情感親密度、親代支持與贍養(yǎng)行為
——基于CGSS數(shù)據(jù)農(nóng)村樣本的實證分析

韋宏耀，李義超

（浙江工商大學(xué) 金融學(xué)院，杭州 310018）

一、引言：從外在約束到情感驅(qū)動的贍養(yǎng)

傳統(tǒng)代際關(guān)系的維系較多依賴于家族規(guī)訓(xùn)、道德輿論和政策法律等外在約束力量［1］。而伴隨社會的變革和發(fā)展，宗族、家族制度逐漸解體；人口流動的增加開始削弱道德輿論的約束力；政策法規(guī)也順應(yīng)時代發(fā)展進行了新的調(diào)整。這些都造成了維系代際關(guān)系的傳統(tǒng)外在約束力的弱化，代際關(guān)系也相應(yīng)發(fā)生變化，如代際傾斜或重心下移現(xiàn)象的出現(xiàn)［2-3］、代溝與文化反哺的出現(xiàn)［4］等。父代從尋求老年安全策略的方向出發(fā)，加大對子女的投資，以建立親子間的親密關(guān)系和持久聯(lián)系［5］。子代從這種投資中受益很大，在情感以及為形成對自己子女示范效應(yīng)的驅(qū)動下，也會一定程度上履行親子間的長期“契約關(guān)系”，即在父母年老時回饋他們早年的養(yǎng)育與協(xié)助［6］。于是，親子間的情感親密度與代間互助日益成為維系代際關(guān)系、保證子女履行“贍養(yǎng)契約”的重要因素［7］。當然，情感親密度和代際互助從來不是僅存于現(xiàn)代社會，傳統(tǒng)社會這些都已存在，只是這些在當下契約社會更為顯著和重要。而當前農(nóng)村一定程度上介于傳統(tǒng)社會與現(xiàn)代城市社會之間，且存在大量青壯年勞動力進城務(wù)工使得農(nóng)村人口老齡化更為嚴峻的現(xiàn)象［8］，從而對前述問題的呈現(xiàn)將具有特殊意義。因而，我們試圖通過對這一問題在農(nóng)村地區(qū)呈現(xiàn)的研究，了解代間情感親密度和代際互助的現(xiàn)狀以及它們怎樣具體地影響子女贍養(yǎng)行為。

具體地說，本研究利用2006年中國綜合社會調(diào)查（CGSS2006）數(shù)據(jù)，探討親子情感親密度和父母支持對中國農(nóng)村地區(qū)子女贍養(yǎng)行為的影響。我們試圖回答以下四個問題：第一，中國農(nóng)村地區(qū)代間情感聯(lián)系和代際互助的現(xiàn)狀怎樣？第二，親子間情感親密度對子女贍養(yǎng)行為具體內(nèi)容的影響是否存在差異？如果存在差異我們怎么解釋這一差異？第三，父母的近期支持和早年投資對于子女贍養(yǎng)行為的影響是怎樣的？第四，情感親密度和父母支持對贍養(yǎng)行為的影響是否存在性別差異？驗證既有研究關(guān)于兒子與女兒在贍養(yǎng)父母行為中所表現(xiàn)出的動機或邏輯差異。

二、理論與假說

（一）交換理論與情感親密度

交換理論有助于理解成年子女與父母間的情感關(guān)系和互助行為對子女贍養(yǎng)行為的影響。按照交換理論的解釋框架，家庭內(nèi)部的父母與子女之間存在一種付出與回報的交換關(guān)系，無論是出于經(jīng)濟利益、道德義務(wù)、情感需求還是契約維護，代際資源的流動和分配都表現(xiàn)為一種經(jīng)濟上、勞務(wù)上或者精神上的雙向支持與互換［9］。而子代贍養(yǎng)行為可以視為子女對父母早年養(yǎng)育之恩及之后廣泛支持幫助的一種報答和回饋，是一種基于互惠原則的資源交換行為。薩林斯（Sahlins）曾提出“一般性互惠（general?ized reciprocity）”的概念用來描述這一家庭內(nèi)部的交換關(guān)系，指目的不在于即時回饋而是幫助受惠者的交換關(guān)系。這一交換模式受交換者間的社會距離限制，一般“親密的社會關(guān)系意味著資源流動是由一般性互惠原則所指導(dǎo)；而由一般性互惠原則支配的資源轉(zhuǎn)移也會使社會關(guān)系變得更加親密”［5］。于是，成年子女與父母間的情感關(guān)系和互助行為影響子女贍養(yǎng)行為的邏輯就變得較為明晰：如果孩子與父母間關(guān)系很緊密，那么子女將更傾向于與親代家庭保持聯(lián)系，更可能在父母需要幫助時發(fā)乎情地照料和幫助父母。而來自父母不同生命階段的長期支持，有助于親子間這種緊密情感聯(lián)系的建立和維系。

情感作為一種生理狀態(tài)，如何轉(zhuǎn)化成個人行動，其背后的機制研究相對有限且有爭議［10］。常見的分析路徑是情感—認知—行為，即認知作為中間變量不斷地協(xié)調(diào)情感和行動之間的關(guān)系。王躍生的研究表明代際交換關(guān)系是一種基于彼此心理感知的關(guān)系［11］；而子代贍養(yǎng)父母建基于血緣關(guān)系的承擔(dān)和情感紐帶。因此，情感親密度成為促成成年子女支持照料老年父母的重要動機［12］。而情感緊密度主要是家庭生活積累的結(jié)果，這種家庭生活經(jīng)驗既包括感情親密度的培養(yǎng)，還包括聯(lián)系溝通、互幫互助等。有研究表明，父母僅僅將子女撫養(yǎng)大，沒有在此基礎(chǔ)上發(fā)生互助、互惠性質(zhì)的交換關(guān)系，代際關(guān)系將會被削弱［11］。陳皆明（1998）的研究發(fā)現(xiàn)，父母在近期給予子女的種種幫助，包括照看小孩、做家務(wù)、經(jīng)濟上的援助等會增加子女的反饋行為［5］。另外，子代贍養(yǎng)行為與情感親密度的關(guān)系呈現(xiàn)性別差異，研究表明：情感因素是成年女兒贍養(yǎng)父母的主要動力，女兒養(yǎng)老呈現(xiàn)出一種累積性責(zé)任，而兒子則是一種協(xié)商性責(zé)任［13］。

在現(xiàn)有的材料中，關(guān)于情感與子女贍養(yǎng)行為間的研究多是將情感作為其他變量作用的解釋機制［7，14，15］，而少有將情感操作化，直接研究親子間的情感對子女贍養(yǎng)行為的影響。僅見宋璐和李樹茁（2011）的一項研究中，將代際間的情感關(guān)系（非代間支持內(nèi)容之一的情感支持或精神慰藉）操作化為因變量，研究其他代際支持（經(jīng)濟支持和日常照料）對代間情感關(guān)系的影響作用［21］。另外，基于兒子和女兒在贍養(yǎng)邏輯上的差異，關(guān)于親子情感親密度和父母支持對不同性別子女贍養(yǎng)行為的影響是否存在差異以及什么樣的差異，也是有待驗證的問題。

（二）研究假設(shè)

本研究從子女的角度出發(fā)，旨在研究親子間情感親密度、父母支持以及父母子女的個人特征、經(jīng)濟狀況等是如何影響子女贍養(yǎng)父母行為的。一般子女對父母的贍養(yǎng)行為大致包含三個方面的內(nèi)容，即經(jīng)濟支持、生活照料和精神慰藉。就親子間情感親密度而言，本研究分別從主觀和客觀兩個維度測量。其中，主觀維度采用的是子女對與父母相處關(guān)系好壞的自評；客觀維度是讓受訪者報告其父母過去一年給予情感支持（傾聽心事和想法）的頻繁程度。父母支持則是從父母近期給予受訪者以經(jīng)濟支持和生活照料幫助的頻繁程度作為近期支持的兩個維度，另加受訪者工作前的受教育水平作為早期父母支持的測量維度。

既有研究表明，情感親密度是成年子女支持照料父母的重要動機［12］，但這一研究結(jié)論是否適用于中國農(nóng)村地區(qū)有待驗證。同時，子女經(jīng)濟支持行為的邏輯往往不同于生活照料和精神慰藉，經(jīng)濟支持傾向于理性的經(jīng)濟行為，較多地受制于子女自身經(jīng)濟狀況、父母需求等結(jié)構(gòu)性因素，而生活照料和精神慰藉行為受到較多代間情感性因素的影響。尤其在中國農(nóng)村地區(qū)，緣于經(jīng)濟發(fā)展的制約和傳統(tǒng)規(guī)范的約束，子女給予父母的各項支持尤其是經(jīng)濟支持更多地依賴于父母通過壓低生活標準得以實現(xiàn)［16］，子女對父母的支持一定程度上是一種儀式性給予［17］，它表明子女對既有社區(qū)規(guī)范的順從，而不是依據(jù)父母的需求。因此，父母與子女之間的情感親密度可能只影響子女給予父母的生活照料和精神慰藉，而不影響經(jīng)濟支持行為或者影響有限?；谏鲜鲇懻摚覀兲岢鋈缦录僭O(shè)：

假設(shè)1：在農(nóng)村地區(qū)，與父母關(guān)系自評越高的受訪者給予父母更多的生活照料和精神慰藉，但對經(jīng)濟支持沒有影響。

假設(shè)2：在農(nóng)村地區(qū)，父母近期給予越經(jīng)常的情感支持，受訪者給予父母更多的生活照料和精神慰藉，但對經(jīng)濟支持沒有影響。

既有研究只是表明了父母的近期支持和幫助有助于提升來自子女的反饋支持，但其間不同機制相互影響極為復(fù)雜，導(dǎo)致研究結(jié)果的不確定和不一致。比如父母提供較多的經(jīng)濟支持表明自身的經(jīng)濟實力較為雄厚，其子女可能給予父母更少的經(jīng)濟支持。其次，父母與子女相比，父母擁有閑暇優(yōu)勢，提供勞務(wù)支持的成本相對較小，而子女擁有經(jīng)濟優(yōu)勢，提供經(jīng)濟支持的成本相對較小，因而父母提供經(jīng)濟支持和勞務(wù)支持不一定能換來子女的勞務(wù)支持。又如近期父母給予子女頻繁的生活照料意味著代際互動較為頻繁，而這一頻繁的互動有可能增加代際沖突的可能，造成代際關(guān)系的疏離，表現(xiàn)為子代給予父母更少的精神慰藉。另外，部分鐘情于代際互惠理論的學(xué)者有時將父母早期對子女投入的時間、精力和情感作為一項旨在換取未來子代回報的“投資”，而這種投資正是通過增強親子間情感緊密度得以保證的［5］。其中，教育是父母的一項重要投資［18］。基于上述討論，我們提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：父母近期給予子女越頻繁的經(jīng)濟支持，子女會給予父母越少的經(jīng)濟支持，而對生活照料和精神慰藉沒有影響。

假設(shè)4：父母近期給予子女越頻繁的生活照料，子女會給予父母越多的各項支持。

假設(shè)5：子女工作前的受教育水平越高，越可能給予父母更多的各項支持。

子女贍養(yǎng)父母行為存在性別差異，有研究表明，兒子對父母的贍養(yǎng)（包括經(jīng)濟支持和日常照料）中發(fā)揮了主要作用，而女兒更多扮演為父母提供情感溝通和日常生活照料等輔助性支持的角色［19-20］。子女性別在贍養(yǎng)行為實踐中表現(xiàn)出的這一差異與中國父系制的延續(xù)有關(guān)。在這一體系中，兒子被賦予正式和剛性的養(yǎng)老義務(wù)，因而對老年父母最基本的經(jīng)濟需求有根本性義務(wù)；而女兒更多出于情感性因素以及女性在生活照料和精神慰藉方面特有的先天優(yōu)勢，因而女兒相對于兒子在給予父母的精神支持和生活照料中表現(xiàn)出重要作用。同時，緣于女兒和兒子在贍養(yǎng)邏輯上的差異：女兒與老年父母間的代際交換更多的是補償性的“均衡交換”形式，而兒子與父母間傾向于一種更長期的“契約”［20］。因而，面對父母生活照料和情感方面的支持，女兒會更及時地做出反饋。

假設(shè)6：相比于兒子，父母近期的情感支持可以換來女兒更多的生活照料和精神慰藉。

假設(shè)7：相比于兒子，父母近期的生活照料可以換來女兒更多的生活照料和精神慰藉。

三、數(shù)據(jù)、變量和方法

（一）數(shù)據(jù)

本研究所使用數(shù)據(jù)資料來源于2006年中國綜合社會調(diào)查（CGSS2006），該項調(diào)查由中國人民大學(xué)社會學(xué)系與香港科技大學(xué)社會科學(xué)部執(zhí)行。通過標準PPS抽樣方法②，對全國28個省、市、自治區(qū)（不包括青海、西藏和寧夏）進行問卷調(diào)查，共獲得有效樣本10151個。其中，城市有效樣本6013個，農(nóng)村樣本4138個。另外，在上述樣本中又選取了3028個樣本進行“家庭問卷”調(diào)查，就家庭方面的問題，包括代際關(guān)系、家人評估、家庭價值、婚姻等問題進行調(diào)查。結(jié)合本研究主題，筆者選取回答了家庭問卷的農(nóng)村樣本，且其父母至少有一方仍然在世的非學(xué)生樣本③，共獲得有效樣本618個。

（二）變量

本文將子女贍養(yǎng)行為界定為成年子女對自己父母所提供的經(jīng)濟支持、生活照料和精神慰藉三方面的支持和幫助，將之作為被解釋變量（因變量）。具體操作化為過去一年受訪者對自己父母提供上述三方面幫助的頻繁程度④（完全沒有=1；很少=2；有時=3；經(jīng)常/很經(jīng)常=4），其中，經(jīng)濟支持以給錢頻度測量，生活照料以幫助料理家務(wù)（如打掃、準備晚餐、買東西、代辦雜事等）或照顧小孩或其他家人的頻度測量，精神慰藉以傾聽父母的心事或想法的頻度測量。

本研究的解釋變量（自變量）包括對與父母相處關(guān)系好壞的自評、父母近期給予受訪者的情感支持頻度、父母近期給予受訪者的經(jīng)濟支持頻度、父母近期給予受訪者的生活照料頻度和受訪者工作前的受教育水平，前兩個變量作為情感緊密度的操作變量，后三個作為父母支持的操作變量。

就親子間情感親密度而言，本研究分別從主觀和客觀兩個維度測量。其中，主觀維度采用的是子女對與父母相處關(guān)系好壞的自評，設(shè)置了“很不好”“不好”“無所謂好不好”“好”和“很好”五個選項。問卷中分別詢問了受訪者與父親和母親相處得好不好，本研究選取父母健在且關(guān)系好者為代表。由于只有6個樣本選擇與父母關(guān)系“不好”或“很不好”，故將其合并入“無所謂好不好”選項。因這一變量是定序變量，在變量向度上有遞增趨勢，故將其作為連續(xù)變量處理，考察該變量的變化趨勢對因變量的影響，而沒有將該變量做虛擬化處理。情感親密度的客觀測量維度是讓受訪者報告其父母過去一年給予情感支持（傾聽心事和想法）的頻繁程度（完全沒有=1；很少=2；有時=3；經(jīng)常/很經(jīng)常=4）。

對于父母支持的操作變量來說，分為近期支持和早期支持。父母的近期支持則包括父母近期給予受訪者的經(jīng)濟支持（給錢）和生活照料（幫助料理家務(wù)）頻繁程度兩個變量（完全沒有=1；很少=2；有時=3；經(jīng)常/很經(jīng)常=4）。父母的早期支持選取的是受訪者工作前的受教育水平，因為這一變量相對受訪者的受教育水平而言更能測量父母對其投資的多少。本研究將這一變量劃分為未上過學(xué)（包括掃盲班）、小學(xué)、初中和高中及以上四類受教育水平，并對其進行虛擬化處理。

控制變量主要包括受訪者信息與其父母信息兩大類。受訪者信息主要包括性別、年齡、個人收入、個人社會經(jīng)濟地位自評、婚姻狀況和是否與父母同住等控制變量。其中，個人收入是以受訪者過去一年（2005年）的全年總收入作為測量指標，該變量中不清楚和拒絕回答的樣本數(shù)小于5%，故以均值代替。同時，為了使收入變量呈正態(tài)分布，且波動不過于劇烈，將其取對數(shù)處理，其中收入原始值如果為0，在其取對數(shù)后賦值仍為0。個人過去一年的總收入從客觀角度測量了子女的社會經(jīng)濟地位，而個人社會經(jīng)濟地位自評則從受訪者的主觀角度測量其社會經(jīng)濟地位。由于只有18個樣本選擇“上層”和“中上層”，故將該變量合并成一個三分變量：中層及以上，中下層和下層?；橐鰻顩r被設(shè)置為一個虛擬變量，已婚且配偶健在者賦值為1，其他則賦值為0。其中，是否與父母同住在我們的研究中用一個虛擬變量（與父母同住=1）表示，父母當中只要有一人與受訪者同住，在此處都算做與父母同住。受訪者父母信息則包括父母受教育年限和父母健康狀況兩個變量。父母受教育年限選取父母雙方中受教育程度較高者，其他操作同對受訪者受教育年限的操作。父母健康狀況是以子女對父母健康狀況的評估為測量指標，選取父母中健在的、健康狀況較差的那位為代表。

（三）方法

由于本研究的因變量為定序變量，因此采用定序Logistic回歸模型（ordered logistic model）來分析各個自變量和控制變量的影響。將受訪者給予父母的支持作為被解釋變量Yk，k=1、2、3，分別代表子女支持的3種類型（“1”表示“經(jīng)濟支持”，“2”表示“生活照料”，“3”表示“情感慰藉”）。問卷調(diào)查了過去一年中受訪者給予父母三種不同支持的頻繁程度，經(jīng)過綜合以后形成3個定序變量。將可能影響子女養(yǎng)老行為的3類因素17個變量設(shè)置為解釋變量x1，x2，……xn，其中，n為解釋變量的個數(shù)，n=17。

我們使用以下公式作為分析模型

上式用于預(yù)測中國城鄉(xiāng)居民代際交換情況、孝道文化及結(jié)構(gòu)性制約等因素對于其贍養(yǎng)行為的影響，“m”代表被解釋變量的賦值（1-4分別代表“完全沒有”“很少”“有時”“經(jīng)常/很經(jīng)?！保Ｊ街?，β0為常數(shù)項；βj是解釋變量的回歸系數(shù)，反映解釋變量影響被解釋變量的方向和程度。當βj＞0時，exp（-βj）＜1，Yk＞m發(fā)生的可能性更大；當βj＜0時，exp（-βj）＞1，Yk≤m發(fā)生的可能性更大。

四、結(jié)果與分析

（一）子女對父母贍養(yǎng)行為的描述性分析

表1給出了中國農(nóng)村地區(qū)子女贍養(yǎng)父母行為的分布情況，包含了子代給予父母經(jīng)濟支持、生活照料和情感支持三個方面的頻繁程度。整體來看，絕大多數(shù)受訪者都給予父母一定的支持，子女給予父母的精神慰藉和生活照料相對頻繁，而經(jīng)濟支持則相對較少。具體來說，超過60%的受訪者匯報自己給予父母在經(jīng)濟、生活照料和情感支持三個方面“有時”“經(jīng)?！奔耙陨系膸椭l度。但亦有15.3%的受訪者匯報自己過去一年從未給予父母任何經(jīng)濟支持，12.6%的受訪者匯報過去一年從未給予父母生活方面的照料，8.1%的受訪者匯報過去一年從未給予父母情感方面的支持。

（二）代間情感親密度的描述性分析

表2從多個維度給出了反映代間情感親密度的指標。整體來看，受訪者與父母間保持了良好的關(guān)系和頻繁的情感互動，因而可以說親子間的關(guān)系非常緊密；受訪者對待父親和母親也沒有顯著的差異。具體來看，近六成的受訪者均表示其與父親（59.2%）或者母親（58.6%）每周至少見面一次；但也有近10%的受訪者報告自己與父親（9.6%）或者母親（8.9%）每年難得見上一面。就見面外的其他聯(lián)系而言，五成左右的受訪者報告自己與父親（53.2%）或者母親（49.8%）進行電話或者書信等聯(lián)系至少一周一次；但仍然有一成左右的受訪者表示自己與父親（9.7%）或者母親（12.5%）進行電話或者書信等聯(lián)系一年難得一次。關(guān)于詢問受訪者與父母相處情況，九成以上（父母分別是94.2%和94.0%）的受訪者都自評自己與父母相處得“好”或者“很好”。而從子女的角度出發(fā)，詢問受訪者的父母近期給予的情感支持頻度，49.8%的受訪者報告其父母“有時”“經(jīng)?！被蛘摺昂芙?jīng)常”給予受訪者情感支持。

表1 中國農(nóng)村地區(qū)子女贍養(yǎng)父母行為的分布情況

（三）父母支持的描述性分析

表3給出了多項父母支持的分布情況。就父母近期的經(jīng)濟支持頻度而言，78.8%的受訪者報告父母近期“完全沒有”或者“很少”給予自己幫助。同時有49.4%的受訪者表示自己結(jié)婚以來，父母就沒有在金錢上幫助過自己了?？梢?，隨著子女進入青壯年經(jīng)濟實力日益增長而父母的經(jīng)濟能力卻在下降，故父母給予子女經(jīng)濟支持已非其優(yōu)勢。父母給予子女近期的生活照料頻度高于父母給予的經(jīng)濟支持，但也有限，有41.9%的受訪者報告父母近期“有時”“經(jīng)?！被蛘摺昂芙?jīng)?！苯o予自己生活照料。我們用受訪者工作前的受教育水平作為父母對子女早期投資的一項測量，從表4中可以看出，46.0%的受訪者是初中文化水平，高中及以上文化水平的受訪者只占11.5%。

表2 代間情感親密度的描述性統(tǒng)計情況單位%

表3 父母支持的描述性統(tǒng)計情況

（四）情感親密度和父母支持對子女贍養(yǎng)行為影響的Logistic回歸分析

表4第二列的“描述統(tǒng)計”給出了自變量和控制變量的描述性分布。自變量的描述性分析已在前文有所討論，故此處不再贅述。就控制變量來看，受訪者的年齡平均在38歲以上，受教育年限在7.4年左右，45.3%的受訪者報告自己接受過初中水平的教育，11.0%的受訪者表示自己接受過高中或同等水平的教育。個人收入的均值是0.546萬元，但大部分受訪者對自己的社會經(jīng)濟地位都評價較低，分別由44.7%和26.2%的受訪者表示自己處于社會的下層和中下層地位。就父母的情況而言，父母的受教育年限遠遠低于子女的受教育年限，父母的受教育年限不足4年，父母文化程度是高中及以上水平的比例只有4%，初中文化水平的比例只有14.2%。不過受訪者對父母健康狀況的評估都較為樂觀，59.6%的受訪者報告自己的父母健康狀況“好”或者“很好”。

表4給出了影響子女贍養(yǎng)父母行為的因素的估計值。模型1—4、5—8和9—12分別就子女給予父母的經(jīng)濟支持、生活照料和精神慰藉做了定序回歸分析，為校正整群抽樣可能帶來的偏差，所有模型報告的皆是穩(wěn)健標準誤（Robust Standard Errors）。由于各因變量的缺失數(shù)量不同，因此各回歸模型間的樣本量并不一致。就各因變量而言，第一個模型（模型1、5和9）是包含控制變量和情感親密度的模型；第二個模型（模型2、6和10）是包含控制變量和父母支持變量的模型；第三個模型（模型3、7和11）則是同時加入情感親密度、父母支持變量和控制變量后的嵌套模型；第四個模型（模型4、8和12）是在第三個模型的基礎(chǔ)上加入交互項后的交互模型。由于預(yù)測模型中因變量的排序從小到大（1—4）表明子女給予父母幫助的頻率從“完全沒有”到“經(jīng)常/很經(jīng)?！钡纳蜃兓虼嘶貧w系數(shù)越大，則表明受訪者越可能給予父母更多的相應(yīng)支持；回歸系數(shù)越小，表明受訪者給予父母的各種相應(yīng)支持越少。比較各因變量內(nèi)部各模型（模型1—5、6—10和11—15），可以發(fā)現(xiàn)，各自變量和控制變量對因變量的統(tǒng)計估計基本穩(wěn)定。由于當模型中存在交互項（高次項）時，對構(gòu)造交互項（高次項）的低次項進行統(tǒng)計檢驗的結(jié)果是不確定的［21］，故在分析時主要參照第三個模型（模型3、7和11）的估計結(jié)果，而不是交互模型的估計結(jié)果。

檢視代間情感親密度對受訪者贍養(yǎng)行為的影響，我們發(fā)現(xiàn)，與父母關(guān)系的自評顯著影響子女給予父母的生活照料（a=0.01⑤）和精神慰藉（a=0.001）的頻繁程度，但對經(jīng)濟支持影響頻度不顯著。即報告自己與父母相處越好的受訪者越可能報告給予父母更經(jīng)常的生活照料和精神慰藉，但對經(jīng)濟支持的影響不具有統(tǒng)計學(xué)意義上的推論性，假設(shè)1得到驗證。父母近期的情感支持顯著影響子女給予父母的生活照料（a=0.05）和精神慰藉（a=0.001）的頻繁程度，但對經(jīng)濟支持頻度影響不顯著。即受訪者報告父母近期給予自己越經(jīng)常的情感支持，受訪者越可能報告自己給予父母更經(jīng)常的生活照料和精神慰藉，但對經(jīng)濟支持的影響不具有統(tǒng)計學(xué)意義上的推論性，這一結(jié)果與假設(shè)2一致。需要說明的是，情感親密度的兩個測量變量在未加入父母支持變量的模型中分別在10%和5%的統(tǒng)計水平上顯著，可見情感親密度和子女給予父母經(jīng)濟支持之間確實存在聯(lián)系，只是這種聯(lián)系并不突出，一旦控制了與情感親密度具有一定相關(guān)性的父母支持變量后，緣于條件性和共線性等原因，情感親密度的影響就變得愈加不明顯。

就父母支持對子女贍養(yǎng)行為的影響而言，我們發(fā)現(xiàn)，父母近期給予子女經(jīng)濟支持頻度對子女支持父母的各項內(nèi)容均不顯著，這與假設(shè)3略有出入。假設(shè)3中預(yù)測父母的近期經(jīng)濟支持對子女給予父母的經(jīng)濟支持有負向影響，而在我們的研究結(jié)果中雖然這一回歸系數(shù)是負號，但不能達到相應(yīng)統(tǒng)計水平（如5%）的顯著性要求，因而并不具有推論總體的意義。所以我們并沒有把握依據(jù)假設(shè)中所說，認為如果親代給予子代較多經(jīng)濟支持，意味著自身較高的經(jīng)濟實力，子代則會相應(yīng)減少對父母經(jīng)濟的反饋。可見，子代給予父母的經(jīng)濟支持并不完全依據(jù)父母的需求及自身的現(xiàn)實，在一定程度上具有儀式性作用［17］，即子女需要給予父母必要的贍養(yǎng)資源尤其是經(jīng)濟支持，以向外界宣稱自己對于既有道德規(guī)范的遵守。

同樣，父母近期給予子女生活照料頻度對子女支持父母的生活照料（a=0.001）有顯著正向影響，對精神慰藉的負向影響在10%的統(tǒng)計水平上顯著，而對經(jīng)濟支持影響不顯著，這一研究結(jié)果與我們的假設(shè)4有較大不同。首先，就子女的經(jīng)濟支持而言，父母近期生活照料的影響在未加入情感親密度變量前的模型中在10%的統(tǒng)計水平上顯著且是正向影響，可見父母近期生活照料對子女給予經(jīng)濟支持是具有正向影響趨勢的。但仍然如前文所述，子女經(jīng)濟支持所具有的象征意義（儀式性給予）意味著父母的諸多功能性支持甚至于前文中的情感親密度對子女給予父母經(jīng)濟支持的影響都極為有限。其次，就子女給予父母的精神慰藉研究結(jié)果而言，驗證了我們在研究假設(shè)部分提到的親子間過于頻繁的互動也可能增加這一過程中的摩擦和沖突。因而，就出現(xiàn)了我們模型中的情況：在未加入情感親密度變量之前，父母近期的生活照料（a=0.01）支持顯著影響子代給予父母的精神慰藉頻度；而在加入之后，父母近期生活照料的影響方向發(fā)生了變化，當然這一影響只是邊際顯著（a=0.1）?？梢姡改傅慕谌粘Ｕ樟险w上還是促進子女給予父母精神慰藉的，只是這種影響主要通過代間情感親密度起間接作用。

就父母的早期支持：子女工作前的受教育水平而言，我們的研究發(fā)現(xiàn)，整體上子女工作前獲得的教育水平對子女的贍養(yǎng)行為有顯著的正向影響，即子女工作前的受教育水平越高，其更可能給予老年人更多的各項支持，這與我們的假設(shè)5一致。

就我們在模型中設(shè)置的兩個交互項（女性受訪者和其父母近期給予情感支持的交互項以及女性受訪者和其父母近期給予生活照料的交互項）而言，只有女性和父母近期給予生活照料的交互項對子女給予父母的生活照料（a=0.05）有正向的顯著影響。這表明，相比于兒子，父母近期給予女兒生活照料可以獲得更多來自女兒生活照料方面的反饋支持，即父母近期給予女兒的日常照料支持能獲得更及時有效的生活照料回報，我們的假設(shè)6和7部分得到驗證。可見，兒子和女兒贍養(yǎng)行為邏輯的差異在父母功能性支持對子代贍養(yǎng)行為的影響中有明顯表現(xiàn)，而在父母情感性支持對子代贍養(yǎng)行為的影響中表現(xiàn)不明顯。

表4 情感親密度和父母支持對子女贍養(yǎng)行為影響的定序Logistic模型

五、結(jié)論與討論

本文利用CGSS2006數(shù)據(jù)考察了中國農(nóng)村地區(qū)代間情感親密度和父母支持對子女贍養(yǎng)行為的影響。研究發(fā)現(xiàn)，代間情感親密度確實會影響子女的贍養(yǎng)行為，從而影響老年人的生活福祉。當然影響的程度和大小會因贍養(yǎng)內(nèi)容的不同而存在差異：整體而言，代間情感親密度對子女給予老年人的精神慰藉影響最大，其次是生活照料，而對經(jīng)濟支持的影響不具有推論意義。自評與父母相處越好的受訪者越可能報告自己給予父母更多的精神慰藉和生活照料；父母近期給予受訪者越經(jīng)常的情感支持，受訪者也越可能報告自己給予父母更經(jīng)常的精神慰藉和生活照料。

父母近期的功能性支持（包括經(jīng)濟支持和生活照料）一定程度上影響子女的贍養(yǎng)行為。具體表現(xiàn)在父母近期給予子女的生活照料對子女給予父母生活照料有顯著的正向影響；在不控制代間情感親密度的情況下，父母近期給予子女的生活照料也會顯著正向影響子女給予父母的精神慰藉。但一旦控制了代間情感親密度，日?；釉黾涌赡軐?dǎo)致代間摩擦和沖突增加，繼而影響代際關(guān)系，在模型中就表現(xiàn)為父母近期日常照料對子代給予父母的精神慰藉有負向影響，雖然這一影響只在10%的統(tǒng)計水平上顯著，但這一影響不容忽視。

上述研究結(jié)果表明，代際的功能性互動（包括經(jīng)濟支持和生活照料）有助于代際間情感的交流，加深代間情感親密度，進而影響子女給予父母的各項代際支持尤其是情感支持。這與既有研究中關(guān)于情感親密度是成年子女支持照料父母的重要動機［12］的結(jié)論相一致。

而且，我們的研究進一步細化了這一研究結(jié)論：子女給予父母的生活照料和情感支持行為對情感因素的影響更敏感，代際互惠理論對這兩方面的贍養(yǎng)內(nèi)容具有更充分的解釋力。而子女給予父母的經(jīng)濟支持行為則主要受子女的經(jīng)濟條件等結(jié)構(gòu)性因素的影響，無論是代際間的功能性互助還是情感性互助對子女給予父母的經(jīng)濟支持影響都較為有限，對父母提供經(jīng)濟支持一定意義上成為了子女的一種儀式性表達，以表明自己對社會道德規(guī)范的遵從。因而，情感親密度對成年子女支持贍養(yǎng)父母行為的不同內(nèi)容具有不同影響。

另外，我們的研究還發(fā)現(xiàn)，情感親密度和父母近期支持對子女贍養(yǎng)行為的影響存在性別差異。具體而言，我們發(fā)現(xiàn)，相比于兒子，父母近期的生活照料可以換來女兒更多的生活照料和精神慰藉。但是父母近期給予子女的情感支持對子女贍養(yǎng)行為的影響并不存在顯著的性別差異，這與既有研究發(fā)現(xiàn)情感親密度對成年女兒給予父母代際支持有直接影響而對兒子影響微弱的結(jié)論［22］不完全一致。我們的研究發(fā)現(xiàn)，無論兒子還是女兒，情感親密度對他們給予父母支持尤其是精神慰藉和生活照顧都有顯著影響。而兒子和女兒的性別差異表現(xiàn)在對父母近期生活照料的回饋，女兒表現(xiàn)得更為積極。這一結(jié)果可以進一步驗證宋璐和李樹茁（2011）提出的“女兒與老年父母間的代際交換更多的是補償性的‘均衡交換’形式，而兒子與父母間傾向于一種更長期的‘契約’”［20］這一結(jié)論。即女兒贍養(yǎng)老人的這種即時性的“均衡互換”邏輯可以解釋女兒在面對父母近期的生活照料支持時會給予父母更多及時性的支持尤其是女性擅長的日常照料性支持。同時，這也進一步佐證了在上一節(jié)中談到的子代贍養(yǎng)行為的兩套動力系統(tǒng)：女兒的“情分”和“良心”壓力以及兒子的“名分”和“責(zé)任”壓力［13］。情分來源于血緣親情和日?；?，而名分來自于規(guī)范和繼承。

總之，在現(xiàn)代性的市場交換邏輯日益深入中國人尤其是年輕人內(nèi)心的背景下，代際互惠邏輯正日益凸顯。代際間日?；佑兄谔嵘H子間的情感親密度，而情感親密度又進一步促進代間互動。但這些代間互助主要集中于親子間的情感交流和勞務(wù)協(xié)助，經(jīng)濟支持往往保留了更多傳統(tǒng)的特色。比如老年人的經(jīng)濟支持主要還是來源于兒子而不是女兒，又如子女給予父母的經(jīng)濟支持較少地受親子間互動和情感因素的影響。同時，女兒與父母間的互動更傾向于一種即時性互惠，而兒子更可能是一種長久契約。我們有理由相信，如果通過完善社會保障制度解決老年人晚年的經(jīng)濟問題，將會進一步促進和諧代際關(guān)系的建立和穩(wěn)固。

注釋：

① 本文系杭州市哲學(xué)社會科學(xué)規(guī)劃課題（編號：Z18JC107）和浙江省自然科學(xué)基金項目（編號：LY13G030017）的階段性成果。本論文使用數(shù)據(jù)全部來自中國國家社會科學(xué)基金資助之“中國綜合社會調(diào)查（CGSS）”項目。該調(diào)查由中國人民大學(xué)社會學(xué)系與香港科技大學(xué)社會科學(xué)部執(zhí)行，項目主持人為李路路教授、邊燕杰教授。作者感謝上述機構(gòu)及其人員提供數(shù)據(jù)協(xié)助，本論文內(nèi)容由作者自行負責(zé)。

② 抽樣過程分為四層：區(qū)/縣、街道/鎮(zhèn)、居委會/村和住戶/居民。詳細抽樣方案參見《CGSS2006抽樣說明》（http：//www.cssod.org）。

③ 鑒于學(xué)生和工作的成年子女在贍養(yǎng)父母方面有較大差異（尤其是在經(jīng)濟支持方面）且學(xué)生樣本相對較少，因而剔除了學(xué)生樣本（剔除過程使用了問卷中“B1b”和“A11”兩題）。

④ 需要注意的是，此處的頻繁程度既不反映數(shù)量的多少（如就經(jīng)濟支持而言，“經(jīng)?！辈灰欢ū取昂苌佟痹跀?shù)額上更大），也緣于每個人衡量標準的差異而存在較強的主觀性。

⑤ 如無特殊說明，顯著性主要來源于第四組模型（模型4、9和14）。