子女越孝順老年人越幸福嗎？老年人孝道期待的作用*

李西營 金奕彤 劉 靜 張星宇 皮忠玲

子女越孝順老年人越幸福嗎？老年人孝道期待的作用*

李西營 金奕彤 劉 靜 張星宇 皮忠玲

(陜西師范大學現(xiàn)代教學技術(shù)教育部重點實驗室, 西安 710062)

孝道是影響老年人幸福感的重要變量之一, 然而, 以往研究卻得出相互矛盾的結(jié)論, 其中可能的重要原因之一是沒有聚焦老年人孝道期待的實現(xiàn)程度。采用二次響應(yīng)面回歸分析探究老年人孝道期待和子女孝道支持行為之間的匹配度對老年人生活滿意度和孤獨感的影響。研究結(jié)果表明, 對于生活滿意度而言, 和不匹配相比, 情感期待和情感支持以及聯(lián)絡(luò)期待和聯(lián)絡(luò)支持匹配時老年人生活滿意度更高; 在期待和支持匹配的情況下, 生活滿意度隨信息期待和信息支持的增加而提高; 并且老年人的生活滿意度僅隨工具支持的增加而提高, 但與工具期待沒有關(guān)系。對于孤獨感而言, 在情感期待和情感支持二者不匹配時, 較于情感期待低于情感支持, 情感期待高于情感支持時老年人的孤獨感更高; 孤獨感僅隨聯(lián)絡(luò)支持和信息支持的增加而降低, 與聯(lián)絡(luò)期待、信息期待、工具期待以及工具支持沒有關(guān)系。該研究得出以下結(jié)論：老年人孝道期待的實現(xiàn)程度是提高其生活滿意度的重要因素, 而情感期待高于情感支持是影響老年人孤獨感的重要因素。

孝道期待, 孝道支持行為, 二次響應(yīng)面回歸分析, 孤獨感, 生活滿意度

1 引言

“百善孝為先”, 孝道是解釋中國文化背景下代際互動關(guān)系的一個重要變量(Wang et al., 2009)。孝道是我國優(yōu)良傳統(tǒng)文化的典范, 涉及人性、社會與家庭和諧, 是美德的基礎(chǔ)與文明的根源。孝道是建立在血緣基礎(chǔ)上的家庭關(guān)系準則, 也是社會道德和規(guī)范的行為標準。從文化傳統(tǒng)來看, 當代經(jīng)濟基礎(chǔ)的變遷、現(xiàn)代化和城市化的加速(Chong & Liu, 2016)以及西方價值觀念(李啟明, 陳志霞, 2016)嚴重沖擊了傳統(tǒng)孝道模式, 探索轉(zhuǎn)型期的孝道觀念已成為我國弘揚傳統(tǒng)文化、樹立文化自信的重中之重; 從時代背景來看, 隨著我國老齡化現(xiàn)象的加劇, 發(fā)揮孝道觀念對保障家庭養(yǎng)老功能, 構(gòu)建養(yǎng)老、孝老、敬老的社會體系具有重要作用(陳滔, 卿石松, 2019)。

隨著社會經(jīng)濟和醫(yī)療的發(fā)展, 全球人口死亡率下降和人均壽命延長, 老年人對照顧的需求也增加了, 使照顧老年父母成為成年子女生活中的一項必要的規(guī)范性活動, 因此, 成年子女為年邁的父母提供長期的支持和照顧的相關(guān)研究亦引起了研究者的極大興趣。然而, 引導這些支持行為的孝道期待(filial responsibility expectation)卻并未得到很好的理解(Gans & Silverstein, 2006)。盡管孝道在我國是一個重要的社會化目標, 但社會條件正在改變, 并重新定義了子女對父母的義務(wù)(Cheng & Chan, 2006), 傳統(tǒng)孝道的認同度逐漸產(chǎn)生了變化, 當代孝道產(chǎn)生了自適應(yīng)變遷(傅緒榮等, 2016)。相應(yīng)地, 基于老年父母角度的孝道期待也隨之發(fā)生了改變(Wang et al., 2009)。從親子關(guān)系來看, 老年父母的孝道期待無疑是與子女的孝道行為密切聯(lián)系的, 二者必然會影響老年人的幸福水平(Dong et al., 2012)。然而, 目前的研究較少關(guān)注我國當代背景下老年父母的孝道期待和子女的孝道行為是如何共同影響老年人的生活質(zhì)量。

孝道期待是成年子女有義務(wù)滿足老年父母需要的一種社會態(tài)度, 特別是對子女孝道支持的期望, 它既反映了一般的社會規(guī)范, 又集中于老年人對子女適當行為的具體期望(van der Pas et al., 2005)。因此, 孝道期待與老年父母的幸福水平有密切關(guān)系。國內(nèi)的相關(guān)研究發(fā)現(xiàn), 老年人的孝道期待與其幸福感呈正相關(guān)(Wang et al., 2009; 陳曉惠, 方明, 2013; 王姍等, 2019), 而與其孤獨感和抑郁呈負相關(guān)(羅婷俐等, 2019; 申繼亮等, 2003), 這可能是由于老年人對孝道的更高期望增加了其親子支持, 進而加強了親子互動, 提高了親密感。然而, 國外研究卻發(fā)現(xiàn), 當老年人孝道期待過高時, 這些期望不太可能實現(xiàn), 進而導致其出現(xiàn)失望, 相比之下, 孝道期待較低的老年人更有可能獲得較高的生活滿意度。例如, Seelbach和Sauer (1977)指出, 在老年人生病期間對子女照料方面的期望(經(jīng)濟幫助、住在附近、探望方式和總體責任感)越多, 其生活滿意度就越低。Lee等人(1995)也發(fā)現(xiàn), 老年人的孝道期待與抑郁呈正相關(guān), 父母對子女的期望越高, 相應(yīng)需要子女的支持就越高, 他們認為, 那些對未來抱有較高期望的人更可能會對自己的近期前景感到不確定, 從而導致更嚴重的抑郁。

有研究認為, 導致上述孝道期待、子女孝道支持與老年人幸福感的研究結(jié)果不一致的原因可能是老年人的孝道期待與成年子女的孝道支持行為之間并不一定是匹配的。例如, Peek等人(1998)認為, 老年人會強烈地感到成年子女有幫助年邁的父母的義務(wù), 但同時他們也明白, 特定的阻礙(如撫養(yǎng)孩子、婚姻沖突或未就業(yè))會限制子女照顧父母的資源, 此時有些老人可能依舊抱有高期待, 而有些老人則會體諒子女進而降低期待。Ren等人(2022)也發(fā)現(xiàn), 當成年子女無法提供過多的孝道支持時, 許多老年人傾向于抑制自己的期望, 以避免失望, 避免給子女帶來負擔。研究進一步發(fā)現(xiàn), 老年人的孝道期待與成年子女的支持行為之間的差異可能會影響他們的幸福感。例如, Guo等(2020)的研究發(fā)現(xiàn), 子女提供的情感支持越多, 母親覺得子女更孝順, 但如果子女表現(xiàn)出絕對的服從, 母親就會體驗到更消極的情緒和矛盾情緒。Hamon和Βlieszner (1990)認為, 當用孝道責任規(guī)范來衡量兩代人時, 他們的期望會產(chǎn)生差異, 而父母和子女在角色期望上的一致程度, 會影響從特定關(guān)系的互動中獲得的滿意度和個人幸福感。中國文化信仰指出, 不和諧的家庭關(guān)系可能會對老年父母的其他生活領(lǐng)域產(chǎn)生溢出效應(yīng), 導致總體生活滿意度下降(Huang & Fiocco, 2020)。由此可見, 以往研究結(jié)果矛盾的根源在于老年人的孝道期待與子女的孝道支持之間的匹配程度, 因此孝道期待的實現(xiàn)程度才是影響老年人幸福與否的關(guān)鍵。

圍繞孝道期待和孝道支持之間匹配程度與老年人生活質(zhì)量的關(guān)系, 以往研究者進行了一些初步探討(Liu et al., 2020; Ren et al., 2022; Silverstein et al., 1996)。例如, 王姍等(2019)發(fā)現(xiàn), 老年人接受子女支持在孝順期待與主觀幸福感之間起著部分中介作用。還有研究者探討了孝道期待和孝道支持之間匹配程度與老年人負性情緒體驗之間的關(guān)系。例如, 羅婷俐(2019)發(fā)現(xiàn), 孝道期待可以直接降低老年人抑郁情緒, 也可以通過成年子女孝道行為來緩解老年人的抑郁情緒。正如van der Pas等人(2006)所言, 對處境的感知會影響幸福感, 親子支持是否有益于老年人的心理健康取決于老年人是否將獲得的聯(lián)系和支持視為對特定需要的適當反應(yīng)。

孝道期待和孝道支持不匹配體現(xiàn)在兩個方面。一方面, 當老年人的孝道期待高于子女的孝道支持時, 對其幸福感有消極作用(Cheng & Chan, 2006; Dong et al., 2017; Liu et al., 2020)。例如, Liu等人(2020)的研究發(fā)現(xiàn)旅居美國的華人老年父母的孝道期待高于感知到的子女的孝道行為, 這種不一致, 特別是情感方面的不一致和較差的心理健康水平有關(guān)。相對剝奪理論(Relative Deprivation Theory)假設(shè), 當人們被剝奪了一些他們認為自己有權(quán)得到的東西時, 往往會傾向于產(chǎn)生一種相對的剝奪感, 進而滋生不滿?；谠摾碚? 老年人將孝道期待作為衡量標準, 與他們得到的子女支持進行比較, 孝道期待較高的父母往往會覺得自己應(yīng)該得到更多的孝順關(guān)愛, 倘若沒有得到他們應(yīng)該得到的支持, 一種相對的剝奪感(不滿)可能會出現(xiàn), 從而降低了他們的幸福感(Dai, 1995)。

另一方面, 當老年人孝道期待低于接受到的子女的孝道支持時, 老年人的幸福感也可能會降低(Silverstein et al., 1996)。根據(jù)成功老齡化(Successful Aging)理論, 成功老齡化的三個要素之一是老年人要持續(xù)積極地投入到社會和生產(chǎn)性活動中去。脫離理論(Disengagement Theory)和活動理論(Activity Theory)進一步指出, 那些認為自己成功適應(yīng)了的老年人, 他們在自我接納和自我滿意之間取得了平衡, 并保持著對生活的投入和參與(Reichstadt et al., 2010)。而連貫理論(Continuity Theory)強調(diào), 人們需要的是在自己的過去與現(xiàn)在之間維持一種聯(lián)系, 他們活動的本身并不重要, 而重要的是對過去生活方式的延續(xù)(Atchley, 1989)。因此, 如果子女給予逐漸年老的父母過度的支持, 可能會打破老年人生活方式的連貫性, 從而不利于他們獲得積極的體驗?；谏鲜隼碚摵脱芯? 有研究者提出代際間晚年生活相互依賴的觀點, 該觀點認為對家庭成員的依賴通常會增強老年人的幸福感, 但極端依賴會產(chǎn)生消極的心理后果, 特別是在接受支持方面, 從成年子女那里得到中等程度的支持是有益的, 但是過多支持反而會降低其幸福感(Silverstein et al., 1996)。

據(jù)此, 我們認為當老年人孝道期待與接受到的子女孝道行為相匹配(高期待高支持、低期待低支持)時才有可能促進其幸福感, 而不匹配(高期待低支持、低期待高支持)可能會降低幸福感。此外, 研究者還指出, 并非所有的孝道期待的實現(xiàn)程度都是相同的。例如, Βai (2019)通過對來自正式照顧者和非正式照顧者(子女)的經(jīng)濟和物質(zhì)照料、情感照料、個人照料和信息照料的潛類別分析發(fā)現(xiàn), 相比之下, 經(jīng)濟和物質(zhì)照料與信息照料方面的期望的實現(xiàn)程度較高, 而情感期待的實現(xiàn)程度較低。因此, 本研究的目的是探討老年人在情感、工具、聯(lián)絡(luò)和信息四個方面的孝道期待的實現(xiàn)程度與其生活滿意度和孤獨感的關(guān)系。

2 方法

2.1 研究對象

在重慶市市區(qū)居民區(qū)方便取樣發(fā)放老年人問卷250份, 回收問卷243份, 有效問卷201份, 平均年齡為68.05 ± 9.04歲, 其中女性被試為109人(54.2%), 男性被試91人(45.3%), 性別信息缺失1人(0.5%)。被試的婚姻情況為：未婚2人(1.0%), 已婚174人(86.6%), 離婚3人(1.5%), 喪偶18人(9%), 婚姻信息缺失4人(2.0%)。被試的受教育情況為：小學及以下32人(15.9%), 初中53人(26.4%), 高中或中專58人(28.9%), 大專35人(17.4%), 本科及以上20人(10.0%), 受教育程度信息缺失3人(1.5%)。被試的共居者情況為：配偶共居110人(54.7%), 子女共居13人(6.5%), 配偶及子女共居52人(25.9%), 保姆或其他共居2人(1.0%), 獨居23人(11.4%), 共居者信息缺失1人(0.5%)。

采用李克特5點記分方式, 老年人報告了目前經(jīng)濟狀況(1 = 非常不滿意, 5 = 非常滿意)和最近半年的身體狀況(1 = 非常不健康, 5 = 非常健康)的主觀感受。對目前經(jīng)濟狀況非常不滿意4人(2.0%), 不滿意9人(4.5%), 一般54人(26.9%), 滿意116人(57.7%), 非常滿意16人(8.00%), 經(jīng)濟狀況信息缺失2人(1.0%)。最近半年身體非常不健康1人(0.5%), 不健康4人(2.0%), 一般71人(35.3%), 健康104人(51.7%), 非常健康20人(10.0%), 健康狀況信息缺失1人(0.5%)。

2.2 研究工具

2.2.1 老年人孝道期待量表

采用修訂的van der Pas等人(2005)的孝道期待量表(filial responsibility scale), 該量表包括情感期待(emotional expectations)、工具期待(instrumental expectations)、聯(lián)絡(luò)期待(contact expectations)和信息期待(information expectations)四個維度, 共16個項目, 采用李克特5點記分方式, 評估老年人對子女的孝道期待, 得分越高表示孝道期待水平越高。在本研究中, 總量表和四個維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.96, 0.90, 0.91, 0.82, 0.86, 驗證性因素分析結(jié)果為χ2= 311.25, df = 92, RMSEA = 0.08, SRMR = 0.05, CFI = 0.96, TLI = 0.94。

2.2.2 老年人接受子女支持(孝道行為)量表

根據(jù)本研究目的, 修訂了申繼亮等人(2003)編制的老年人接受成年子女社會支持行為問卷, 修訂后的量表分為情感支持、工具支持、聯(lián)絡(luò)支持和信息支持4個維度, 共20個項目, 采用李克特4級記分方式, 評估老年人感受到的子女孝道行為, 得分越高表明子女孝道行為越多。本研究中, 總量表和情感支持、工具支持、聯(lián)絡(luò)支持和信息支持維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.96, 0.92, 0.89, 0.78和0.86, 驗證性因素分析結(jié)果為χ2= 450.91,= 164, RMSEA = 0.07, SRMR = 0.03, CFI = 0.94, TLI = 0.93。

2.2.3 生活滿意度量表

采用Diener等人(1985)編制的生活滿意度量表(satisfaction with life scale), 共5個項目, 為李克特7級記分, 得分越高即生活滿意度越高。在本研究中, 生活滿意度量表的Cronbach’s α系數(shù)為 0.93。

2.2.4 孤獨感量表

采用UCLA孤獨感量表第三版(Russell, 1996), 該量表適用于老年人, 主要評價個體對于社會交往的渴望與實際水平的差距而產(chǎn)生的孤獨感, 共20個項目, 為李克特4級記分, 得分越高即孤獨感越高。在本研究中, 孤獨感量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.80。

2.3 分析策略

鑒于傳統(tǒng)差異分數(shù)在分析變量匹配與否和因變量關(guān)聯(lián)的局限性(具體局限性可見de Haan et al., 2018), 本研究采用基于多項式的響應(yīng)面分析(response surface analysis, RSA)來考察老年人孝道期待和子女孝道支持行為的匹配程度與老年人生活滿意度和孤獨感的關(guān)系。響應(yīng)面分析可以在傳統(tǒng)多項式回歸的基礎(chǔ)上, 繪制兩個自變量(如x和y)和因變量的曲面圖, 匹配情況不再是單個分數(shù)或點, 而是由兩個自變量之間構(gòu)成的關(guān)系的線來反應(yīng)。即產(chǎn)生一條匹配線(x = y)和一條不匹配線(x = ?y)。前者反映兩個自變量在一致或匹配的情況下與因變量的關(guān)聯(lián)。后者檢驗兩個自變量在不一致情況下與因變量的關(guān)聯(lián)(Edwards, 2002), 這種方法能夠相對更全面地反映兩個變量的匹配程度與因變量的聯(lián)系, 因此, 廣泛應(yīng)用于發(fā)展心理學、管理學等多個研究領(lǐng)域(Luo et al., 2020)。

我們參考Shanock等人(2010)使用RSA進行響應(yīng)面分析的研究。首先, 建立以孝道期待、子女孝道支持行為以及二者的平方項為自變量, 分別以生活滿意度和孤獨感為因變量進行多項式回歸模型分析, 這里模型估計的回歸系數(shù)不像傳統(tǒng)的回歸分析那樣可以獨立來解釋, 而是用于生成響應(yīng)面, 再利用響應(yīng)面來解釋多項式回歸的結(jié)果(Barranti et al., 2017)。然后, 基于回歸分析的結(jié)果, 計算4個系數(shù)(a1～a4), 來解釋對應(yīng)的響應(yīng)面(Edwards, 2002)。具體來說, 前兩個系數(shù)在統(tǒng)計學意義上是估計匹配線是線性的(a1)還是二次曲線的(a2), a1表示一致情況下兩個自變量和因變量之間的簡單線性關(guān)系, a2表示一致情況下兩個自變量和因變量之間二次曲線關(guān)系。后兩個系數(shù)評估不一致情況下兩個自變量和因變量之間是否為線性關(guān)系(a3)或者是二次曲線關(guān)系(a4)。

另外, 本研究采用Harman單因素檢驗法檢驗共同方法偏差, 即將所有條目一起進行探索性因素分析, 共解釋總方差64.56%的變異, 第一個因子解釋了總體方差26.37%的變異, 小于40%的標準, 本研究不存在嚴重的共同方法偏差。采用SPSS 21.0和Mplus 7.0進行數(shù)據(jù)整理與統(tǒng)計分析。

3 結(jié)果

3.1 描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析結(jié)果

表1呈現(xiàn)了各個變量的平均數(shù)、標準差以及相關(guān)系數(shù), 結(jié)果表明, 除了孤獨感與部分變量之間相關(guān)不顯著, 其他各變量之間相關(guān)顯著(s < 0.01)。

3.2 老年人孝道期待的實現(xiàn)程度和生活滿意度的關(guān)系

由表2可知, 情感期待(β = 1.19,= 0.003)、情感支持(β = 2.04,< 0.001)和生活滿意度呈顯著正向的聯(lián)系, 且多項式回歸的結(jié)果滿足進一步響應(yīng)面分析的要求(Δ2= 0.07,= 0.001)。由圖1, 響應(yīng)面分析結(jié)果顯示, a4即不匹配線的曲率為負且邊緣顯著(β = ?0.61,= 0.090), 即表明相較于情感期待和支持不匹配時, 二者匹配時老年人生活滿意度相對更高; a1即匹配線的斜率顯著為正(β = 3.23,< 0.001), 在匹配時, 生活滿意度隨情感期待和情感支持的增加而提高。

由表2可知, 工具期待和生活滿意度之間的聯(lián)系未發(fā)現(xiàn)存在顯著(β = 0.27,= 0.580), 但工具支持和生活滿意度呈顯著正向的聯(lián)系(β = 1.15,=0.005), 多項式回歸的結(jié)果并不滿足進一步響應(yīng)面分析的要求(Δ2= 0.01,= 0.603)。該結(jié)果表明, 生活滿意度僅隨工具支持的增加而提高。

表1 各變量的相關(guān)分析

注：*< 0.05, **< 0.01

表2 孝道期待?子女支持匹配對生活滿意度影響的二次響應(yīng)面回歸分析

圖1 情感期待?情感支持匹配和生活滿意度的關(guān)系

由表2可知, 聯(lián)絡(luò)期待和生活滿意度的聯(lián)系未發(fā)現(xiàn)存在顯著(β = 0.10,= 0.822), 但聯(lián)絡(luò)支持和生活滿意度呈顯著正向的聯(lián)系(β = 1.64,= 0.001)。多項式回歸的結(jié)果滿足進一步響應(yīng)面分析的要求(Δ2= 0.04,= 0.039)。由圖2, 響應(yīng)面分析結(jié)果顯示, a4即不匹配線的曲率顯著為負(β = ?0.82,= 0.026), 即表明相較于聯(lián)絡(luò)期待和支持不匹配時, 二者匹配時老年人生活滿意度更高; a1即匹配線的斜率顯著為正(β = 1.74,= 0.010), 在匹配時, 生活滿意度隨聯(lián)絡(luò)期待和聯(lián)絡(luò)支持的增加而提高。

由表2可知, 信息期待和生活滿意度的聯(lián)系邊緣顯著(β = 0.84,= 0.060), 信息支持和生活滿意度呈顯著正向的聯(lián)系(β= 1.89,< 0.001), 且多項式回歸的結(jié)果滿足進一步響應(yīng)面分析的要求(Δ2= 0.06,= 0.004)。由圖3, 響應(yīng)面分析結(jié)果顯示, a4即不匹配線的曲率未發(fā)現(xiàn)存在顯著(β = ?0.17,= 0.627), 即表明二者匹配與否, 老年人的生活滿意度沒有顯著差異; a1即匹配線的斜率顯著為正(β = 2.73,< 0.001), 在匹配時, 生活滿意度隨信息期待和信息支持的增加而提高。

圖2 聯(lián)絡(luò)期待?聯(lián)絡(luò)支持匹配和生活滿意度的關(guān)系

圖3 信息期待?信息支持匹配與生活滿意度的關(guān)系

3.3 老年人孝道期待的實現(xiàn)程度與孤獨感的關(guān)系

由表3可知, 情感期待和孤獨感的聯(lián)系未發(fā)現(xiàn)存在顯著(β = ?0.74,= 0.256), 情感支持和孤獨感呈顯著負向的聯(lián)系(β = ?2.63,= 0.005), 多項式回歸的結(jié)果滿足進一步響應(yīng)面分析的要求(Δ2=.04,= 0.042)。由圖4, 響應(yīng)面分析結(jié)果顯示, a4即不匹配線的曲率未發(fā)現(xiàn)存在顯著(β = 0.09,= 0.884), 說明二者匹配與否, 老年人的孤獨感沒有顯著差異; 但a3即不匹配線的斜率邊緣顯著(β = 1.88,= 0.076), 表明在不匹配時, 較于情感期待高于情感支持, 情感期待低于情感支持的老年人孤獨感更低; a1即匹配線的斜率顯著為負(β = ?3.37,= 0.006), 在匹配時, 孤獨感隨情感期待和情感支持的增加而降低。

由表3可知, 工具期待和孤獨感的聯(lián)系未發(fā)現(xiàn)存在顯著(β = ?0.47,= 0.559), 工具支持和孤獨感的聯(lián)系也未發(fā)現(xiàn)存在顯著(β = ?0.93,= 0.157), 多項式回歸的結(jié)果并不滿足進一步響應(yīng)面分析的要求(Δ2= 0.02,= 0.285)。

由表3可知, 聯(lián)絡(luò)期待和孤獨感的聯(lián)系未發(fā)現(xiàn)存在顯著(β = ?0.52,= 0.504), 但聯(lián)絡(luò)支持和孤獨感呈顯著負向的聯(lián)系(β = ?1.88,= 0.020), 多項式回歸的結(jié)果并不滿足進一步響應(yīng)面分析的要求(Δ2= 0.01,= 0.780)。結(jié)果表明, 孤獨感僅隨聯(lián)絡(luò)支持的增加而降低。

由表3可知, 信息期待和孤獨感的聯(lián)系未發(fā)現(xiàn)存在顯著(β = ?0.32,= 0.670), 但聯(lián)絡(luò)支持和孤獨感呈顯著負向的聯(lián)系(β = ?1.53,= 0.045), 多項式回歸的結(jié)果并不滿足進一步響應(yīng)面分析的要求(Δ2= 0.02,= 0.193)。結(jié)果表明, 孤獨感僅隨信息支持的增加而降低。

表3 孝道期待?子女支持匹配對孤獨感影響的二次響應(yīng)面回歸分析

圖4 情感期待?情感支持匹配與孤獨感的關(guān)系

4 討論

4.1 孝道期待實現(xiàn)程度和生活滿意度的關(guān)系

本研究發(fā)現(xiàn), 相比于不匹配, 情感期待和情感支持匹配時以及聯(lián)絡(luò)期待和聯(lián)絡(luò)支持匹配時老年人生活滿意度更高。這與相對剝奪理論以及以往研究結(jié)果一致, 即孝道期待的實現(xiàn)程度會影響父母的幸福感(Dai, 1995; Dong et al., 2012; Quinn & Keller, 1983; Seelbach & Sauer, 1977)。根據(jù)相對剝奪理論和以往研究, 當子女支持與老年人的孝道期待匹配, 就不會出現(xiàn)剝奪感, 并且高期待導致了老年人所需要的高支持, 加強了親子互動, 提高了親密感, 從而有利于他們產(chǎn)生積極情緒, 提高其幸福感(Dai, 1995; Dong et al., 2012; 羅婷俐, 2019; 王姍等, 2019)。相反, 當孝道期待與子女孝道行為不匹配時, 會增加家庭關(guān)系的不和諧, 中國文化背景下的老年人, 更加容易受到不和諧的家庭關(guān)系的影響, 導致其生活滿意度下降(Huang & Fiocco, 2020)。因此, 我們認為當老年人孝道期待與接受到的子女孝道行為相匹配時才有可能促進其生活滿意度。

另外, 隨著社會變得更加富裕和城市化加劇, 老年人的孝道期待已經(jīng)從工具性期待轉(zhuǎn)向情感期待(Cheng & Chan, 2006; Hsu et al., 2001; Ren et al., 2022; 楊曦, 2016)。有研究表明, 成年子女提供的情感支持與父母感知到的情感支持(即情感支持的傳遞)完全中介了子女孝道信念與父母生活滿意度之間的關(guān)系, 并部分中介了子女權(quán)威式孝道信仰與父母生活滿意度的關(guān)系; 而成年子女提供的工具支持與父母感知到的工具支持(即工具支持的傳遞)在成年子女孝道信念與父母生活滿意度的關(guān)系中沒有這樣的中介作用(Zheng & Li, 2022)。本研究結(jié)果提示我們, 要提高中國老年人的生活滿意度, 成年子女應(yīng)密切關(guān)注父母的情感需求。

本研究還發(fā)現(xiàn), 在期待和支持匹配的情況下, 老年人生活滿意度隨信息期待和信息支持的增加而提高。在網(wǎng)絡(luò)時代背景下, 老年人信息支持對其個體發(fā)展有諸多積極作用, 例如, 滿足老年人基本生活需求, 提高生活質(zhì)量(Hu et al., 2020), 增強其生活獨立性與安全性(蘇文成等, 2021), 擴大社交網(wǎng)絡(luò), 獲得社會支持, 增加社會聯(lián)結(jié), 減少他們的孤獨感, 并縮小代際之間“信息鴻溝” (Hasan & Linger, 2016; Tsai et al., 2017)。

4.2 孝道期待實現(xiàn)程度和孤獨感的關(guān)系

本研究發(fā)現(xiàn), 與情感期待低于情感支持相比, 情感期待高于情感支持時老年人的孤獨感更高。研究者認為, 子女支持(孝道行為)在減少老年人孤獨感方面發(fā)揮了重要作用, 即經(jīng)常與孩子互動的老年人孤獨感更低(van der Pas et al., 2006)。當情感期待高于子女的情感支持, 缺失的陪伴和親情會讓老年人產(chǎn)生空虛和寂寞。隨著現(xiàn)代化生活流動性增加, 精神贍養(yǎng)、陪伴性支持和情感交流成為新“二十四孝”中的重中之重。

本研究還發(fā)現(xiàn), 工具性期待、聯(lián)絡(luò)期待和信息期待的實現(xiàn)程度對其孤獨感沒有影響, 其孤獨感僅隨聯(lián)絡(luò)支持和信息支持的增加而降低。這可能是由于獨生子女政策、家庭結(jié)構(gòu)變化、人口遷移和城市化加劇, 老年人及其子女的孝道觀念已經(jīng)發(fā)生了改變(Cheung & Kwan, 2009; Liu, 2016; Zhang & Goza, 2006)。我國許多老年人處于獨居(空巢)狀態(tài), 成年子女很少去探訪他們, 有些人甚至會超過一年以上的時間沒有去探望過父母(Lao et al., 2019)。因此, 老年人為了避免失望, 可能會降低對子女的聯(lián)絡(luò)期待和信息期待, 并主動減少和他們之間的聯(lián)絡(luò), 逐漸形成了 “沒有期待就沒有傷害”的現(xiàn)狀, 這在一定程度上能夠解釋本研究的結(jié)果。另外一種可能是, 老年人聯(lián)絡(luò)期待降低是現(xiàn)代化和城市化發(fā)展的必然結(jié)果。老年人為了子女更好的發(fā)展前途, 即便不情愿也已經(jīng)接受了這種模式而不會有更多的消極情緒, 在這種背景下, 子女若能提高聯(lián)絡(luò)的頻率, 就會讓父母感到欣慰、減少其孤獨感, 而現(xiàn)代化和城市化促使子女和父母聯(lián)絡(luò)的主要方式是通信方式, 這就要求子女必須給老年父母提供更多的信息支持(Godfrey & Johnson, 2009)。

4.3 局限

本研究存在一定的局限性：首先, 本研究采用的是橫斷研究方法, 無法推斷變量之間的因果關(guān)系, 未來研究可以采用實驗法對孝道期待進行一定程度的操控, 進一步深入探討老年人孝道期待對其主觀幸福感和孤獨感的影響機制; 其次, 本研究只調(diào)查了重慶市老年人的情況, 該樣本在年齡、地區(qū)狀況等方面的代表性有限, 將結(jié)論推廣到更大群體需要謹慎, 未來研究可以選取更多樣化的樣本考察研究結(jié)果的普適性; 第三, 本研究采用的工具是由國外研究者開發(fā), 雖然我們進行了修改, 但這可能并不能完全反映我國的孝道文化, 例如, 葛梟語(2021)認為孝包含尊敬安樂父母、服從父母、和顏對待父母、守身不辱父母、陪伴父母、揚名以顯父母、思慕父母、不干涉父母、勸諫父母九個維度。未來的研究應(yīng)該結(jié)合中國孝道文化, 編制孝道期待量表和孝道支持行為量表, 更全面探究其規(guī)律。最后, 孝道期待和子女孝道行為的匹配研究中, 該結(jié)果只是部分驗證了假設(shè), 可能是由于匹配測量方法, 即二次響應(yīng)面回歸分析存在缺陷：(1)該匹配屬于間接測量, 忽略了被試的主觀匹配感受; (2)基于響應(yīng)面上的各個斜率和曲率的反復檢驗會增加犯Ⅰ類統(tǒng)計錯誤的概率; (3)與一般回歸分析相同, 忽略了測量誤差。未來的研究在匹配變量上不僅應(yīng)該保證概念同構(gòu), 還應(yīng)對量表和測量工具進行進一步的修訂和檢驗, 在研究方法上也應(yīng)采取主觀匹配與客觀匹配相結(jié)合, 二次響應(yīng)面回歸與結(jié)構(gòu)方程模型相結(jié)合。

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Is older adult happier with more filial piety children? The role of filial responsibility expectation of older adult

LI Xiying, JIN Yitong, LIU Jing, ZHANG Xingyu, PI Zhongling

(Key Laboratory of Modern Teaching Technology, Shaanxi Normal University, Xi’an 710062, China)

Filial piety is an essential variable influencing the intergenerational interaction in the context of Chinese culture. Filial piety is a model of China’s refined traditional culture which guides family interactions based on blood relationships. It is, therefore, a social moral and normative behavior standard. Filial piety plays a vital role in older adults’ lives. However, conclusions from previous studies concerning the relationship between filial responsibility expectation and older adults’ quality of life are not consistent. This is partly because the studies did not consider filial support behaviors from adult children and filial discrepancy.

Few studies have investigated whether older adults’ filial responsibility expectations match filial support from children and the effects of filial discrepancy on their life satisfaction and loneliness. To bridge this gap, the present study aimed to test whether filial discrepancy affects older adults’ life satisfaction and loneliness using a quadratic polynomial regression with response surfaceanalysis.

Our results showed that older adults’ life satisfaction was higher when emotional expectation and support, as well as contact expectation and support matched compared with when these expectations and supports did not match. The slope of the matching line was significantly positive (β = 3.23,< 0.001). Specifically, a good match between emotional expectation and support linearly increased life satisfaction. Life satisfaction was higher when contact expectation and support matched than when they did not match. Moreover, the slope of the matching line was significantly positive (β = 1.74,= 0.010). Specifically, when the contact expectation and support matched, life satisfaction increased with the increase in these two variables. Notably, older adults’ high life satisfaction was associated with children’s high instrumental support, but not the instrumental expectation. It was found that when emotional expectation and emotional support were mismatched, older adults felt lonelier when the emotional expectation was higher than emotional support compared with when the emotional expectation was lower than emotional support. Low loneliness was associated with high contact support and information support. However, loneliness was not related to contact expectation, information expectation, instrumental expectation, or instrumental support.

In summary, our study found significant differences in the impact of filial discrepancy on the positive indicator of happiness in older adults (life satisfaction) and the negative indicator (loneliness). For life satisfaction, matching emotional expectation and emotional support, as well as contact expectation and contact support, are critical factors which improve older adults’ life satisfaction. In terms of loneliness, higher emotional expectation compared with emotional support increases older adults’ loneliness.

filial responsibility expectation, filial support behavior, quadratic polynomial regression with response surface analysis, loneliness, life satisfaction

2022-01-12

* 國家重點研發(fā)計劃(2020YFC2003000),現(xiàn)代教學技術(shù)教育部重點實驗室開放基金項目-中央高校基本科研業(yè)務(wù)費專項資金(GK202205021)資助。

皮忠玲, E-mail: pizl@snnu.edu.cn

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