子代數(shù)量對農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持的影響?yīng)?/h1>
2016-10-10 16:48胡仕勇李佳
人口與經(jīng)濟(jì) 2016年5期
胡仕勇 李佳
摘要：子代數(shù)量與家庭支持力的關(guān)系是家庭研究中的重要問題。論文運(yùn)用“中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查”（CHARLS）2011年全國基線調(diào)查數(shù)據(jù)，以親子兩代分居家庭為研究對象，通過非條件Logistic模型，分析了分居家庭子代數(shù)量對農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持的影響。結(jié)果表明：在控制其他變量的前提下，分居家庭中子代數(shù)量與農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持之間存在顯著性相關(guān)。隨著分居家庭中子代數(shù)量增加，農(nóng)村老年人獲得代際經(jīng)濟(jì)支持的遞增概率存在著拐點。當(dāng)分居家庭中子代數(shù)量上升至5個時，獲得代際經(jīng)濟(jì)支持的概率最大。隨著子代數(shù)量的增加，農(nóng)村老年人獲得代際經(jīng)濟(jì)支持的概率并非完全呈現(xiàn)正向遞增的狀態(tài)。
關(guān)鍵詞：子代數(shù)量；代際經(jīng)濟(jì)支持；農(nóng)村；老年人
中圖分類號：C9136文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1000-4149（2016）05-0047-08
DOI：103969/jissn1000-4149201605005
Abstract：The relationship between the number of children and family support is an important issue in family research. With China Health and Retirement Longitudinal Study （CHARLS） 2011 national baseline survey data， parentchild separation family as the research object， through non conditional Logistic model， it analyzed the influence of the number of children on the rural elderly intergenerational economic support. The results showed that there was a significant effect on the intergenerational economic support for the rural elderly with the other variables controlled， and there was a turning point in the influence of the number of separated families on the intergenerational economy of the rural elderly. When the number of children in the separation of the family rose to 5， it achieved the maximum probability of intergenerational economic support. With the increase of the number of children， the probability of the rural elderly to obtain the intergenerational economy was not completely presented a positive incremental state.
Keywords：number of children； intergenerational economic support； rural area； the elderly
全國第六次人口普查結(jié)果顯示，我國老年人口不斷增加，近七成的老年人分布在我國的農(nóng)村地區(qū)。我國農(nóng)村人口老齡化程度已達(dá)1540%，比全國1326%的平均水平高出214個百分點，農(nóng)村老齡化現(xiàn)象較城市更為嚴(yán)重。國家衛(wèi)生和計劃生育委員會《中國家庭發(fā)展報告（2015）》顯示，家庭養(yǎng)老在農(nóng)村老年人供養(yǎng)來源中仍占據(jù)主要的地位，農(nóng)村老年人獲得的經(jīng)濟(jì)支持主要來自子女。相較城市老年人，農(nóng)村老年人對子女的依賴更強(qiáng)。在此背景下，論文基于一項全國代表性數(shù)據(jù)（CHARLS），選取了親子兩代分居家庭為研究對象，分析了分居家庭中子代數(shù)量對農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持的影響，回應(yīng)了子代數(shù)量與家庭支持力的經(jīng)典命題。
一、文獻(xiàn)綜述
針對子代數(shù)量對農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持的影響，國內(nèi)外學(xué)者們展開了眾多經(jīng)驗性分析。已有的研究結(jié)論主要有三種觀點：子代數(shù)量對農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持存在正向顯著性影響、非正向顯著性影響以及無顯著性影響。
國內(nèi)外已有部分經(jīng)驗研究顯示子代數(shù)量對農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持存在正向的顯著性影響，子代數(shù)量越多，老年人獲得代際經(jīng)濟(jì)支持的可能性越大[1-8]。學(xué)者們除了論證兩者之間的關(guān)系，還通過定量的方式研究了子代數(shù)量與代際經(jīng)濟(jì)支持概率的遞增關(guān)系。郭志剛提出子女?dāng)?shù)量增加，老年人獲得供養(yǎng)比例會增加，并且供養(yǎng)強(qiáng)度也會顯著增加 [9]。徐勤指出隨著子女同胞數(shù)量的增加，對父母的支持比例會上升，在5個子女同胞時達(dá)到高峰，之后對父母的支持比例隨著子女?dāng)?shù)的增加而下降[10]。齊美爾（Zimmer）等人的研究也顯示老人多增加一個孩子獲得金融性支持的概率將會增大，子女?dāng)?shù)提高了老年人的代際支持[1，11]。陳潔君、牛楠和王娜表示在現(xiàn)當(dāng)代社會，子代數(shù)量的減少會導(dǎo)致家庭養(yǎng)老資源的減少，農(nóng)村老年人獲得經(jīng)濟(jì)支持的概率也會降低[12-13]。
也有部分國內(nèi)外研究者指出隨著子代數(shù)量的增加，農(nóng)村老年人獲得代際經(jīng)濟(jì)支持的概率未必遞增。過多的子女?dāng)?shù)量會造成老年人福利水平的下降。子代數(shù)量越多會產(chǎn)生更多的代際沖突、經(jīng)濟(jì)矛盾等問題，子女過多也可能造成相互推諉的現(xiàn)象（互相搭便車）[14-17]。另外，還有不少研究者認(rèn)為子代數(shù)量對老年人代際經(jīng)濟(jì)支持并沒有顯著性影響，即子女的數(shù)量并不影響被訪者對父母的照料，不會因為兄妹眾多而給老年人更多的幫助，也不會因為是獨生子女而給父母更少的幫助[18-23]。
既往的研究還發(fā)現(xiàn)了性別、年齡、健康狀況、受教育程度、婚姻狀況、個人收入、代際投入等因素對農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持的影響。蔡麟、朱旭紅等學(xué)者研究了性別變量對老年人代際經(jīng)濟(jì)支持的影響[23-24]；
陳皆明、杜鵬以及劉愛玉等人的研究指出
年齡對老年人代際經(jīng)濟(jì)支持存在正向顯著性相關(guān)，高齡老年人獲得代際經(jīng)濟(jì)支持概率更高[25-27]；
伊格賓（Eggebeen）與霍根（Hogan）等人的研究指出
老年人的收入、健康狀況等因素影響著老年人經(jīng)濟(jì)支持的需求，老年人的經(jīng)濟(jì)狀況越差，將會從成年子女處獲得更多的經(jīng)濟(jì)支持[28-29]；同時也有研究者發(fā)現(xiàn)
父母的受教育程度對代際經(jīng)濟(jì)支持存在顯著性影響[27，30-32]；孫榮軍與胡仕勇等人的研究顯示了老年人婚姻狀況與個人收入對代際經(jīng)濟(jì)支持獲得的影響[4，33]；利拉德（Lillard）與威利斯（Willis）以及梁璐與李樹茁等人的研究指出
提供孫子女照料會加強(qiáng)子女對老年父母的代際經(jīng)濟(jì)支持[30，34-35]。
既有的研究針對子代數(shù)量對老年人代際經(jīng)濟(jì)支持的影響進(jìn)行了大量的論證分析，為論文提供了理論支持與經(jīng)驗分析材料。文獻(xiàn)顯示已有的研究結(jié)論存在著較大的爭論，同時也較缺乏運(yùn)用全國性代表數(shù)據(jù)去論證子代數(shù)量對老年人代際經(jīng)濟(jì)支持的影響。另外需要指出的是代際經(jīng)濟(jì)支持有著明確的內(nèi)涵與外延的界定，在親子兩代同居同灶或者同居分灶類型家庭中較難進(jìn)行測度。在親子兩代同居家庭子代給予父代的費(fèi)用中，較難將代際經(jīng)濟(jì)支持與各類同居費(fèi)用進(jìn)行區(qū)隔。CHARLS基線調(diào)查數(shù)據(jù)在測量代際經(jīng)濟(jì)支持中強(qiáng)調(diào)了親子兩代分居家庭的前提，為代際經(jīng)濟(jì)支持分析提供了更明確的數(shù)據(jù)。
論文基于全國性代表數(shù)據(jù)CHARLS 2011年基線調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用非條件Logistic模型對子代數(shù)量的影響進(jìn)行分析，驗證子代數(shù)量與農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持關(guān)系的研究假設(shè)，同時鑒別了子代數(shù)量對農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持的遞增影響關(guān)系，以此回應(yīng)子代數(shù)量與家庭支持力之間的經(jīng)典命題。
二、概念界定與研究假設(shè)
由于我國城市化水平發(fā)展較快，農(nóng)村社區(qū)的邊界已經(jīng)較為模糊，論文中的農(nóng)村定義以國家統(tǒng)計局（NBS）對農(nóng)村社區(qū)特征定義為準(zhǔn)。國際與國內(nèi)對老年人的界定有不同的標(biāo)準(zhǔn)，同時“老年人”也有著文化上的內(nèi)涵，在農(nóng)村中有三代就基本視為“老人”。根據(jù)相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，農(nóng)村中60歲及以上的人口三代家庭已經(jīng)較為普遍，因此對農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持，論文定義為在農(nóng)村地區(qū)定居的60歲及以上的人口，獲得來自家庭中子代的經(jīng)濟(jì)支持。代際經(jīng)濟(jì)支持表示著子代對父代的供養(yǎng)費(fèi)用，而非共同生活費(fèi)用，親子兩代分居家庭中能予以更明確的測量。
子代數(shù)量與家庭支持力的關(guān)系是家庭研究的一個經(jīng)典命題。貝克爾（Backer）將效用最大化分析視角引入家庭研究領(lǐng)域，提出了家庭中孩子需求的理論。貝克爾認(rèn)為如果孩子的凈成本為負(fù)值，孩子將被看作耐用消費(fèi)品，父母可望從孩子身上獲得現(xiàn)金收入。并且隨著年齡的增加，對孩子的投資將會轉(zhuǎn)換成年老時的收益，從而實現(xiàn)家庭內(nèi)部代際之間投資與收益的平衡。在傳統(tǒng)社會與經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)，父母會通過增加子代數(shù)量以獲得年老時更大的收益回報[36-37]。羅淳指出在我國農(nóng)村地區(qū)，家庭撫養(yǎng)孩子的成本比較低廉，因此在家庭生育決策方面父母最看重的就是孩子作為耐用消費(fèi)品的經(jīng)濟(jì)效用，這就勢必使家庭產(chǎn)生一種多生孩子的內(nèi)在驅(qū)力[38]?；诖?，論文認(rèn)為家庭中孩子數(shù)量越多，孩子作為耐用消費(fèi)品的經(jīng)濟(jì)效用越高，家庭的經(jīng)濟(jì)支持力將越高。圍繞此命題，論文提出以下兩個假設(shè)。
H1：孩子數(shù)量與農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持間存在顯著性相關(guān)關(guān)系。
H2：孩子數(shù)量與農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持存在正向遞增關(guān)系。
三、數(shù)據(jù)、變量與模型
1.數(shù)據(jù)
論文選取了具有全國代表性的CHARLS 2011年基線調(diào)查數(shù)據(jù)。CHARLS數(shù)據(jù)是中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)的簡稱（China Health and Retirement Longitudinal Survey）。問卷調(diào)查覆蓋150個縣級單位，450個村級單位，約1萬戶家庭中的17萬人。CHARLS數(shù)據(jù)采用了多階段抽樣，在縣/區(qū)和村居抽樣階段均采取PPS抽樣方法。CHARLS在國內(nèi)首創(chuàng)了電子繪圖軟件（CHARLSGIS）技術(shù)，用地圖法制作村級抽樣框。通過與2010年第六次人口普查數(shù)據(jù)進(jìn)行對比，CHARLS數(shù)據(jù)具有良好的代表性，能較好反映我國45歲以上人口分布情況。
由于CHARLS數(shù)據(jù)是45歲以上人群的數(shù)據(jù)，而論文研究的目標(biāo)群體為60歲以上的中國農(nóng)村老年人。論文從CHARLS數(shù)據(jù)中選取了在中國農(nóng)村定居60歲以上（包括60歲）的樣本。通過篩選，論文共獲得6314個樣本數(shù)據(jù)，樣本的年齡分布在60-105歲間，其中60-69歲老年人占樣本容量的6312%，70-79歲老年人占樣本容量的2617%，80歲及以上老年人占樣本容量的1052%。
2.變量說明
（1）因變量。
論文的因變量是農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持獲得狀況。在CHARLS問卷中，該變量顯示的是父代與子代分居家庭的代際支持狀況
國內(nèi)學(xué)界普遍將父代與子代家庭的居住安排分為三種類型：同居、同居但不同鍋以及分居。前兩種親子家庭居住安排中代際經(jīng)濟(jì)支持不容易分清。為更嚴(yán)格說明父代與子代家庭的經(jīng)濟(jì)互動關(guān)系，論文選取父代與子代的分居家庭來進(jìn)行代際經(jīng)濟(jì)支持分析。，問卷中的題目是“過去一年，您或您的配偶從您的沒住在一起的孩子那里收到過任何經(jīng)濟(jì)支持嗎？”，共有“是”和“否”兩個選項，是一個二分變量。
（2）自變量。
按照研究假設(shè)，論文將自變量設(shè)置為子代數(shù)量（birthnum），控制變量為性別（gender）、年齡（agecat）、健康狀況（health）、受教育程度（edu）、婚姻狀況（marriage）、個人收入狀況（income）、給予子代的大額投資
在CHARLS調(diào)查問卷中，對子代投資超過5000元（貨幣或物品）視為大額投資。
（linvestment）、給予子代的近期投資（rinvestment）、給予孫代的投資（gsoninvestment）以及利用閑暇時間照顧孫代（caregson）。變量賦值、含義及描述性統(tǒng)計見表1。
3.模型建構(gòu)
論文考察的是農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持獲得狀況，且假定其選擇只有兩種情況：“農(nóng)村老年人已獲得代際經(jīng)濟(jì)支持”和“農(nóng)村老年人未獲得代際經(jīng)濟(jì)支持”。對于此二類選擇問題，在綜合考慮自變量類型的情況下，論文通過建立非條件Logistic模型對影響因素進(jìn)行量化分析。模型形式如下：
Pi=F （Zi）=F （α+∑mj=1βj Xj）=11+e-（∑mj=1βjχj）（1）
式（1）中，Pi 為已獲得代際經(jīng)濟(jì)支持的概率，α為常數(shù)項，Xj表示第j個影響農(nóng)村老年人獲得代際經(jīng)濟(jì)支持的自變量（birthnum）以及控制變量（gender、agecat、health、edu、 marriage、income、linvestment、rinvestment、gsoninvestment 以及caregson），m為自變量的個數(shù)，βj是自變量回歸系數(shù)。已獲得代際經(jīng)濟(jì)支持概率與未獲得代際經(jīng)濟(jì)支持概率的比值pi為事件發(fā)生比，對其進(jìn)行對數(shù)變換，得到Logistic模型的線性表達(dá)式為：
Ln（pi1-pi）=α+∑mj=1βj Xj（2）
為獲得穩(wěn)健性的量化分析結(jié)果，對估計模型的標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行了穩(wěn)健調(diào)整（robust），同時按照5%的顯著性水平，選取通過的變量重新進(jìn)行估計模型運(yùn)算。通過3個模型的BIC值以及正確分類的概率（以05的概率為分割點）等指標(biāo)，選取擬合最優(yōu)的估計模型進(jìn)行數(shù)值分析。BIC的表達(dá)式為：
BICK=-G2+DFK*lnN（3）
四、結(jié)果分析
1.估計模型的擬合優(yōu)度與假設(shè)驗證分析
首先將自變量子代數(shù)量與因變量農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持狀況代入模型，得到估計模型Ⅰ；將控制變量
代入模型，得到估計模型Ⅱ。為說明估計結(jié)果的穩(wěn)健性，論文從模型Ⅱ中挑選了通過5%的顯著性水平檢驗的變量，得到模型Ⅲ。具體估計結(jié)果見表2。
表2中三個模型的Wald chi2值都通過了顯著性檢驗，為求得一個解釋效率更優(yōu)的數(shù)學(xué)模型，通過BIC值以及正確分類預(yù)測值（Correctly classified）（以05為割點）來進(jìn)行綜合判斷。相較模型Ⅱ，模型Ⅲ的正確分類預(yù)測值較高， 表明模型Ⅱ中未通過顯著性水平（5%為臨界值）的變量未增加模型的解釋效力。相較模型Ⅰ，模型Ⅲ的正確分類預(yù)測值依然較高，雖然BIC值高于模型Ⅰ，但模型Ⅲ增加了3個控制變量。因此綜合比較，模型Ⅲ是較好的解釋模型。根據(jù)模型Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ的估計結(jié)果，子代數(shù)量通過了顯著性水平檢驗，即在1‰的顯著性條件下，即使受其他變量控制，子代數(shù)量對農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持的影響依然穩(wěn)健，論文的研究假設(shè)H1成立。
2.子代數(shù)量影響的解釋
從表2模型Ⅲ的估計結(jié)果來看，子代數(shù)量與農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持間存在顯著性相關(guān)關(guān)系（sig=0000），子代數(shù)量的凈相關(guān)系數(shù)b值為0255，通過轉(zhuǎn)換得到的發(fā)生比（eb）為1291，即在控制其他變量的情況下，子代數(shù)量每增加一名，農(nóng)村老年人獲得代際經(jīng)濟(jì)支持的概率將增加291%。該數(shù)據(jù)結(jié)果表明，從整體上看，子代數(shù)量越多，老年人獲得代際經(jīng)濟(jì)支持的可能性越大，這與學(xué)術(shù)界大部分的研究觀點一致。另外在不考慮其他變量的情況下，對子代數(shù)量進(jìn)行加權(quán)獲得的統(tǒng)計結(jié)果也顯示（見表3），隨著子代數(shù)量遞增，農(nóng)村老年人獲得經(jīng)濟(jì)支持的概率也基本呈現(xiàn)遞增狀態(tài)。
為明確子代數(shù)量對農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持的具體影響，本文對表2模型Ⅲ中分居家庭子代數(shù)量的影響狀況做了進(jìn)一步的細(xì)化分析（分居家庭子代數(shù)量是1-9的連續(xù)變量）。表3進(jìn)一步反映了子代數(shù)量與獲得代際經(jīng)濟(jì)支持的具體數(shù)量關(guān)系，表3中的系數(shù)與發(fā)生比（b/eb）均以子代數(shù)量為1作參照組。
表3的數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，無論子代數(shù)量頻數(shù)權(quán)重的影響系數(shù)或者控制其他變量的影響系數(shù)，在1-5的區(qū)間內(nèi)，農(nóng)村老年人獲得代際經(jīng)濟(jì)支持的概率均呈現(xiàn)上升趨勢，且兩者影響的系數(shù)與Odds差異性較小（均在01的范圍內(nèi)）。在控制其他變量的情況下，當(dāng)分居家庭中有2個子女時，相較于家中有1個子女，農(nóng)村老年人獲得代際經(jīng)濟(jì)支持的概率增加了581%；當(dāng)家中有5個子女時，獲得代際經(jīng)濟(jì)支持的概率上升到了峰值，相較于家中有1個子女，農(nóng)村老年人獲得代際經(jīng)濟(jì)支持的概率增加了2649%。結(jié)果表明，有5個分居子女時農(nóng)村老年人獲得代際經(jīng)濟(jì)支持的概率最大，此時老年人更容易獲得代際經(jīng)濟(jì)支持，可見5個分居子女是影響概率的拐點。這與徐勤的研究結(jié)論是基本一致的。徐勤利用“保定市老年人及代際關(guān)系調(diào)查”發(fā)現(xiàn)，隨著子代數(shù)量的增加，對父母的支持比例上升，但在子代數(shù)量為5個時，達(dá)到最大值。當(dāng)子代數(shù)量6個及以上時，對父母的支持比例隨著子代數(shù)量的增加而下降[10]。
表3數(shù)據(jù)也顯示，在分居家庭子女?dāng)?shù)為6個及以上時，雖然子代數(shù)量頻數(shù)權(quán)重的影響系數(shù)基本上呈現(xiàn)出遞增關(guān)系（除子代數(shù)量為6時），且均通過了顯著性水平檢驗，但控制其他變量的影響系數(shù)發(fā)生了明顯變化。在考慮控制變量的情況下，6個子女?dāng)?shù)相較于5個子女?dāng)?shù)時獲得代際經(jīng)濟(jì)支持的概率下降了1072%；子代數(shù)為7-8個時，并未通過5%的顯著性水平檢驗。數(shù)據(jù)說明，在考慮控制變量的情況下，子代數(shù)量與代際經(jīng)濟(jì)支持間并非完全存在遞增關(guān)系。盡管表2中模型Ⅲ的估計結(jié)果表明從整體上來看，子代數(shù)量與農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持存在正向的顯著性相關(guān)，但是從具體子女?dāng)?shù)的影響上看，這種關(guān)系并非是完全遞增關(guān)系，由此研究假設(shè)H2未必成立。
根據(jù)表3中6個以上子代數(shù)量的兩種影響系數(shù)差異以及表2中控制變量的統(tǒng)計結(jié)果，可以推斷出年齡、給予孫代的投資以及利用閑暇時間照顧孫代等變量改變了兩者的遞增關(guān)系。
3.其他變量的影響
在表2模型Ⅲ中，年齡、給予孫代的投資、利用閑暇時間照顧孫代這三個變量都通過了1‰的顯著性水平檢驗，與農(nóng)村老年人獲得代際經(jīng)濟(jì)支持呈現(xiàn)正向顯著性相關(guān)關(guān)系。在控制其他變量的情況下，年齡每上升一個等級，獲得代際經(jīng)濟(jì)支持的概率增加445%（b=0368，eb=1445）。數(shù)據(jù)在一定程度上印證了貝克爾的觀點：孩子是耐用消費(fèi)品的特性，隨著農(nóng)村老年人年齡的增加，既往的投資轉(zhuǎn)換為收益的可能性會進(jìn)一步增加[36-37]。
給予孫代的投資與利用閑暇時間照顧孫代這兩個變量集中反映了老年人對孫代的代際投入情況，從表2的數(shù)據(jù)結(jié)果來看，農(nóng)村老年人對孫代的代際投入越高，其獲得代際經(jīng)濟(jì)支持的概率也將越大。數(shù)據(jù)結(jié)果與考克斯等（Cox）得出的結(jié)果一致，考克斯等認(rèn)為多代之間的互動合作，有助于形成穩(wěn)定的多邊交換關(guān)系，同時也有利于農(nóng)村老年人獲得更多的代際經(jīng)濟(jì)支持[39]。
五、小結(jié)與討論
論文基于CHARLS 2011年全國基線調(diào)查數(shù)據(jù)，以親子兩代分居家庭為研究對象，運(yùn)用非條件Logistic模型分析了子代數(shù)量對農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持的影響。結(jié)果表明：子代數(shù)量與農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持間存在顯著相關(guān)關(guān)系。從整體上看，子代數(shù)量每增加一名，農(nóng)村老年人獲得代際經(jīng)濟(jì)支持的概率增加291%。但在考慮其他變量的情況下，子代數(shù)量與老年人代際經(jīng)濟(jì)支持間并不完全存在遞增關(guān)系。年齡、給予孫代的投資以及利用閑暇時間照顧孫代等變量改變了兩者的遞增關(guān)系。
與第四、第五次全國人口普查相比，第六次人口普查結(jié)果顯示當(dāng)前我國農(nóng)村呈現(xiàn)出家庭規(guī)模日趨縮小的狀況，并且子代數(shù)量也呈現(xiàn)出下降趨勢。盡管論文運(yùn)用CHARLS的數(shù)據(jù)并未通過子代數(shù)量會對農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持呈現(xiàn)遞增關(guān)系影響的假設(shè)，但子代數(shù)量與農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持存在顯著相關(guān)關(guān)系。因此，隨著農(nóng)村子代數(shù)量的減少，農(nóng)村老年人家庭福利也會或多或少受到影響。在家庭福利受影響的情況下，政府應(yīng)通過公共政策調(diào)整增進(jìn)農(nóng)村老年人社會福利，例如進(jìn)一步完善農(nóng)村老年人的社區(qū)照顧，提高農(nóng)村新型社會養(yǎng)老保障金標(biāo)準(zhǔn)以及逐步開展農(nóng)村高齡老年人護(hù)理補(bǔ)貼制度等。
既往的研究較少從親子兩代居住的分類狀況來分析子代數(shù)量對農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持獲得的影響。論文從代際支持的概念強(qiáng)調(diào)了代際經(jīng)濟(jì)支持僅限于子代對父代的供養(yǎng)關(guān)系，應(yīng)將供養(yǎng)費(fèi)用與共同生活費(fèi)進(jìn)行明確的劃分與界定，在親子兩代分居家庭能更清晰界定和測量代際經(jīng)濟(jì)支持。因此論文以親子兩代分居家庭為研究對象，利用CHARLS基線調(diào)查數(shù)據(jù)，再次證實子代數(shù)量與農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持之間存在著顯著性影響，但兩者之間的遞增性關(guān)系受制于控制變量的影響以及拐點的影響。
需要指出的是，論文所采用CHARLS數(shù)據(jù)中的農(nóng)村親子兩代家庭是分居家庭，盡管能更清楚地說明代際經(jīng)濟(jì)支持現(xiàn)象，但是兩代分居家庭畢竟不是親子兩代家庭的全部面貌，同時由于是分居家庭，部分控制變量未能進(jìn)入模型進(jìn)行驗算，估計模型也未考慮制度與文化等影響因素，這些都有待于更多的實證數(shù)據(jù)和經(jīng)驗材料加以進(jìn)一步的驗證與說明。
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[責(zé)任編輯責(zé)任編輯方志]
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胡仕勇 李佳
摘要：子代數(shù)量與家庭支持力的關(guān)系是家庭研究中的重要問題。論文運(yùn)用“中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查”（CHARLS）2011年全國基線調(diào)查數(shù)據(jù)，以親子兩代分居家庭為研究對象，通過非條件Logistic模型，分析了分居家庭子代數(shù)量對農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持的影響。結(jié)果表明：在控制其他變量的前提下，分居家庭中子代數(shù)量與農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持之間存在顯著性相關(guān)。隨著分居家庭中子代數(shù)量增加，農(nóng)村老年人獲得代際經(jīng)濟(jì)支持的遞增概率存在著拐點。當(dāng)分居家庭中子代數(shù)量上升至5個時，獲得代際經(jīng)濟(jì)支持的概率最大。隨著子代數(shù)量的增加，農(nóng)村老年人獲得代際經(jīng)濟(jì)支持的概率并非完全呈現(xiàn)正向遞增的狀態(tài)。
關(guān)鍵詞：子代數(shù)量；代際經(jīng)濟(jì)支持；農(nóng)村；老年人
中圖分類號：C9136文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1000-4149（2016）05-0047-08
DOI：103969/jissn1000-4149201605005
Abstract：The relationship between the number of children and family support is an important issue in family research. With China Health and Retirement Longitudinal Study （CHARLS） 2011 national baseline survey data， parentchild separation family as the research object， through non conditional Logistic model， it analyzed the influence of the number of children on the rural elderly intergenerational economic support. The results showed that there was a significant effect on the intergenerational economic support for the rural elderly with the other variables controlled， and there was a turning point in the influence of the number of separated families on the intergenerational economy of the rural elderly. When the number of children in the separation of the family rose to 5， it achieved the maximum probability of intergenerational economic support. With the increase of the number of children， the probability of the rural elderly to obtain the intergenerational economy was not completely presented a positive incremental state.
Keywords：number of children； intergenerational economic support； rural area； the elderly
全國第六次人口普查結(jié)果顯示，我國老年人口不斷增加，近七成的老年人分布在我國的農(nóng)村地區(qū)。我國農(nóng)村人口老齡化程度已達(dá)1540%，比全國1326%的平均水平高出214個百分點，農(nóng)村老齡化現(xiàn)象較城市更為嚴(yán)重。國家衛(wèi)生和計劃生育委員會《中國家庭發(fā)展報告（2015）》顯示，家庭養(yǎng)老在農(nóng)村老年人供養(yǎng)來源中仍占據(jù)主要的地位，農(nóng)村老年人獲得的經(jīng)濟(jì)支持主要來自子女。相較城市老年人，農(nóng)村老年人對子女的依賴更強(qiáng)。在此背景下，論文基于一項全國代表性數(shù)據(jù)（CHARLS），選取了親子兩代分居家庭為研究對象，分析了分居家庭中子代數(shù)量對農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持的影響，回應(yīng)了子代數(shù)量與家庭支持力的經(jīng)典命題。
一、文獻(xiàn)綜述
針對子代數(shù)量對農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持的影響，國內(nèi)外學(xué)者們展開了眾多經(jīng)驗性分析。已有的研究結(jié)論主要有三種觀點：子代數(shù)量對農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持存在正向顯著性影響、非正向顯著性影響以及無顯著性影響。
國內(nèi)外已有部分經(jīng)驗研究顯示子代數(shù)量對農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持存在正向的顯著性影響，子代數(shù)量越多，老年人獲得代際經(jīng)濟(jì)支持的可能性越大[1-8]。學(xué)者們除了論證兩者之間的關(guān)系，還通過定量的方式研究了子代數(shù)量與代際經(jīng)濟(jì)支持概率的遞增關(guān)系。郭志剛提出子女?dāng)?shù)量增加，老年人獲得供養(yǎng)比例會增加，并且供養(yǎng)強(qiáng)度也會顯著增加 [9]。徐勤指出隨著子女同胞數(shù)量的增加，對父母的支持比例會上升，在5個子女同胞時達(dá)到高峰，之后對父母的支持比例隨著子女?dāng)?shù)的增加而下降[10]。齊美爾（Zimmer）等人的研究也顯示老人多增加一個孩子獲得金融性支持的概率將會增大，子女?dāng)?shù)提高了老年人的代際支持[1，11]。陳潔君、牛楠和王娜表示在現(xiàn)當(dāng)代社會，子代數(shù)量的減少會導(dǎo)致家庭養(yǎng)老資源的減少，農(nóng)村老年人獲得經(jīng)濟(jì)支持的概率也會降低[12-13]。
也有部分國內(nèi)外研究者指出隨著子代數(shù)量的增加，農(nóng)村老年人獲得代際經(jīng)濟(jì)支持的概率未必遞增。過多的子女?dāng)?shù)量會造成老年人福利水平的下降。子代數(shù)量越多會產(chǎn)生更多的代際沖突、經(jīng)濟(jì)矛盾等問題，子女過多也可能造成相互推諉的現(xiàn)象（互相搭便車）[14-17]。另外，還有不少研究者認(rèn)為子代數(shù)量對老年人代際經(jīng)濟(jì)支持并沒有顯著性影響，即子女的數(shù)量并不影響被訪者對父母的照料，不會因為兄妹眾多而給老年人更多的幫助，也不會因為是獨生子女而給父母更少的幫助[18-23]。
既往的研究還發(fā)現(xiàn)了性別、年齡、健康狀況、受教育程度、婚姻狀況、個人收入、代際投入等因素對農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持的影響。蔡麟、朱旭紅等學(xué)者研究了性別變量對老年人代際經(jīng)濟(jì)支持的影響[23-24]；
陳皆明、杜鵬以及劉愛玉等人的研究指出
年齡對老年人代際經(jīng)濟(jì)支持存在正向顯著性相關(guān)，高齡老年人獲得代際經(jīng)濟(jì)支持概率更高[25-27]；
伊格賓（Eggebeen）與霍根（Hogan）等人的研究指出
老年人的收入、健康狀況等因素影響著老年人經(jīng)濟(jì)支持的需求，老年人的經(jīng)濟(jì)狀況越差，將會從成年子女處獲得更多的經(jīng)濟(jì)支持[28-29]；同時也有研究者發(fā)現(xiàn)
父母的受教育程度對代際經(jīng)濟(jì)支持存在顯著性影響[27，30-32]；孫榮軍與胡仕勇等人的研究顯示了老年人婚姻狀況與個人收入對代際經(jīng)濟(jì)支持獲得的影響[4，33]；利拉德（Lillard）與威利斯（Willis）以及梁璐與李樹茁等人的研究指出
提供孫子女照料會加強(qiáng)子女對老年父母的代際經(jīng)濟(jì)支持[30，34-35]。
既有的研究針對子代數(shù)量對老年人代際經(jīng)濟(jì)支持的影響進(jìn)行了大量的論證分析，為論文提供了理論支持與經(jīng)驗分析材料。文獻(xiàn)顯示已有的研究結(jié)論存在著較大的爭論，同時也較缺乏運(yùn)用全國性代表數(shù)據(jù)去論證子代數(shù)量對老年人代際經(jīng)濟(jì)支持的影響。另外需要指出的是代際經(jīng)濟(jì)支持有著明確的內(nèi)涵與外延的界定，在親子兩代同居同灶或者同居分灶類型家庭中較難進(jìn)行測度。在親子兩代同居家庭子代給予父代的費(fèi)用中，較難將代際經(jīng)濟(jì)支持與各類同居費(fèi)用進(jìn)行區(qū)隔。CHARLS基線調(diào)查數(shù)據(jù)在測量代際經(jīng)濟(jì)支持中強(qiáng)調(diào)了親子兩代分居家庭的前提，為代際經(jīng)濟(jì)支持分析提供了更明確的數(shù)據(jù)。
論文基于全國性代表數(shù)據(jù)CHARLS 2011年基線調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用非條件Logistic模型對子代數(shù)量的影響進(jìn)行分析，驗證子代數(shù)量與農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持關(guān)系的研究假設(shè)，同時鑒別了子代數(shù)量對農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持的遞增影響關(guān)系，以此回應(yīng)子代數(shù)量與家庭支持力之間的經(jīng)典命題。
二、概念界定與研究假設(shè)
由于我國城市化水平發(fā)展較快，農(nóng)村社區(qū)的邊界已經(jīng)較為模糊，論文中的農(nóng)村定義以國家統(tǒng)計局（NBS）對農(nóng)村社區(qū)特征定義為準(zhǔn)。國際與國內(nèi)對老年人的界定有不同的標(biāo)準(zhǔn)，同時“老年人”也有著文化上的內(nèi)涵，在農(nóng)村中有三代就基本視為“老人”。根據(jù)相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，農(nóng)村中60歲及以上的人口三代家庭已經(jīng)較為普遍，因此對農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持，論文定義為在農(nóng)村地區(qū)定居的60歲及以上的人口，獲得來自家庭中子代的經(jīng)濟(jì)支持。代際經(jīng)濟(jì)支持表示著子代對父代的供養(yǎng)費(fèi)用，而非共同生活費(fèi)用，親子兩代分居家庭中能予以更明確的測量。
子代數(shù)量與家庭支持力的關(guān)系是家庭研究的一個經(jīng)典命題。貝克爾（Backer）將效用最大化分析視角引入家庭研究領(lǐng)域，提出了家庭中孩子需求的理論。貝克爾認(rèn)為如果孩子的凈成本為負(fù)值，孩子將被看作耐用消費(fèi)品，父母可望從孩子身上獲得現(xiàn)金收入。并且隨著年齡的增加，對孩子的投資將會轉(zhuǎn)換成年老時的收益，從而實現(xiàn)家庭內(nèi)部代際之間投資與收益的平衡。在傳統(tǒng)社會與經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)，父母會通過增加子代數(shù)量以獲得年老時更大的收益回報[36-37]。羅淳指出在我國農(nóng)村地區(qū)，家庭撫養(yǎng)孩子的成本比較低廉，因此在家庭生育決策方面父母最看重的就是孩子作為耐用消費(fèi)品的經(jīng)濟(jì)效用，這就勢必使家庭產(chǎn)生一種多生孩子的內(nèi)在驅(qū)力[38]?；诖?，論文認(rèn)為家庭中孩子數(shù)量越多，孩子作為耐用消費(fèi)品的經(jīng)濟(jì)效用越高，家庭的經(jīng)濟(jì)支持力將越高。圍繞此命題，論文提出以下兩個假設(shè)。
H1：孩子數(shù)量與農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持間存在顯著性相關(guān)關(guān)系。
H2：孩子數(shù)量與農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持存在正向遞增關(guān)系。
三、數(shù)據(jù)、變量與模型
1.數(shù)據(jù)
論文選取了具有全國代表性的CHARLS 2011年基線調(diào)查數(shù)據(jù)。CHARLS數(shù)據(jù)是中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)的簡稱（China Health and Retirement Longitudinal Survey）。問卷調(diào)查覆蓋150個縣級單位，450個村級單位，約1萬戶家庭中的17萬人。CHARLS數(shù)據(jù)采用了多階段抽樣，在縣/區(qū)和村居抽樣階段均采取PPS抽樣方法。CHARLS在國內(nèi)首創(chuàng)了電子繪圖軟件（CHARLSGIS）技術(shù)，用地圖法制作村級抽樣框。通過與2010年第六次人口普查數(shù)據(jù)進(jìn)行對比，CHARLS數(shù)據(jù)具有良好的代表性，能較好反映我國45歲以上人口分布情況。
由于CHARLS數(shù)據(jù)是45歲以上人群的數(shù)據(jù)，而論文研究的目標(biāo)群體為60歲以上的中國農(nóng)村老年人。論文從CHARLS數(shù)據(jù)中選取了在中國農(nóng)村定居60歲以上（包括60歲）的樣本。通過篩選，論文共獲得6314個樣本數(shù)據(jù)，樣本的年齡分布在60-105歲間，其中60-69歲老年人占樣本容量的6312%，70-79歲老年人占樣本容量的2617%，80歲及以上老年人占樣本容量的1052%。
2.變量說明
（1）因變量。
論文的因變量是農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持獲得狀況。在CHARLS問卷中，該變量顯示的是父代與子代分居家庭的代際支持狀況
國內(nèi)學(xué)界普遍將父代與子代家庭的居住安排分為三種類型：同居、同居但不同鍋以及分居。前兩種親子家庭居住安排中代際經(jīng)濟(jì)支持不容易分清。為更嚴(yán)格說明父代與子代家庭的經(jīng)濟(jì)互動關(guān)系，論文選取父代與子代的分居家庭來進(jìn)行代際經(jīng)濟(jì)支持分析。，問卷中的題目是“過去一年，您或您的配偶從您的沒住在一起的孩子那里收到過任何經(jīng)濟(jì)支持嗎？”，共有“是”和“否”兩個選項，是一個二分變量。
（2）自變量。
按照研究假設(shè)，論文將自變量設(shè)置為子代數(shù)量（birthnum），控制變量為性別（gender）、年齡（agecat）、健康狀況（health）、受教育程度（edu）、婚姻狀況（marriage）、個人收入狀況（income）、給予子代的大額投資
在CHARLS調(diào)查問卷中，對子代投資超過5000元（貨幣或物品）視為大額投資。
（linvestment）、給予子代的近期投資（rinvestment）、給予孫代的投資（gsoninvestment）以及利用閑暇時間照顧孫代（caregson）。變量賦值、含義及描述性統(tǒng)計見表1。
3.模型建構(gòu)
論文考察的是農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持獲得狀況，且假定其選擇只有兩種情況：“農(nóng)村老年人已獲得代際經(jīng)濟(jì)支持”和“農(nóng)村老年人未獲得代際經(jīng)濟(jì)支持”。對于此二類選擇問題，在綜合考慮自變量類型的情況下，論文通過建立非條件Logistic模型對影響因素進(jìn)行量化分析。模型形式如下：
Pi=F （Zi）=F （α+∑mj=1βj Xj）=11+e-（∑mj=1βjχj）（1）
式（1）中，Pi 為已獲得代際經(jīng)濟(jì)支持的概率，α為常數(shù)項，Xj表示第j個影響農(nóng)村老年人獲得代際經(jīng)濟(jì)支持的自變量（birthnum）以及控制變量（gender、agecat、health、edu、 marriage、income、linvestment、rinvestment、gsoninvestment 以及caregson），m為自變量的個數(shù)，βj是自變量回歸系數(shù)。已獲得代際經(jīng)濟(jì)支持概率與未獲得代際經(jīng)濟(jì)支持概率的比值pi為事件發(fā)生比，對其進(jìn)行對數(shù)變換，得到Logistic模型的線性表達(dá)式為：
Ln（pi1-pi）=α+∑mj=1βj Xj（2）
為獲得穩(wěn)健性的量化分析結(jié)果，對估計模型的標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行了穩(wěn)健調(diào)整（robust），同時按照5%的顯著性水平，選取通過的變量重新進(jìn)行估計模型運(yùn)算。通過3個模型的BIC值以及正確分類的概率（以05的概率為分割點）等指標(biāo)，選取擬合最優(yōu)的估計模型進(jìn)行數(shù)值分析。BIC的表達(dá)式為：
BICK=-G2+DFK*lnN（3）
四、結(jié)果分析
1.估計模型的擬合優(yōu)度與假設(shè)驗證分析
首先將自變量子代數(shù)量與因變量農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持狀況代入模型，得到估計模型Ⅰ；將控制變量
代入模型，得到估計模型Ⅱ。為說明估計結(jié)果的穩(wěn)健性，論文從模型Ⅱ中挑選了通過5%的顯著性水平檢驗的變量，得到模型Ⅲ。具體估計結(jié)果見表2。
表2中三個模型的Wald chi2值都通過了顯著性檢驗，為求得一個解釋效率更優(yōu)的數(shù)學(xué)模型，通過BIC值以及正確分類預(yù)測值（Correctly classified）（以05為割點）來進(jìn)行綜合判斷。相較模型Ⅱ，模型Ⅲ的正確分類預(yù)測值較高， 表明模型Ⅱ中未通過顯著性水平（5%為臨界值）的變量未增加模型的解釋效力。相較模型Ⅰ，模型Ⅲ的正確分類預(yù)測值依然較高，雖然BIC值高于模型Ⅰ，但模型Ⅲ增加了3個控制變量。因此綜合比較，模型Ⅲ是較好的解釋模型。根據(jù)模型Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ的估計結(jié)果，子代數(shù)量通過了顯著性水平檢驗，即在1‰的顯著性條件下，即使受其他變量控制，子代數(shù)量對農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持的影響依然穩(wěn)健，論文的研究假設(shè)H1成立。
2.子代數(shù)量影響的解釋
從表2模型Ⅲ的估計結(jié)果來看，子代數(shù)量與農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持間存在顯著性相關(guān)關(guān)系（sig=0000），子代數(shù)量的凈相關(guān)系數(shù)b值為0255，通過轉(zhuǎn)換得到的發(fā)生比（eb）為1291，即在控制其他變量的情況下，子代數(shù)量每增加一名，農(nóng)村老年人獲得代際經(jīng)濟(jì)支持的概率將增加291%。該數(shù)據(jù)結(jié)果表明，從整體上看，子代數(shù)量越多，老年人獲得代際經(jīng)濟(jì)支持的可能性越大，這與學(xué)術(shù)界大部分的研究觀點一致。另外在不考慮其他變量的情況下，對子代數(shù)量進(jìn)行加權(quán)獲得的統(tǒng)計結(jié)果也顯示（見表3），隨著子代數(shù)量遞增，農(nóng)村老年人獲得經(jīng)濟(jì)支持的概率也基本呈現(xiàn)遞增狀態(tài)。
為明確子代數(shù)量對農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持的具體影響，本文對表2模型Ⅲ中分居家庭子代數(shù)量的影響狀況做了進(jìn)一步的細(xì)化分析（分居家庭子代數(shù)量是1-9的連續(xù)變量）。表3進(jìn)一步反映了子代數(shù)量與獲得代際經(jīng)濟(jì)支持的具體數(shù)量關(guān)系，表3中的系數(shù)與發(fā)生比（b/eb）均以子代數(shù)量為1作參照組。
表3的數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，無論子代數(shù)量頻數(shù)權(quán)重的影響系數(shù)或者控制其他變量的影響系數(shù)，在1-5的區(qū)間內(nèi)，農(nóng)村老年人獲得代際經(jīng)濟(jì)支持的概率均呈現(xiàn)上升趨勢，且兩者影響的系數(shù)與Odds差異性較小（均在01的范圍內(nèi)）。在控制其他變量的情況下，當(dāng)分居家庭中有2個子女時，相較于家中有1個子女，農(nóng)村老年人獲得代際經(jīng)濟(jì)支持的概率增加了581%；當(dāng)家中有5個子女時，獲得代際經(jīng)濟(jì)支持的概率上升到了峰值，相較于家中有1個子女，農(nóng)村老年人獲得代際經(jīng)濟(jì)支持的概率增加了2649%。結(jié)果表明，有5個分居子女時農(nóng)村老年人獲得代際經(jīng)濟(jì)支持的概率最大，此時老年人更容易獲得代際經(jīng)濟(jì)支持，可見5個分居子女是影響概率的拐點。這與徐勤的研究結(jié)論是基本一致的。徐勤利用“保定市老年人及代際關(guān)系調(diào)查”發(fā)現(xiàn)，隨著子代數(shù)量的增加，對父母的支持比例上升，但在子代數(shù)量為5個時，達(dá)到最大值。當(dāng)子代數(shù)量6個及以上時，對父母的支持比例隨著子代數(shù)量的增加而下降[10]。
表3數(shù)據(jù)也顯示，在分居家庭子女?dāng)?shù)為6個及以上時，雖然子代數(shù)量頻數(shù)權(quán)重的影響系數(shù)基本上呈現(xiàn)出遞增關(guān)系（除子代數(shù)量為6時），且均通過了顯著性水平檢驗，但控制其他變量的影響系數(shù)發(fā)生了明顯變化。在考慮控制變量的情況下，6個子女?dāng)?shù)相較于5個子女?dāng)?shù)時獲得代際經(jīng)濟(jì)支持的概率下降了1072%；子代數(shù)為7-8個時，并未通過5%的顯著性水平檢驗。數(shù)據(jù)說明，在考慮控制變量的情況下，子代數(shù)量與代際經(jīng)濟(jì)支持間并非完全存在遞增關(guān)系。盡管表2中模型Ⅲ的估計結(jié)果表明從整體上來看，子代數(shù)量與農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持存在正向的顯著性相關(guān)，但是從具體子女?dāng)?shù)的影響上看，這種關(guān)系并非是完全遞增關(guān)系，由此研究假設(shè)H2未必成立。
根據(jù)表3中6個以上子代數(shù)量的兩種影響系數(shù)差異以及表2中控制變量的統(tǒng)計結(jié)果，可以推斷出年齡、給予孫代的投資以及利用閑暇時間照顧孫代等變量改變了兩者的遞增關(guān)系。
3.其他變量的影響
在表2模型Ⅲ中，年齡、給予孫代的投資、利用閑暇時間照顧孫代這三個變量都通過了1‰的顯著性水平檢驗，與農(nóng)村老年人獲得代際經(jīng)濟(jì)支持呈現(xiàn)正向顯著性相關(guān)關(guān)系。在控制其他變量的情況下，年齡每上升一個等級，獲得代際經(jīng)濟(jì)支持的概率增加445%（b=0368，eb=1445）。數(shù)據(jù)在一定程度上印證了貝克爾的觀點：孩子是耐用消費(fèi)品的特性，隨著農(nóng)村老年人年齡的增加，既往的投資轉(zhuǎn)換為收益的可能性會進(jìn)一步增加[36-37]。
給予孫代的投資與利用閑暇時間照顧孫代這兩個變量集中反映了老年人對孫代的代際投入情況，從表2的數(shù)據(jù)結(jié)果來看，農(nóng)村老年人對孫代的代際投入越高，其獲得代際經(jīng)濟(jì)支持的概率也將越大。數(shù)據(jù)結(jié)果與考克斯等（Cox）得出的結(jié)果一致，考克斯等認(rèn)為多代之間的互動合作，有助于形成穩(wěn)定的多邊交換關(guān)系，同時也有利于農(nóng)村老年人獲得更多的代際經(jīng)濟(jì)支持[39]。
五、小結(jié)與討論
論文基于CHARLS 2011年全國基線調(diào)查數(shù)據(jù)，以親子兩代分居家庭為研究對象，運(yùn)用非條件Logistic模型分析了子代數(shù)量對農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持的影響。結(jié)果表明：子代數(shù)量與農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持間存在顯著相關(guān)關(guān)系。從整體上看，子代數(shù)量每增加一名，農(nóng)村老年人獲得代際經(jīng)濟(jì)支持的概率增加291%。但在考慮其他變量的情況下，子代數(shù)量與老年人代際經(jīng)濟(jì)支持間并不完全存在遞增關(guān)系。年齡、給予孫代的投資以及利用閑暇時間照顧孫代等變量改變了兩者的遞增關(guān)系。
與第四、第五次全國人口普查相比，第六次人口普查結(jié)果顯示當(dāng)前我國農(nóng)村呈現(xiàn)出家庭規(guī)模日趨縮小的狀況，并且子代數(shù)量也呈現(xiàn)出下降趨勢。盡管論文運(yùn)用CHARLS的數(shù)據(jù)并未通過子代數(shù)量會對農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持呈現(xiàn)遞增關(guān)系影響的假設(shè)，但子代數(shù)量與農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持存在顯著相關(guān)關(guān)系。因此，隨著農(nóng)村子代數(shù)量的減少，農(nóng)村老年人家庭福利也會或多或少受到影響。在家庭福利受影響的情況下，政府應(yīng)通過公共政策調(diào)整增進(jìn)農(nóng)村老年人社會福利，例如進(jìn)一步完善農(nóng)村老年人的社區(qū)照顧，提高農(nóng)村新型社會養(yǎng)老保障金標(biāo)準(zhǔn)以及逐步開展農(nóng)村高齡老年人護(hù)理補(bǔ)貼制度等。
既往的研究較少從親子兩代居住的分類狀況來分析子代數(shù)量對農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持獲得的影響。論文從代際支持的概念強(qiáng)調(diào)了代際經(jīng)濟(jì)支持僅限于子代對父代的供養(yǎng)關(guān)系，應(yīng)將供養(yǎng)費(fèi)用與共同生活費(fèi)進(jìn)行明確的劃分與界定，在親子兩代分居家庭能更清晰界定和測量代際經(jīng)濟(jì)支持。因此論文以親子兩代分居家庭為研究對象，利用CHARLS基線調(diào)查數(shù)據(jù)，再次證實子代數(shù)量與農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)支持之間存在著顯著性影響，但兩者之間的遞增性關(guān)系受制于控制變量的影響以及拐點的影響。
需要指出的是，論文所采用CHARLS數(shù)據(jù)中的農(nóng)村親子兩代家庭是分居家庭，盡管能更清楚地說明代際經(jīng)濟(jì)支持現(xiàn)象，但是兩代分居家庭畢竟不是親子兩代家庭的全部面貌，同時由于是分居家庭，部分控制變量未能進(jìn)入模型進(jìn)行驗算，估計模型也未考慮制度與文化等影響因素，這些都有待于更多的實證數(shù)據(jù)和經(jīng)驗材料加以進(jìn)一步的驗證與說明。
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