的α值分别为0.851、0.887、0.895。在本次试中，验证性因子分析的各项拟合指数为：χ2/df=3.301，GFI=0.922，AGFI=0.912，NFI=0.954，CFI=0.955，RMSEA=0.069，各项指数均可接受，问卷具有良好的结构效度。
2.2.3 老人刻板印象量表Fiske等人(2002)编制了能力和热情刻板印象评价量表，由能力和热情两个维度组成，共计12个项目，量表采取5点计分方式。国外研究者根据他们的退休年龄，要求被试评价65岁以上老人的刻板印象，但中国普通员工的退休年龄一般为60岁。因此，在本研究中，要求被试评价个体对60岁以上老人的刻板印象。热情维度主要包括：善意、和蔼、真诚、温暖、信赖、友好等6个方面；能力维度主要包括：高效、胜任、熟练、能干、智慧、自信等6个方面。分别计算两个维度6个项目的平均分，分数越高表示个体持更积极的老人刻板印象。在本次测试中，热情、能力及总量表的α值分别为0.731、0.926、0.893。本次测试中，验证性因子分析的各项拟合指数为：χ2/df=3.567，GFI=0.929，AGFI=0.915，NFI=0.926，CFI=0.922，RMSEA=0.073，各项指数均可接受，问卷具有良好的结构效度。
2.3 研究程序学生被试主要采取集体施测方式，其他被试采取个体施测方式和集体施测方式相结合。描述统计、差异性检验和相关分析使用SPSS19.0完成，模型建构使用AMOS17.0完成。
3 研究结果 3.1 共同方法偏差检验在调查的过程中，采取了严谨的方法，剔除了不认真填答的问卷，以降低共同方法带来的影响。在统计过程中，采用Harman单因素检验方法来检验共同方法偏差的影响。将双元孝道量表、祖孙关系和老人刻板印象量表全部测量38个项目进行了探索性因子分析，结果得到了6个特征值大于l的因子，共解释了62.172%的总变异，其中最大的因子仅解释了总变异的22.905%。因此，共同方法偏差问题在本次调查研究中可能造成的影响忽略不计。
3.2 各变量的描述统计和差异性检验各变量的描述统计和性别差异检验，见表 1。被试对老人持较高水平的热情刻板因印象，对老人的能力刻板印象相对较低。男性的权威性孝道显著的大于女性的权威性孝道(t=7.048，p＜0.01)，其他变量的性别差异未达显著水平(p ＞0.05)。各变量进行了年龄的单因素方差分析发现，权威性孝道存在显著的年龄主效应[F(4，1610)=10.362，p＜0.01]，其中η2值为0.019，统计检验力为0.999；情感性团结存在显著的年龄主效应[F(4，1610)=2.910，p＜0.01]，其中η2值为0.004，统计检验力为0.562。其他变量的年龄效应均未达到显著水平(p ＞0.05)。进一步进行LSD事后检验发现，在权威性孝道方面，仅16～20岁年龄组与21～25岁、26～30岁、31～38岁等三个龄组的差异都达到显著水平(p＜0.01)；在情感性团结方面，仅16～20岁年龄组与31～38年龄组差异达到显著水平(p＜0.01)，以及21～25岁年龄组与31～38年龄组差异达到显著水平(p＜0.01)。
| 16-20岁 | 21-25岁 | 26-30岁 | 31-35岁 | 36-38岁 | 男性 | 女性 | 总体 | t | |
| 权威性孝道 | 3.08±0.66 | 3.30±0.64 | 3.41±0.69 | 3.46±0.651 | 3.62±0.55 | 3.55±0.68 | 3.32±0.65 | 3.42±0.67 | 7.05** |
| 互惠性孝道 | 5.33±0.77 | 5.27±0.76 | 5.17±0.77 | 5.16±0.74 | 5.32±0.57 | 5.20±0.73 | 5.239±0.72 | 5.22±0.72 | -0.95 |
| 情感性团结 | 4.02±0.77 | 3.93±0.71 | 3.91±0.69 | 3.83±0.67 | 4.10±0.69 | 3.90±0.65 | 3.91±0.71 | 3.91±0.69 | -0.37 |
| 关联性团结 | 3.22±0.79 | 3.08±0.76 | 3.15±0.73 | 3.04±0.74 | 3.55±0.59 | 3.90±0.65 | 3.91±0.71 | 3.91±0.69 | 0.01 |
| 老人能力刻板印象 | 3.36±0.55 | 3.37±0.53 | 3.42±0.50 | 3.43±0.55 | 3.53±0.45 | 3.45±0.55 | 3.41±0.52 | 3.42±0.53 | 1.43 |
| 老人热情刻板印象 | 3.88±0.68 | 3.89±0.65 | 3.90±0.62 | 3.87±0.62 | 4.06±0.53 | 3.92±0.64 | 3.88±0.62 | 3.90±0.63 | 1.41 |
| 注：*p ＜0.05；**p＜0.01，下同。 | |||||||||
双元孝道、祖孙关系和老人刻板印象进行了相关分析，见表 2。权威性孝道和互惠性孝道与情感性团结、关联性团结、老人能力刻板印象和老人热情刻板印象之间显著正相关(p＜0.01)。进一步比较分析发现，权威性孝道与老人能力刻板印象相关系数明显大于老人热情刻板印象，而互惠性孝道与老人热情刻板印象的相关系数明显大于老人能力刻板印象。
| 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | |
| 1.权威性孝道 | 1 | |||||
| 2.互惠性孝道 | 0.190** | 1 | ||||
| 3.情感性团结 | 0.135** | 0.348** | 1 | |||
| 4.关联性团结 | 0.333** | 0.169** | 0.488** | 1 | ||
| 5.老人能力刻板印象 | 0.325** | 0.167** | 0.281** | 0.345** | 1 | |
| 6.老人热情刻板印象 | 0.196** | 0.287** | 0.326** | 0.291** | 0.483** | 1 |
运用结构方程模型的潜变量法分析双元孝道对老人刻板印象的直接预测作用，模型的各项拟合指数为：χ2/df=4.647，GFI=0.938，AGFI=0.925，NFI=0.958，CFI=0.962，RMSEA=0.046。结果显示，权威性孝道对老人能力刻板印象、老人热情刻板印象的预测路径系数分别为0.30(p＜0.01)、0.15(p＜0.01)；互惠性孝道对老人能力刻板印象、老人热情刻板印象的预测路径系数分别为0.11(p＜0.01)、0.26(p＜0.01)。进一步分析了双元孝道对祖孙关系的预测模型，模型的各项拟合指数为：χ2/df=4.565，GFI=0.936，AGFI=0.922，NFI=0.961，CFI=0.958，RMSEA=0.049。结果显示，权威性孝道和互惠性孝道对祖孙关系的预测路径系数分别为0.26(p＜0.01)、0.33(p＜0.01)。
建构了双元孝道、祖孙关系和老人刻板印象关系的基准模型(M0)，该模型的各项拟合指数为：χ2/df=4.965，GFI=0.939，AGFI=0.919，NFI=0.968，CFI=0.951，RMSEA=0.052。然而，权威性孝道对老人热情刻板印象的直接预测系数未达到显著水平(p＞0.05)，互惠性孝道对老人能力刻板印象的直接预测系数也未达到显著水平(p＞0.05)。因此，这两条预测不显著的路径，重新运行模型，获得修正模型(M1)。该模型的各项拟合指数为：χ2/df=4.528，GFI=0.949，AGFI=0.928，NFI=0.972，CFI=0.959，RMSEA=0.050。本研究的样本量为1610，应取α=0.0001作为临界值。比较基准模型M0和修正模型M1的拟合指数(Δχ2=159.626，Δdf=2，p=0.0000 ＜0.0001)，模型拟合度发生了显著改善，以及根据模型简约原则，选择修正模型(M1)作为最优模型，见图 1。
|
| 图 1 双元孝道、祖孙关系和老人刻板印象的关系模型 |
采取Bootstrap程序检验路径效应的显著性，重复随机抽样的方法在原始数据(N=1610)中抽取2000个Bootstrap样本，用第2.5%和第97.5%作为置信区间的上限和下限，直接和间接效应的估计值区间不包括0，见表 3。这说明，建构模型的直接和间接路径系数都达到显著水平。权威性孝道对老人能力刻板印象预测的总效应值为0.293，对老人热情刻板印象预测的总效应值为0.113。互惠性孝道对老人热情刻板印象预测的总效应值为0.271，而对老人能力刻板印象预测的总效应值为0.121。该模型的总效应值为0.768。
| 路径 | 标准化的效应估计 | 相对效应值 | 平均效应值 | 95%的置信区间 | |
| 下限 | 上限 | ||||
| 权威性孝道→老人能力刻板印象 | 0.18 | 22.556% | 0.176 | 0.121 | 0.231 |
| 权威性孝道→祖孙关系→老人能力刻板印象 | 0.29×0.39=0.113 | 14.160% | 0.117 | 0.067 | 0.166 |
| 权威性孝道→祖孙关系→老人热情刻板印象 | 0.29×0.39=0.113 | 14.160% | 0.118 | 0.068 | 0.167 |
| 互惠性孝道→老人热情刻板印象 | 0.15 | 18.797% | 0.150 | 0.088 | 0.212 |
| 互惠性孝道→祖孙关系→老人能力刻板印象 | 0.31×0.39=0.121 | 15.163% | 0.123 | 0.073 | 0.174 |
| 互惠性孝道→祖孙关系→老人热情刻板印象 | 0.31×0.39=0.121 | 15.163% | 0.124 | 0.074 | 0.174 |
为了进一步清晰考察祖孙关系的中介作用，分别将情感性团结和关系性团结作为中介变量。建构了双元孝道、情感性团结与老人刻板印象的结构方程模型，模型的拟合指数为：χ2/df=4.267，GFI=0.989，AGFI=0.916，NFI=0.957，CFI=0.960，RMSEA=0.056。在该模型中，权威性孝道对情感性团结的预测路径未达到显著水平(p＞0.05)。该模型显著的标准化路径为：权威性孝道→老人能力刻板印象(β=0.23，p＜0.01)，其效应值为0.23，占效应的42.05%；互惠性孝道→老人热情刻板印象(β=0.12，p＜0.01)，其效应值为0.12，占效应的21.94%；互惠性孝道→情感性团结→老人热情刻板印象(β=0.34，p＜0.01，β=0.30，p＜0.01)，其效应值为0.102，占效应的18.65%；互惠性孝道→情感性团结→老人能力刻板印象(β=0.34，p＜0.01，β=0.28，p＜0.01)，其效应值为0.095，占效应的17.37%。该模型的总效应值为0.547。
建构了双元孝道、关联性团结与老人刻板印象的结构方程模型，模型的拟合指数为：χ2/df=3.899，GFI=0.991，AGFI=0.930，NFI=0.962，CFI=0.965，RMSEA=0.052。该模型显著的标准化路径为：权威性孝道→老人能力刻板印象(β=0.20，p＜0.01)，其效应值为0.20，占效应的35.65%；权威性孝道→关联性团结→老人能力刻板印象(β=0.28，p＜0.01，β=0.26，p＜0.01)，其效应值为0.073，占效应的13.01%；权威性孝道→关联性团结→老人热情刻板印象(β=0.28，p＜0.01，β=0.28，p＜0.01)，其效应值为0.078，占效应的13.90%；互惠性孝道→老人热情刻板印象(β=0.15，p＜0.01)，其效应值为0.15，占效应的26.74%；互惠性孝道→关联性团结→老人热情刻板印象(β=0.11，p＜0.01，β=0.28，p＜0.01)，其效应值为0.031，占效应的5.53%；互惠性孝道→关联性团结→老人能力刻板印象(β=0.11，p＜0.01，β=0.26，p＜0.01)，其效应值为0.029，占效应的5.17%。该模型的总效应值为0.561。
3.5 性别和年龄的调节效应检验运用结构方程模型的潜变量法分析男性的双元孝道、祖孙关系与老人刻板印象的关系模型(Ma)，见图 1。模型的拟合指数为：χ2/df=4.119，GFI=0.972，AGFI=0.931，NFI=0.923，CFI=0.928，RMSEA=0.061。同样，建构女性的双元孝道、祖孙关系与老人刻板印象的关系模型(Mb)，见图 1。模型的拟合指数为：χ2/df=4.399，GFI=0.969，AGFI=0.925，NFI=0.918，CFI=0.912，RMSEA=0.067。
运用结构方程模型的多组模型对该模型进行跨性别组恒定性检验，即性别的调节效应检验。在基准模型的基础之上，限制因素负荷在组间相等，得到测量因素负荷恒等模型与基准模型的卡方差异量检验显示，模型的拟合度达到显著水平(Δχ2=9.586，Δdf=3，p=0.022＞0.05)；在结构系数恒等模型与因素负荷恒等模型的卡方差异量检验显示，模型的拟合度达到显著水平(Δχ2=21.736，Δdf=7，p=0.003＞0.01)；在结构方差恒等模型与结构系数恒等模型的卡方差异量检验显示，模型的拟合度达到显著水平(Δχ2=28.293，Δdf=11，p=0.003＞0.01)。
结果显示，男性的互惠性孝道至老人热情刻板影响的直接路径系数(βa=0.24，p＜0.05)明显大于女性的同一路径系数(βb=0.08，p＜0.05)，其效应值分别为0.24、0.08。女性的互惠性孝道→祖孙关系→老人热情刻板印象的路径系数(βb=0.34，p＜0.01，βb=0.43，p＜0.01)明显大于男性的同一路径系数(βa=0.25，p＜0.01，βa=0.33，p＜0.01)，其效应值分别为0.146、0.083。男性和女性的权威性孝道→祖孙关系→老人热情刻板印象路径的路径系数具有明显差异性，其路径系数分别为：(βa=0.39，p＜0.01，βa=0.33，p＜0.01)，(βb=0.21，p＜0.01，βb=0.43，p＜0.01)，其效应值分别为0.129、0.09。
运用结构方程模型分析不同年龄组的双元孝道、祖孙关系与老人刻板印象的关系模型。在此基础之上，并运用多组模型比较分析这些模型进行跨年龄组恒定性检验，即年龄的调节效应检验。然而，在基准模型的基础之上，限制因素负荷在组间相等，得到测量因素负荷恒等模型与基准模型的卡方差异量检验显示，模型的拟合度达到显著水平(Δχ2=2.628，Δdf=3，p=0.453 ＜0.05)。
4 讨论本研究发现，总体上，被试对老人持较高水平热情刻板印象，而相对较低水平的能力刻板印象。权威性孝道和互惠性孝道对老人的能力刻板印象和热情刻板印象都具有正向预测作用，但权威性孝道对老人能力刻板印象的预测系数明显大于老人热情刻板印象，互惠性孝道对老人热情刻板印象的预测系数明显大于老人能力刻板印象。在儒家思想文化中，尊老敬老是其核心内容，而尊老敬老的理论基础则主要来源于“孝”的思想。个体最初的社会责任是对父母的责任，个体的道德过程就是孝道责任感不断地扩充、升华而形成对他人及社会的爱与责任，孝道是培养公民道德素质的起点(肖群忠，2010)。该研究结果初步证实了权威性孝道和互惠性孝道对老人刻板印象的积极效应，也呈现出了两种孝道对不同老人刻板印象影响的差异性。
中介效应发现，祖孙关系在权威性孝道和互惠性孝道与老人刻板印象起部分中介作用。相关研究也发现，祖孙同住状况、祖孙关联性团结和祖孙情感性团结都会积极影响青少年对老人的态度(林如萍，2008)。在个体孝道观念的影响之下，祖孙之间的接触交流更容易发生，交流质量一般也更好，祖孙之间关系质量也更高，祖孙关系能够影响个体对社会上陌生老人的积极态度。进一步分析发现，权威性孝道主要以关联性团结为中介变量间接预测老人能力和热情刻板印象，而互惠性孝道则能以情感性团结和关联性团结为中介变量间接预测老人能力和热情刻板印象。相关研究发现，较之于权威性孝道而言，互惠性孝道更加有利于良好亲子关系质量的建立(Yeh，2006)。那么，互惠性孝道也可能更有利于祖孙亲密关系的建立，而权威孝道则主要影响被试的祖孙接触频率。综合比较发现，权威性孝道能够更多影响个体的老人能力刻板印象，而互惠性孝道更多影响个体的老人热情刻板印象。这也符合权威性孝道和互惠性孝道二者的内涵和运作心理机制，权威性孝道强调子女尊敬和顺从在关系网络中处于的长者或社会地位较高者，而互惠性孝道则倾向于子女与父母和长者之间于平等互惠(叶光辉，2009a，2009b)。例如，在传统社会中受到权威性孝道的影响，老人通常被视为道德的楷模更是智的化身，家庭农业生产及其他的家庭的事项一般由父亲、祖父或曾祖父来决定(Yong，2006)。个体持较高的权威性孝道倾向于将老人视为权威者或智者，而个体持较高的互惠性孝道则可能倾向于将老人视为和蔼可亲的朋友。总之，在儒家孝道相互依存的关系网络环境之下，无论年轻人还是老人都有自己的存在的价值和社会角色，不同年龄层次的人都在关系网中和谐的相处，而不是年龄差异两极化(Ng，1998)。
调节效应发现，性别在双元孝道和老人刻板印象起了显著的调节作用，而年龄的调节效应不显著。本研究仅调查了青少年到成年期的被试群体，年龄层级的跨度并不够大，年龄差异的影响可能未在本研究体现出来。孝道的这种性别差异可能与社会性别角色倾向有关。男性的性别角色以关注公平公正为导向，这与权威性孝道强调的规范更密切，女性的性别角色以关注他人为导向，这互惠性孝道强调的亲密性更密切。这也可能个体受中国传统文化因素的影响，男性被赋予较多的权威孝道责任。在传统农业社会里，家庭农业生产及其他家庭事项一般由男性来决定，男性在家中角色的优越性更容易被凸显且正当化(Hamilton，1990)。本研究还发现，男性的权威性孝道对祖孙关系的预测明显高于女性，男性的互惠性孝道对老人热情刻板的预测明显高于女性；而女性的互惠性孝道对祖孙关系的预测明显高于男性，女性的祖孙关系对老人热情刻板印象的预测明显高于男性。权威性孝道和互惠性孝道对男性和女性影响的差异，可能受到两种孝道本身运作心理机制差异的影响。同时，道德认知存在性别差异，女孩的道德认知主要集中在各种关系中的关怀和责任，男孩则更多考虑一般规则和条令的倾向(陈新葵，张积家，2008)。权威性孝道运作时更强调规范性，而男性比较女性更倾向于使用孝道规范；而互惠性孝道运作时更强调情感性和联结性，而女性比男性更具有情绪性和关注他人和自身的内心感受。这也可能与男性和女性的共情和人际互动模式有关。由于社会化过程、心理机制、生理基础和演化根源，影响了男性和女性表现出不同的共情反应(苏彦捷，黄翯青，2014)。在人际互动过程中，女性之间交往时更倾向于相互分享与合作，而男性之间交往时则更倾向于发布命令，或采取强制性的行为(Burford et al.，1996)。
本研究采取严谨的研究设计和研究方法，探究了双元孝道对祖孙关系和老人刻板印象的作用机制，具有一定的理论意义和实践意义。然而，本研究采取横向调查研究设计，调查了青少年到成年被试，但这不利于几个研究变量之间的因果推论。未来研究可以综合横向调查和纵向调查研究设计的研究方法，系统考察双元孝道、祖孙关系、老人刻板印象的关系。本研究基本能够揭示双元孝道对老人积极刻板印象影响路径，但孝道对老人积极效应可能还存在其它重要的影响路径，如个体人格特质、移情和观点采择等中介变量或调节变量。在研究内容上，该部分研究仅对孝道对老人的认知和行为学研究层面进行探讨，未能涉及孝道对老人态度和行为的神经机制的探究。未来的研究可以从认知神经神经科学的角度去考察孝道与老人态度和行为的关系，有助于深入地了解孝道对老人态度和行为的神经生物学机制。
5 结论本研究考察了双元孝道、祖孙关系和老人刻板印象的关系。权威性孝道和互惠性孝道能正向影响祖孙关系和老人能力和热情刻板印象，祖孙关系在其中起了重要部分中介作用，权威性孝道对老人能力刻板印象预测总效应值明显大于互惠性孝道，而互惠性孝道对老人热情刻板印象预测的总效应值明显大于权威性孝道。性别在双元孝道、祖孙关系和老人刻板印象的之间起了显著调节作用，但年龄的调节效应不显著。
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