關(guān)鍵詞 成年初顯期 成年身份建構(gòu) 互惠性孝道 權(quán)威性孝道 潛在剖面分析

1 引言

向成年期的過渡是影響個體畢生發(fā)展的重要轉(zhuǎn)折點(diǎn)（Elder et al.， 2015）。無論在發(fā)達(dá)國家還是發(fā)展中國家，推遲結(jié)婚、延長教育追求、不再強(qiáng)調(diào)單一的終身職業(yè)是當(dāng)前年輕人普遍存在的現(xiàn)象（Swanson，2016），這很大程度上使得他們對成年標(biāo)志的認(rèn)知變得模糊，推遲進(jìn)入到成年期（Arnett， 2015; Nelsonamp; Padilla-Walker， 2013）。在此背景下，Arnett（2000）提出成年初顯期（emerging adulthood）理論，將成年初顯期概括為由青春期過渡到成年期（18～29 歲）的獨(dú)特發(fā)展階段，主要表現(xiàn)為個體在生理和法律上已屬于成年人，但在文化和社會角度上還未完全確定成年角色，仍處于對成年身份的探索和塑型時期（Arnett et al.， 2014）。近年，成年初顯期受到了研究者的廣泛關(guān)注，該時期的個體思考未來生活方式的傾向大于其他任何時期（段鑫星， 程嘉， 2007），經(jīng)歷更多的負(fù)性生活事件、心理健康問題和精神疾病風(fēng)險（Newcomb-Anjo et al.， 2017; Rasmussen et al.，2020; Romaine， 2019）。相比之下，那些認(rèn)為自己已經(jīng)或逐漸成為一名成年人的個體會出現(xiàn)更少的身心健康問題（Luyckx et al.， 2006）。因此，理解成年初顯期個體對成年身份探索的特點(diǎn)，對幫助其向成年期良性過渡具有重要意義。

1.1 成年初顯期的成年身份建構(gòu)

成年初顯期最主要的任務(wù)是進(jìn)行成年身份建構(gòu)，它指個體不斷嘗試建構(gòu)自身認(rèn)可的成年標(biāo)志并努力達(dá)成的過程（Sharon， 2016）。年齡只是區(qū)分成年初顯期最粗略的標(biāo)志，調(diào)查顯示，18～29 歲群體中，有超過60% 的個體認(rèn)為自己既不屬于青少年，也不屬于成年人，主觀上認(rèn)為自己是成年人的僅占30%。直到30 歲之后，才有超過90% 的人認(rèn)為自己已成年（Arnett， 2001）。因此，Arnett（2001，2007）指出，由于成長環(huán)境和自我發(fā)展過程的差異，個體對成年標(biāo)志的理解和身份探索的方向與程度不同，導(dǎo)致主觀達(dá)到成年的年齡存在差異。成年初顯期相比其他發(fā)展階段，個體感覺身處未成年與成年間的“夾縫感”更強(qiáng)烈，在身份建構(gòu)中有更多的不確定性和發(fā)展的可能性（Kloep amp; Hendry， 2014），以“個體中心”方法有助于揭示身份發(fā)展的多樣性、動態(tài)性和復(fù)雜性（von Eye et al.， 2015）。

以往探討個體的身份建構(gòu)多引用自我同一性理論加以理解（Marcia， 1966），但同一性發(fā)展的研究并未明確成年發(fā)展任務(wù)。調(diào)查表明，61.1% 的人認(rèn)為成年的標(biāo)準(zhǔn)是復(fù)雜的，應(yīng)綜合傳統(tǒng)的成年標(biāo)志以及個人心理成熟等多方面來進(jìn)行考慮，而38.9% 的人則將成年界定為達(dá)到某些單一標(biāo)志，如工作、結(jié)婚等（Tagliabue et al.， 2016）。Beckert 等（2020） 基于同一性觀點(diǎn)，將大學(xué)生的成年身份建構(gòu)區(qū)分為四種類型：達(dá)成型（認(rèn)可較多成年標(biāo)志且達(dá)成較高）、過渡型（認(rèn)可較多成年標(biāo)志，達(dá)成一般）、延緩型（認(rèn)可較多成年標(biāo)志但達(dá)成較低）、混亂型（認(rèn)可較少的成年標(biāo)志且達(dá)成較低）。這些結(jié)果說明個體對成年的身份建構(gòu)具有異質(zhì)性。社會文化背景、個人生活經(jīng)歷等都會影響成年初顯期階段的出現(xiàn)（Arnett，2015）。段鑫星（2008）調(diào)查顯示，有63% 的中國大學(xué)生認(rèn)為自己一定程度上是成年人，一定程度上不是。這也表明成年初顯期在中國背景下也存在，但目前對個體成年身份建構(gòu)問題關(guān)注還較少。本研究借鑒Beckert 等（2020）的分類思路，在同時包含大學(xué)生和工作青年的更大樣本中，采用潛在剖面分析探討中國背景下的成年初顯期群體的成年身份建構(gòu)特征。假設(shè)1：成年初顯期群體的成年身份建構(gòu)也可能存在四種類型： 混亂型、延緩型、過渡型和達(dá)成型。

1.2 雙元孝道對成年身份建構(gòu)的影響

在成年初顯期，父母的積極參與往往有利于個體獨(dú)立自主的發(fā)展（Faherty et al.， 2020; Inguglia etal.， 2018），但父母也有可能入侵子女的生活，左右其對職業(yè)、伴侶等選擇，在同一性發(fā)展上更多形成早閉和延緩（Luyckx et al.， 2007）。Scharf 等（2004）將成年的發(fā)展任務(wù)概括為與父母建立相對獨(dú)立又保持親密關(guān)系的能力，以實(shí)現(xiàn)自立。孝道觀念影響著個體獨(dú)立自主和成長成熟的發(fā)展（楊立華， 2017；Pan et al.， 2013），作為中國傳統(tǒng)文化價值觀的重要組成部分，中國文化強(qiáng)調(diào)尊重、服從和孝敬父母的價值觀（Lan et al.， 2019），其不僅是家庭關(guān)系運(yùn)作的原則，更是一種社會規(guī)范，影響著中國人的思想和行為。因而在中國文化背景下考察孝道如何影響成年初顯期個體的成年身份建構(gòu)具有重要意義。

雙元孝道理論的研究表明，不同方式的孝道影響著子女的成長與發(fā)展（葉光輝，2009；Yeh amp;Bedford， 2003）?；セ菪孕⒌缽?qiáng)調(diào)父母與子女之間的平等互惠，相互尊重的關(guān)系，有利于親子間積極的情感交流，促進(jìn)子女的自主性和獨(dú)立性的發(fā)展。權(quán)威性孝道則強(qiáng)調(diào)父母與子女的不平等關(guān)系、子女對父母權(quán)威的服從、在做決策時更多參考父母意見，會削弱精神自立、延阻成長成熟、與個體的自立人格形成呈負(fù)相關(guān)（傅緒榮等，2016; 葛梟語，2021; 楊立華，2017; 楊宜音等，2016; Leung et al.，2010）。來自權(quán)威性孝道家庭子女可能由于自身探索和對父母權(quán)威服從的矛盾，在發(fā)展上有更多的自我控制，會抑制了全面發(fā)展（李啟明，2014; 葉光輝，2009），對成年標(biāo)志的看法可能更加單一，身份建構(gòu)可能更容易混亂；而互惠性孝道家庭更重視平等關(guān)系以及子女獨(dú)立個性的培養(yǎng)，對成年觀念看法可能更復(fù)雜和全面。綜上，本研究提出假設(shè)2：孝道觀念能影響成年身份建構(gòu)的類型，具體而言，互惠性孝道的個體更可能是達(dá)成型，而權(quán)威性孝道的個體則更可能是混亂型。

2 研究方法

2.1 研究對象

采取方便取樣法和滾雪球取樣法，通過在線平臺發(fā)放有償問卷。根據(jù)Arnett 等人（2014）對成年初顯期的定義，本研究篩選出18～29歲被試，收集問卷1136份。以作答時間較短、規(guī)律性作答以及正反計(jì)分出現(xiàn)較大矛盾的標(biāo)準(zhǔn)排除無效問卷后得到1040份有效問卷，有效率為91.55%。平均年齡為22.03± 2.67歲， 其中男性449 名（43.20%），女性691名（56.80%）；學(xué)生611名，非學(xué)生429名；有全職工作390名，有兼職或者實(shí)習(xí)的208 名，無工作的442 名；婚姻狀況中90 名已婚，949名未婚，離異1 名；教育程度方面，本科學(xué)歷820 名，碩士及以上47 名，中?；虼髮?9 名，高中及以下84 名。

2.2 研究工具

2.2.1 成年標(biāo)志量表

采用Fosse 等（2015）編制的“成年標(biāo)志量表”（Markers of Adulthood Scale， MOA），共20 項(xiàng)成年標(biāo)志，該量表的成年標(biāo)志在先前研究中表明適用于中國被試（段鑫星， 2008; Nelson et al.， 2013; Zhongamp; Arnett， 2014）。被試對每一項(xiàng)成年標(biāo)志首先用4點(diǎn)評分（0 表示“非常不重要”，3 表示“非常重要”）評價該項(xiàng)目對成年的重要性，再用3 點(diǎn)評分（0 代表“完全沒達(dá)到”，2 代表“已經(jīng)達(dá)到”）評價自己是否已達(dá)到該成年標(biāo)志。由心理學(xué)專業(yè)和英語專業(yè)的兩名博士生進(jìn)行翻譯和回譯工作，并對相關(guān)表述進(jìn)行修改。其中“吸毒”、“酒后駕車”兩項(xiàng)在我國均屬于違法行為，吸毒出現(xiàn)的概率遠(yuǎn)低于美國，因此將這兩個項(xiàng)目統(tǒng)一修改為“避免違法行為”。驗(yàn)證性因子分析表明，“不再與父母同住”因子負(fù)荷小于.30，且不適用中國文化背景，本研究予以刪除。最終18 項(xiàng)條目的模型良好χ 2/ df = 2.34，RMSEA = .04（90% CI =.030， .042）， CFI = .98， TLI= .96， SRMR = .02，成年標(biāo)志重要性與達(dá)成評估的Cronbach's α 系數(shù)分別為 .87、.90。

2.2.2 雙元孝道量表

采用李啟明（2014）修訂的“雙元孝道量表”，共16個題項(xiàng)，包含權(quán)威性孝道和互惠性孝道兩個維度，采用6 點(diǎn)評分方式（1 代表“完全不認(rèn)同”到6代表“完全認(rèn)同”）。該量表在以往研究中信效度良好（李啟明， 陳志霞， 2016）。本研究中權(quán)威性孝道和互惠性孝道的Cronbach' s α系數(shù)均為 .89。

2.2.3 協(xié)變量

相關(guān)的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量包括：性別、年齡、學(xué)歷、是否學(xué)生、工作情況、家庭社會經(jīng)濟(jì)地位（SES）。其中家庭社會經(jīng)濟(jì)地位采用父母職業(yè)、父母受教育程度和家庭收入通過因子分析計(jì)算合成分?jǐn)?shù)（劉廣增等， 2020）。家庭收入采用國家統(tǒng)計(jì)局（2020）發(fā)布的居民人均全年可支配收入為標(biāo)準(zhǔn)。

2.3 統(tǒng)計(jì)方法

使用Mplus 8.0軟件進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析和潛在剖面分析，使用SPSS 18.0軟件進(jìn)行多項(xiàng)logistics 回歸分析。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差

采用Harman 單因子檢驗(yàn)法檢驗(yàn)本研究的共同方法偏差，檢驗(yàn)結(jié)果顯示，特征根大于1 的因子共有10 個，第一因子的解釋變異量為19.38%，小于40% 的臨界標(biāo)準(zhǔn)，表明本研究數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差（Podsakoff et al.， 2003）。

3.2 成年身份建構(gòu)的潛在剖面分析

在Mplus 軟件中采用成年標(biāo)志量表的18個條目分析成年身份建構(gòu)的潛在類別。抽取2～ 5個類別，模型擬合指數(shù)見表1。根據(jù)王孟成和畢向陽（2018）的模型選擇標(biāo)準(zhǔn)，本研究的幾個模型的分類指標(biāo)Entropy 均大于 .80，隨著分類數(shù)的增加，模型適配指標(biāo)（LL、AIC、BIC、aBIC）均越小。但模型擬合差異的似然比檢驗(yàn)結(jié)果表明，3個類別時LMP 和BLRT 達(dá)到顯著水平，而4 個類別時LMR 值不顯著，說明4 個類別并不優(yōu)于3個類別。因此，最終確定3類別為最佳模型。進(jìn)一步分析3個類別的歸屬概率在 .97～ .98之間，說明3 個類別的結(jié)果較為可信，對3個類別在成年標(biāo)志量表項(xiàng)目上的分布見圖1。

類別1 占樣本20.72%，從剖面形態(tài)來看，該類被試在所有18 項(xiàng)成年標(biāo)志的重要性評價上均低于其他兩個類別，有一半的成年標(biāo)志被認(rèn)為不重要，且這些成年標(biāo)志的達(dá)成較低。該類別的成年身份建構(gòu)特征與同一性發(fā)展類別（Marcia， 1966）中的“混亂型”相似，即個體可能缺乏清晰的發(fā)展目標(biāo)，因此本研究將這一類別命名為“混亂型”；類別2 占總樣本的47.80%，這類被試在大多數(shù)成年標(biāo)志上均選擇了重要或非常重要，但他們有16 項(xiàng)成年標(biāo)志的達(dá)成率未到30%。表明這類個體可能理解和認(rèn)同成年的標(biāo)志，但還未達(dá)成這些成年標(biāo)志，本研究將其命名為“延緩型”；類別3 占總樣本的31.48%，這類被試同樣認(rèn)可了大多數(shù)成年標(biāo)志的重要性，并且有超過一半的成年標(biāo)志的達(dá)成率高于70%。表明大部分個體正向其認(rèn)為重要的成年標(biāo)志過渡中，這一類別特征無法與同一性發(fā)展類別相對應(yīng)，本研究將其命名為“過渡型”。此外，研究結(jié)果未分類出“達(dá)成型”，部分驗(yàn)證了假設(shè)1。

3.3 雙元孝道對成年身份建構(gòu)類別的影響

采用多項(xiàng)Logistic 回歸，進(jìn)一步考察孝道與人口學(xué)變量對成年的身份建構(gòu)類別的影響。因變量為剖面分析的類別，將孝道作為自變量，并將性別（女性為參照）、是否學(xué)生（是學(xué)生為參照）、工作情況（無工作為參照）、年齡、SES 作為控制變量納入回歸中。結(jié)果見表2。在人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量上，與過渡型相比，混亂型和延緩型中女性更多、年齡更小、家庭社會經(jīng)濟(jì)地位更低、沒有工作的人更多，是否學(xué)生在成年的身份建構(gòu)上不存在顯著差異。

孝道對成年身份建構(gòu)類別的影響分析表明：（1）相比混亂型，互惠性孝道得分越高的個體成年身份建構(gòu)類別更可能分布在延緩型（β =- .16， OR = .85，95%CI= [.826， .881]， plt;.001）或過渡型（β = - .19，OR = .82， 95%CI= [.792， .857]， p lt; .001），但延緩型與過渡型之間沒有顯著差異（β = -.04， OR = .97，95%CI= [.928， 1.005]， p gt; .05）；（2）相比混亂型，權(quán)威性孝道得分越高的個體成年身份建構(gòu)更可能是過渡型（β = - .07， OR = .93， 95%CI= [.907， .975]， plt; .001），權(quán)威性孝道得分越低的個體更可能分布在延緩型（β = .03， OR =1.04， 95%CI= [1.010 ， 1.060]，plt;.01）。結(jié)合三種成年身份建構(gòu)特征來看，說明互惠性孝道會促進(jìn)個體認(rèn)可更多成年標(biāo)志，對成年的看法更全面，而權(quán)威性孝道對成年身份建構(gòu)的影響是復(fù)雜的，既有可能促進(jìn)成年身份的建構(gòu)，也可能造成成年身份建構(gòu)混亂，個體的成年身份建構(gòu)更可能分布在過渡型中，其次是混亂型。結(jié)果未驗(yàn)證假設(shè)2。

4 討論

成年初顯期是個體發(fā)展的關(guān)鍵時期，本研究以“個體中心”的視角，在中國背景下考察和識別出該時期成年身份建構(gòu)的三種潛在類別及其特征，并探討了兩種孝道方式對成年身份建構(gòu)的影響，豐富和拓展了成年身份建構(gòu)領(lǐng)域的研究，也為以孝道為代表的家庭社會價值觀與成年身份建構(gòu)之間的關(guān)系提供了更多思考。

4.1 成年初顯期的成年身份建構(gòu)的剖面類別

本研究發(fā)現(xiàn)，成年初顯期的成年身份建構(gòu)存在三個潛在類別，分別是混亂型（20.72%）、延緩型（47.80%）和過渡型（31.48%），分類結(jié)果基本符合預(yù)期。然而，與Beckert 等人（2020）的結(jié)果略有不同，本研究中，處于延緩型和過渡型的人居多，未能發(fā)現(xiàn)“達(dá)成型（高認(rèn)可高達(dá)成）”這一類別。這結(jié)果說明在成年初顯期的成年身份建構(gòu)存在跨文化差異。成年初顯期是基于經(jīng)濟(jì)、社會和文化發(fā)展和變遷出現(xiàn)的產(chǎn)物，個體向成年過渡的進(jìn)程會有所不同（Arnett， 2000， 2015）。Beckert 等人的研究樣本來源于歐美等經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，其社會文化、教育風(fēng)格與中國不同。中國屬于發(fā)展中國家，城市化的發(fā)展進(jìn)程中的生活成本變高，目前處于成年初顯期的個體基本屬于獨(dú)生子女，家庭對子女養(yǎng)育文化較以往有更高的標(biāo)準(zhǔn)，其價值觀、職業(yè)規(guī)劃取向也較以往更加多樣化 （王寧， 2018），這些因素影響著個體達(dá)成他們所認(rèn)可的成年標(biāo)志，更多的人還處于向成年標(biāo)志達(dá)成進(jìn)程的過渡和延緩發(fā)展中?；靵y型個體表現(xiàn)出并不重視普遍接受的成年標(biāo)志，也并未達(dá)到這些標(biāo)志，這類群體可能是由于個人生長環(huán)境和生活經(jīng)歷，導(dǎo)致難以認(rèn)可并達(dá)成這些標(biāo)志（Nelsonamp; Padilla-Walker， 2013）。

值得注意的是，在本研究中認(rèn)可度排在前三的成年標(biāo)志分別是避免違法行為（95.2%）、對自己的行為負(fù)責(zé)（94.0%）、能獨(dú)立做決定（93.4%），而有超過一半的人的認(rèn)為已婚、有一個孩子對于成年而言是不重要的，這與前人的研究結(jié)果類似（王小璐， 2014; Beckert et al.， 2020; Nelson et al.， 2013）。傳統(tǒng)上結(jié)婚、生兒育女等客觀社會成熟標(biāo)準(zhǔn)在逐漸淡化，轉(zhuǎn)而更加注重獨(dú)立決定和為自己負(fù)責(zé)等主觀心理成熟標(biāo)準(zhǔn)。此外，與國外研究結(jié)果不同，“在父母需要時給予經(jīng)濟(jì)支持”、“為他人著想”也獲得了較高認(rèn)可，反映中國奉養(yǎng)父母和集體主義的文化特征。這些結(jié)果也說明個體在向成年期發(fā)展過渡進(jìn)程中的文化同質(zhì)性和差異性，在中國文化背景下開展本研究的特殊意義。

4.2 雙元孝道對成年身份建構(gòu)的影響

獨(dú)立性和自主性是個體評價已成年的最突出標(biāo)準(zhǔn)（Arnett， 2007），以往對孝道和自主性的研究表明，互惠性孝道強(qiáng)調(diào)在與父母相處中有積極的情感交流，與父母有明確邊界，與父母的互動能促進(jìn)子女進(jìn)行自我反思并自我做決定，有利于子女個體自主性和關(guān)系自主性的發(fā)展，形成獨(dú)立性的自我認(rèn)同（傅緒榮等， 2016; 葛梟語， 2021）。因此，互惠性孝道的情況下，更有利于個體在父母的平等關(guān)系中獨(dú)立探索成年發(fā)展方向，并在父母指導(dǎo)下形成對成年發(fā)展的綜合認(rèn)知。就權(quán)威性孝道而言，家庭關(guān)系中更強(qiáng)調(diào)服從父母和等級關(guān)系，子女在身份探索和做決定時更多考慮父母等人際關(guān)系影響（傅緒榮等， 2016;Pan et al.， 2013）。自我同一性發(fā)展研究表明，基于父母等權(quán)威重要他人的建議，個體可能會接受父母預(yù)先為其準(zhǔn)備好的成年發(fā)展方向，較早地完成同一性的發(fā)展，但權(quán)威型父母若教養(yǎng)方式失當(dāng)，可能會延阻子女自主性并引起逆反心理，進(jìn)而造成子女同一性混亂（Marcia， 1966）。因此權(quán)威性孝道的家庭中，個體的成年身份建構(gòu)是復(fù)雜的，父母的期望和建議可能會促進(jìn)個體認(rèn)識并達(dá)成成年標(biāo)志，但也可能會因?yàn)楦改稿e誤的引導(dǎo)，導(dǎo)致個體在成年身份建構(gòu)上出現(xiàn)混亂。未來需要進(jìn)一步的研究來區(qū)分權(quán)威性孝道對個體發(fā)展的影響機(jī)制。

4.3 研究的意義與展望

本研究揭示當(dāng)下處于成年初顯期的個體對成年標(biāo)志有著豐富的界定，然而他們對于達(dá)成這些標(biāo)志則表現(xiàn)不佳。盡管年齡已成年，個體仍然面臨著在心理上邁向成年的巨大挑戰(zhàn)?；セ菪孕⒌篮蜋?quán)威性孝道可能促使個體形成不同的成年身份建構(gòu)特征，支持了雙元孝道的理論框架，對于探索中國文化背景中成年初顯期個體積極發(fā)展的潛在機(jī)制并幫助其向成年期良性過渡具有重要啟示。本研究還存在一些不足，首先，研究選用的成年標(biāo)志量表來源于國外，雖然以往的研究表明這些標(biāo)志適用于中國，但可能還有其他重要的成年標(biāo)志，如中國農(nóng)民工女性群體認(rèn)為“學(xué)會照顧父母”是重要的成年標(biāo)志（Zhong amp;Arnett， 2014）。未來研究還需進(jìn)一步完善出更加適用于中國的測量工具。其次，本研究樣本集中于本科學(xué)歷，未來可擴(kuò)大樣本結(jié)構(gòu)以再次驗(yàn)證結(jié)果。最后，本研究是一項(xiàng)橫斷調(diào)查，未來可采用縱向追蹤研究以考察成年身份建構(gòu)不同類別的動態(tài)發(fā)展及影響因素。

5 結(jié)論

（1）成年初顯期群體的成年身份建構(gòu)可以分為三種潛在類別：混亂型、延緩型和過渡型。

（2）互惠性孝道會促進(jìn)個體認(rèn)可更多成年標(biāo)志，對成年的看法更全面，而權(quán)威性孝道對成年身份建構(gòu)的影響是復(fù)雜的，既有可能促進(jìn)成年身份的建構(gòu)，也可能造成成年身份建構(gòu)混亂，個體的成年身份建構(gòu)更可能分布在過渡型中，其次是混亂型。