農(nóng)村子代家庭結(jié)構(gòu)對其與親代居住關(guān)系的影響①
——基于隔代照料視角

馬洪旭 李放

(南京農(nóng)業(yè)大學(xué) 公共管理學(xué)院，江蘇 南京 210095)

1 引言

21世紀(jì)以來，中國人口結(jié)構(gòu)的老齡化和少子化問題日漸凸顯。2019年末，中國60周歲及以上人口25388萬人，占總?cè)丝诘谋壤秊?8.1%②數(shù)據(jù)來源：《2019年民政事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報》。，比2000年的10.2%提高7.9個百分點(diǎn)。與之相伴隨的，是持續(xù)走低的人口生育率。據(jù)人口普查數(shù)據(jù)顯示，2000年到2010年的人口年均增長率從1990年到2000年的1.07%下降到了0.57%。2016年全面二胎政策的實(shí)施，一定程度增加了二孩在新增人口中的占比，遏制了人口出生率下降的速度。但是由于生育觀念轉(zhuǎn)變、社會托幼服務(wù)不足、生育成本激增等社會現(xiàn)實(shí)因素制約，依然無法扭轉(zhuǎn)生育意愿持續(xù)低迷的態(tài)勢[1]。在老齡化和少子化背景下，如何應(yīng)對“一老一小”問題，實(shí)現(xiàn)“老有所養(yǎng)、幼有所育”已然成了民生改善的重點(diǎn)和難點(diǎn)。黨的十九屆五中全會強(qiáng)調(diào)了健全“一老一小”基本公共服務(wù)制度體系的必要性。從中國目前的現(xiàn)實(shí)看，養(yǎng)老和托幼的雙重壓力主要還是由家庭承擔(dān)。特別是在農(nóng)村，緊密的家庭代際居住關(guān)系依然在老年人精神健康和子代家庭孩子托幼方面發(fā)揮著積極的且無可替代的重要作用。因而，深入了解和把握農(nóng)村代際居住關(guān)系轉(zhuǎn)變及內(nèi)部機(jī)制，有助于切實(shí)發(fā)揮家庭在“一老一小”服務(wù)保障中的基礎(chǔ)性作用。

現(xiàn)有對代際居住關(guān)系相關(guān)問題的研究，多基于人口老齡化的背景聚焦老年人的居住安排、居住模式、居住意愿以及影響因素。并且，各個學(xué)者在研究中對代際居住關(guān)系的劃分標(biāo)準(zhǔn)并不一致，主要分為按居住地點(diǎn)劃分（院居還是家居）[2]、按居住結(jié)構(gòu)劃分[3][4]、按居住結(jié)構(gòu)和居住距離綜合劃分[5]三種。在影響因素方面，發(fā)達(dá)國家的研究發(fā)現(xiàn)，親屬資源、個人收入、自理能力都會影響其是否擴(kuò)大家庭規(guī)模的決定[6][7]。國內(nèi)研究發(fā)現(xiàn)，是否獨(dú)生子女、住房條件、經(jīng)濟(jì)收入、子女?dāng)?shù)量、社會保障制度、思想觀念等宏微觀因素都被證實(shí)會影響老年人的居住方式或居住安排[8-10]。那么，對老年人而言，代際共居好還是代際分居好？在一些發(fā)達(dá)國家，老年人與子女同吃同住被認(rèn)為是貧困所致，即代際同住家庭的貧困率更高[11]。如若老年人獨(dú)立居住，可以減少其家務(wù)勞動壓力[12]，有利于提高老年人特別是女性老人的生活功能水平和身體健康[13]。而在中國，情況則有所不同。中國老年父母傾向于與子女共同居住，但分居也并非是“孝道的衰落”，子女對父母的反哺完全可以跨越單門獨(dú)戶的家庭單位。相比來看，不分戶不分居反而是被證實(shí)有利于中老年人的居住結(jié)構(gòu)[14]。研究指出，子代婚后與親代共同居住可給親代帶來較大精神慰藉，提高農(nóng)村老年人的精神和身體健康狀況，而子代與親代長期分離雖然可能提高親代獲得經(jīng)濟(jì)支持的概率，但極易使父母滋生孤獨(dú)感和被遺棄感，從而增加親代發(fā)生精神和健康疾病的可能[15]。也有學(xué)者在依據(jù)家庭結(jié)構(gòu)劃分居住方式的基礎(chǔ)上，研究發(fā)現(xiàn)獨(dú)立居住和三代同住家庭的老年人幸福感較強(qiáng)，與子女或子女同住的二代家庭戶格局會顯著損害老年人情感健康[16]?？梢姡谵r(nóng)村基本養(yǎng)老服務(wù)供給不足的情況下，代際居住關(guān)系依然是影響甚至決定農(nóng)村老年人精神健康的重要因素。

總的來看，既有文獻(xiàn)對代際居住關(guān)系的研究多從老年人視角展開，在人口老齡化背景下，這無疑有利于從整體上把握老年人居住模式變化及其影響機(jī)制，但從子代視角研究代際居住關(guān)系同樣重要。首先，隨著倫理基礎(chǔ)“上位”向“下位”轉(zhuǎn)向，家庭決策地位和家庭資源分配地位兩級反轉(zhuǎn)使得子代逐漸成為家庭代際居住關(guān)系的主導(dǎo)力量。據(jù)中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，僅有32%左右的老年人居住偏好能得以實(shí)現(xiàn)[17]，并且，隨著子女贍養(yǎng)的責(zé)任倫理向經(jīng)濟(jì)理性轉(zhuǎn)變，子女養(yǎng)老內(nèi)容逐漸忽視了親情陪伴對老年人的重要作用，這大大削弱了對老年人視角下居住意愿研究的現(xiàn)實(shí)意義。其次，面對勞動力市場競爭加劇、社會托幼服務(wù)不足、生育成本的激增等社會現(xiàn)實(shí)對農(nóng)村子代家庭發(fā)展能力的沖擊，親代對子代的隔代撫養(yǎng)責(zé)任不斷強(qiáng)化，隔代照料周期也從幼兒階段向未成年階段擴(kuò)大，隔代照料已經(jīng)成為影響代際關(guān)系的重要因素，非常有必要從隔代照料視角去分析子代家庭規(guī)模、年齡結(jié)構(gòu)對代際居住關(guān)系的影響效應(yīng)。另外，現(xiàn)有研究普遍將農(nóng)村家庭視為一個同質(zhì)化的整體。事實(shí)上，由于我國東部、中部和西部社會基礎(chǔ)不同，農(nóng)村家庭結(jié)構(gòu)、代際關(guān)系存在明顯的區(qū)域差異[18]，對代際居住關(guān)系的研究也應(yīng)該考慮這一差異因素。

基于以上分析，本文基于2015年中國綜合社會調(diào)查（CGSS）數(shù)據(jù)，運(yùn)用Logit模型和調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，從隔代照料視角研究農(nóng)村代際居住關(guān)系，試圖回答以下問題：第一，子代家庭結(jié)構(gòu)（家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)和年齡結(jié)構(gòu)）是否會影響子代與親代的居住關(guān)系？第二，如果存在影響效應(yīng)，親代經(jīng)濟(jì)獨(dú)立是否會強(qiáng)化子代家庭結(jié)構(gòu)對其與親代居住關(guān)系的影響？第三，子代家庭結(jié)構(gòu)對其與親代居住關(guān)系的影響是否存在區(qū)域差異？文章余下部分依次為理論分析與研究假說、數(shù)據(jù)來源與研究設(shè)計(jì)、實(shí)證結(jié)果與分析、進(jìn)一步研究、結(jié)論與討論。

2 理論分析與研究假說

家庭現(xiàn)代化理論認(rèn)為，隨著現(xiàn)代化進(jìn)程的推進(jìn)，以家庭為單位的小農(nóng)經(jīng)濟(jì)將會被商品經(jīng)濟(jì)替代，傳統(tǒng)的大家庭結(jié)構(gòu)逐漸被核心家庭取代，與之伴隨的是“共居、同灶、共財(cái)”的傳統(tǒng)代際居住關(guān)系的解體。但是，因?qū)彝ソY(jié)構(gòu)變動認(rèn)知的偏差，單純以“分居、分灶、分財(cái)”去解釋農(nóng)村代際居住關(guān)系是有失偏頗的。費(fèi)孝通教授曾針對家庭結(jié)構(gòu)變動與贍養(yǎng)模式之間的關(guān)系進(jìn)行過論證，揭示了傳統(tǒng)家庭結(jié)構(gòu)逐步核心化和小型化的現(xiàn)象[19]。但是，進(jìn)入21世紀(jì)以來，家庭核心化趨勢并沒有進(jìn)一步強(qiáng)化。特別是在農(nóng)村，三代直系家庭表現(xiàn)出穩(wěn)中有升的趨勢特征[20][21]。何蘭萍、楊林青等人通過人口普查數(shù)據(jù)、中國人口老齡中心數(shù)據(jù)對比發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村地區(qū)的三代共居家庭占比35.98%，遠(yuǎn)高于占比21.68%的三代擴(kuò)展家庭[22]。陶自祥研究發(fā)現(xiàn)，全國各地農(nóng)村呈現(xiàn)出一種“分戶不分家”的共同趨勢[23]。李婷、宋健等人利用分層交叉年齡、時期和隊(duì)列效應(yīng)模型對中國營養(yǎng)追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)的觀察發(fā)現(xiàn)，嬰幼兒以及老年階段擁有較高的三代直系家庭比例，這體現(xiàn)了三代直系家庭在撫幼和養(yǎng)老方面發(fā)揮的重要功能[24]?；谝陨霞彝ソY(jié)構(gòu)變遷的相關(guān)研究，不難窺見農(nóng)村代際居住關(guān)系轉(zhuǎn)變的復(fù)雜性以及代際居住關(guān)系轉(zhuǎn)變與家庭功能發(fā)揮的關(guān)聯(lián)性。

根據(jù)王躍生等人的研究，農(nóng)村核心家庭結(jié)構(gòu)比例不僅沒有像西方現(xiàn)代化家庭理論預(yù)測的那樣持續(xù)攀升[25]。農(nóng)村三代直系家庭的延續(xù)是兩方面“力”共同作用的結(jié)果：一方面， 在私人領(lǐng)域，家庭再生產(chǎn)方式和現(xiàn)代化觀念的轉(zhuǎn)變形成了家庭核心化、小型化的“推力”。另一方面，在公共領(lǐng)域，家庭養(yǎng)老社會化、托幼社會化發(fā)展的滯后與曲折形成了家庭結(jié)構(gòu)直系化的“拉力”。在這種推拉力作用下，農(nóng)村三代直系家庭表現(xiàn)出與傳統(tǒng)三代直系家庭的本質(zhì)差別：一是，表現(xiàn)為“共居、共灶、共財(cái)”中財(cái)權(quán)的獨(dú)立，子女通過務(wù)工形式獲得經(jīng)濟(jì)收入，父母通過務(wù)農(nóng)獲得經(jīng)濟(jì)來源，這也形成了農(nóng)村“半工半耕式家計(jì)模式”[26]。二是，在人口流動不斷加劇的背景下，農(nóng)村新三代直系家庭的時空分離現(xiàn)象嚴(yán)重。部分子代婚后迫于生活壓力外出務(wù)工，在居住關(guān)系上與親代存在“名義”上的共居模式。事實(shí)上，代際之際“共居、共灶”的時間非常有限。三是，由于倫理基礎(chǔ)由“上位優(yōu)先”向“下位優(yōu)先”的轉(zhuǎn)向[27]，家庭資源分配地位出現(xiàn)了兩級反轉(zhuǎn)。一般情況下，父母大多數(shù)的勞動收入會用于子代家庭的發(fā)展，同時父母還要承擔(dān)照看孫輩、家務(wù)勞作的壓力，凸顯了農(nóng)村新三代家庭結(jié)構(gòu)下代際關(guān)系失衡和“下位優(yōu)先”的家庭資源分配特征。在人均壽命不斷延長和二胎政策全面實(shí)施的背景下，結(jié)合三代直系家庭的形成特點(diǎn)，可以得出農(nóng)村子代婚后不會選擇長期與親代同吃同住，但子代結(jié)婚生子后可能會通過調(diào)整代際之間的居住關(guān)系來獲得隔代照料等代際支持。以下將對此進(jìn)行分析并提出待檢驗(yàn)假說：

在不考慮子代家庭年齡結(jié)構(gòu)的情況下，孩子數(shù)量改變了子代家庭的規(guī)模結(jié)構(gòu)，除照料失能父母等特殊情況下，作為理性經(jīng)濟(jì)人的子代可能在婚后基于住房居住空間、代際生活差異、經(jīng)濟(jì)壓力、思想觀念差異等方面考慮不會與親代長期共同居住，據(jù)人口普查數(shù)據(jù)顯示，鎮(zhèn)、縣夫婦核心家庭和標(biāo)準(zhǔn)核心家庭占比總和均超47%。如若從隔代照料視角看，則不得不考慮不同子代家庭年齡結(jié)構(gòu)下（孩子未成年和成年兩階段下）的代際居住關(guān)系差異：（1）在托幼方面，與子女養(yǎng)老責(zé)任弱化不同的是，隔代撫養(yǎng)責(zé)任已然成為影響農(nóng)村子代家庭發(fā)展能力的重要因素[28]。隨著子代逐漸將照料孩子內(nèi)化為父母責(zé)任[29]，農(nóng)村分戶不分居下的“父母幫忙帶娃，子女掙錢養(yǎng)家”的現(xiàn)象更加普遍。一方面，隔代照料可以增加子女勞動供給，進(jìn)而提升子代家庭發(fā)展能力[30]。另一方面，隔代照料作為一種家庭參與，有助于老年人自我價值的實(shí)現(xiàn)，同時，隔代照料也能夠給老年人帶來一定的精神慰藉[31]?；谶@方面考慮，農(nóng)村子代會通過調(diào)整與親代的居住關(guān)系來獲得隔代照料嗎？隨著農(nóng)村留守兒童現(xiàn)象的出現(xiàn)，農(nóng)村隔代核心家庭（只有老年人和其孫子女）引發(fā)普遍關(guān)注，隔代撫養(yǎng)責(zé)任的實(shí)現(xiàn)與緊密代際居住關(guān)系的分離一定程度沖擊了我們對隔代照料下代際居住關(guān)系的認(rèn)知。事實(shí)上，農(nóng)村隔代家庭占比不到4%③2010年人口普查數(shù)據(jù)顯示，市、鎮(zhèn)、縣隔代家庭比例分別為1.26%、2.44%和3.89%。，并且作為城鄉(xiāng)融合發(fā)展下的問題家庭，隨著政策性引導(dǎo)，隔代家庭占比也會進(jìn)一步縮小?；诖?，本文認(rèn)為子代所育孩子在未成年階段時，其與親代的生活互動增強(qiáng)，代際居住關(guān)系可能相對更加緊密。（2）在養(yǎng)老方面，中老年父母在隔代照料周期中能夠獲得一定的養(yǎng)老資源。多數(shù)研究表明，適當(dāng)?shù)母舸樟蠒夏耆司窠】诞a(chǎn)生積極的影響[32]。然而，當(dāng)子代家庭孩子成年后，托幼或照看需求基本消失，可能會弱化子女與父母緊密居住的傾向。原因在于，隨著家庭養(yǎng)老的責(zé)任倫理逐漸被經(jīng)濟(jì)理性所取代，農(nóng)村子女養(yǎng)老內(nèi)容呈現(xiàn)出物質(zhì)化和指標(biāo)化特征[33]，削弱了子女養(yǎng)老對緊密代際居住關(guān)系的依賴度。加之，孩子成年后不斷加大的教育、就業(yè)等方面的經(jīng)濟(jì)投入，使得子代更加無暇顧及父母的養(yǎng)老問題，代際互動頻率降低，代際分戶居住的可能性較大。綜合以上兩階段分析，文章提出以下待檢驗(yàn)假說：

假說1：子代家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)擴(kuò)大會“擠出”親代的居住空間，子代家庭年齡結(jié)構(gòu)對其與親代居住關(guān)系的影響存在兩階段效應(yīng)：擁有未成年孩子的子代傾向于與親代保持緊密型的居住關(guān)系，在子代孩子成年后，子代與親代形成緊密型居住關(guān)系的概率明顯降低。

基于假說1，在農(nóng)村，子女婚后為獲得更為獨(dú)立的生活空間，大多數(shù)時間是與父母分居而住的。而在父母視角，只要有能力依靠土地勞作獲得收入或者有養(yǎng)老儲蓄金，往往不會主動向子女表達(dá)長期的親情陪伴訴求。在居住安排上，多數(shù)親代也會秉持“不給子女添麻煩”的責(zé)任倫理與已婚子代分戶而居[34]。況且，隨著城鄉(xiāng)融合的快速發(fā)展，農(nóng)村已婚子代定居地與出生地不一致的人口遷移現(xiàn)象加劇[35]，這也擴(kuò)大了代際之際的居住距離，降低了經(jīng)濟(jì)獨(dú)立父母與子女同住的可能性。經(jīng)濟(jì)獨(dú)立雖然在一定程度上增加了父母獨(dú)立生活的能力，但基于責(zé)任倫理、“舔犢之情”，隔代照料依然會被大多數(shù)父母所接受，自然也會接受子女基于托幼考慮的居住安排。同時，經(jīng)濟(jì)獨(dú)立的父母更傾向于追求自我價值的實(shí)現(xiàn)，這也會給隔代照料帶來一定程度的加持效應(yīng)，并進(jìn)而影響基于隔代照料的代際居住關(guān)系調(diào)整。據(jù)此，文章提出以下假說：

假說2：親代經(jīng)濟(jì)獨(dú)立能夠強(qiáng)化代際居住關(guān)系中子代家庭結(jié)構(gòu)的影響效應(yīng)。

談及隔代照料視角下子代家庭結(jié)構(gòu)對代際居住關(guān)系的影響，就不得不考慮各個地區(qū)不同經(jīng)濟(jì)水平、社會基礎(chǔ)造成的影響效果差異。一方面，從人口流動方面看，東部地區(qū)相比中西部地區(qū)，經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)好，并且在就業(yè)、醫(yī)療和教育方面社會資源更加豐富，同時，西部地區(qū)的城鄉(xiāng)差距相比東、中部地區(qū)的城鄉(xiāng)差距更大，致使人口流動呈現(xiàn)出由西向東、由農(nóng)村向城市的趨勢特征[36]。頻繁的人口流動破壞了較為穩(wěn)固的家庭居住關(guān)系和結(jié)構(gòu)，代際居住時空分離現(xiàn)象在西部地區(qū)更為嚴(yán)重。孩子個數(shù)、文化程度、家庭收入等都影響了農(nóng)民的外出務(wù)工傾向[37]。據(jù)此，西部地區(qū)農(nóng)村存在的隔代照料行為對緊密型代際居住關(guān)系的維系作用可能相對中、東部地區(qū)較小。另一方面，如若從家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)方面看，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，并且東部地區(qū)城市化程度較中部和西部更高，家庭核心化趨勢更加明顯。王躍升基于人口普查數(shù)據(jù)對老年人居住家庭類型的區(qū)域差異研究發(fā)現(xiàn)，東部沿海區(qū)域老年人居住家庭類型為核心家庭和單人戶的比例較高，中部省份直系家庭比例相比東部更高[38]。由此，可以猜測東部地區(qū)子代婚育后形成緊密型代際居住關(guān)系的概率相較中部地區(qū)更低?；谝陨蟽蓚€方面的分析，文章提出以下假說：

假說3：子代家庭結(jié)構(gòu)（規(guī)模結(jié)構(gòu)、年齡結(jié)構(gòu)）對代際居住關(guān)系的影響效應(yīng)存在明顯的區(qū)域差異，中部地區(qū)影響效應(yīng)最大，其次是東部地區(qū)，再次是西部地區(qū)。

3 數(shù)據(jù)來源與研究設(shè)計(jì)

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文使用的是2015年的中國綜合社會調(diào)查（CGSS）數(shù)據(jù)。該調(diào)查采用的是多階段隨機(jī)抽樣，調(diào)查樣本覆蓋中國內(nèi)地31個省級行政區(qū)，從2003年開始陸續(xù)開展多年，是中國第一個具有綜合性和連續(xù)性的大型社會調(diào)查項(xiàng)目。2015年CGSS調(diào)查項(xiàng)目覆蓋全國28個省、直轄市、自治區(qū)的478村居，經(jīng)統(tǒng)計(jì)，共完成有效問卷10968份。2015年CGSS項(xiàng)目相比前幾期，在核心模塊基礎(chǔ)上，還加入了2005年經(jīng)濟(jì)態(tài)度和行為評價的10年回顧模塊、東亞社會調(diào)查的工作模塊、國際調(diào)查合作計(jì)劃的工作模塊、能源模塊和法制模塊，CGSS調(diào)查問卷的全面性和準(zhǔn)確性進(jìn)一步提升，CGSS數(shù)據(jù)也被更加廣泛的應(yīng)用于學(xué)術(shù)研究。

本文研究對象為父母健在或父母一方健在的已婚農(nóng)村子女，因此，在數(shù)據(jù)篩選時，首先從CGSS數(shù)據(jù)中去除掉了那些未婚的農(nóng)村子女（包括未成年子女和雖成年但未婚子女）及父母已不健在的已婚子女，并剔除掉了那些無效數(shù)據(jù)樣本，最終篩選出3800份有效問卷。

3.2 變量設(shè)定與賦值

為了強(qiáng)化因變量對代際居住關(guān)系的體現(xiàn)能力，這里通過“共居”、“共灶”兩個維度將代際居住關(guān)系劃分為兩種類別。在農(nóng)村，綜合考慮“是否共居”、“是否共灶”兩個維度，可將“目前是否與父母同吃同??？”問題的四個選項(xiàng)劃分為居住關(guān)系上的四種情況，即同吃同住、同吃不同住、不同吃同住和不同吃不同住。第一種情況，即已婚子代與親代同吃同住的情況，包括多子女實(shí)行父母“輪養(yǎng)制”下的二代或三代及其以上共居家庭、子女婚后與父母共居家庭和子女婚后接父母共同生活三種情況。同吃同住一定程度地反映了三代直系家庭結(jié)構(gòu)下代際間緊密的居住關(guān)系，可視為緊密型代際居住關(guān)系?？紤]到子代對父母照料的可及性，以及代際間生活觀念和生活方式等的差異，兩代人分戶居于一處且“同吃不同住”，可以視為非典型的直系家庭結(jié)構(gòu)，這里將這一情況劃為緊密型代際居住關(guān)系。代際間不同吃同住情況在農(nóng)村比較罕見，這里不做說明。第四種情況，即子代婚后與老年父母不同吃不同住情況，因代際間生活和精神資源共享的可及性較差，因此可視為非緊密型代際居住關(guān)系。綜上，本文將子代婚后對與親代的居住關(guān)系綜合為兩種類型：一是緊密型代際居住關(guān)系，賦值為“1”；二是非緊密型代際居住關(guān)系，賦值為“0”。

核心關(guān)注自變量為子代家庭結(jié)構(gòu)（家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)和家庭年齡結(jié)構(gòu)）。以子代家庭孩子數(shù)量為家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)變量，并以孩子數(shù)量，衍生出家庭類型變量（多分類變量）用作影響因素部分的分析，即子代婚后無子為無子家庭，設(shè)為“0”；生有—子為獨(dú)生子女家庭，設(shè)為“1”；生有二子為二胎家庭，設(shè)為“2”；有超過兩個孩子為多子家庭，設(shè)為“3”。文章還選取了未成年孩子（家中是否有未成年孩子）、未成年孩子數(shù)量、成年孩子數(shù)量作為子代家庭年齡結(jié)構(gòu)的反映。根據(jù)問題“請問您有幾個18歲以下未成年子女？”設(shè)置未成年孩子變量，受訪者回答大于0，賦值為“1”，否為“0”。同時，根據(jù)回答設(shè)置未成年孩子數(shù)量和成年孩子數(shù)量孩子數(shù)量兩個連續(xù)變量。為了消除所選核心自變量間可能存在的相互影響，這里對核心自變量進(jìn)行分別回歸。

除了核心自變量，本文還選取了親代經(jīng)濟(jì)、父母受教育程度三個親代特征變量和子代的配偶戶籍、性別、健康狀況、個人收入、年齡、受教育程度六個子代特征變量。

因變量、核心自變量和控制變量名稱、賦值以及描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

表1 變量的定義、賦值及簡單描述性統(tǒng)計(jì)

3.3 模型構(gòu)建

3.3.1 基準(zhǔn)模型

基于因變量的設(shè)定，這里選用二分類Logit模型作為基準(zhǔn)模型。Logit回歸是一種概率性非線性回歸，被廣泛應(yīng)用于研究行為主體選擇過程。模型如下所示：

式中，核心自變量是child，代表子代家庭結(jié)構(gòu)變量。β1為核心變量的系數(shù)，同時，xi是控制變量，β0為常數(shù)項(xiàng)。

3.3.2 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

為進(jìn)一步考察親代經(jīng)濟(jì)獨(dú)立在子代家庭結(jié)構(gòu)對代際居住關(guān)系影響中的調(diào)節(jié)作用，本文在基準(zhǔn)模型基礎(chǔ)上，構(gòu)建調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，如下所示?/p>

式中，po-eco為親代經(jīng)濟(jì)變量（是否經(jīng)濟(jì)獨(dú)立），childpo-eco則為核心自變量與親代經(jīng)濟(jì)變量（經(jīng)濟(jì)獨(dú)立=1）的交互項(xiàng)，β3為交互項(xiàng)系數(shù)。

4 實(shí)證結(jié)果與分析

4.1 子代家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)與代際居住關(guān)系

表2 中模型（1）主要探究子代家庭規(guī)模對其與親代居住關(guān)系的影響，結(jié)果顯示，在不考慮孩子年齡的情況下，孩子數(shù)量對代際居住關(guān)系的影響為顯著負(fù)向作用，孩子數(shù)量的邊際效應(yīng)為0.016，在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，即是說，孩子數(shù)每多一個，緊密型代際居住關(guān)系的概率將會降低1.6個百分點(diǎn)?？梢姡彝ヒ?guī)模較大子代家庭會擠出親代的居住空間，這其中既有代際生活習(xí)慣差異的排斥作用，還包括子女迫于經(jīng)濟(jì)、生活壓力下的無奈選擇。

模型（1-1）進(jìn)一步驗(yàn)證了子代不同家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)下的代際居住關(guān)系，結(jié)果顯示，相比無子家庭，二胎或多子的子代對其與親代的居住關(guān)系存在顯著負(fù)向影響，邊際效應(yīng)分別為0.089和0.112。即是說，二胎或多子子代家庭與親代形成緊密型居住關(guān)系的概率相比無子家庭低8.9個百分點(diǎn)和11.2個百分點(diǎn)。這說明，二胎政策背景下，家庭規(guī)模擴(kuò)大會進(jìn)一步解構(gòu)較為緊密的代際居住關(guān)系，農(nóng)村獨(dú)居老人的比例還會進(jìn)一步增加，具體輸出結(jié)果如表2中（1-1）部分。

表2 基礎(chǔ)模型的估計(jì)結(jié)果

控制變量結(jié)果顯示，親代經(jīng)濟(jì)對子代與親代的代際居住關(guān)系具有顯著且負(fù)向影響。這其中暗含著子女代際支持逐步物質(zhì)化的趨勢和子女贍養(yǎng)對親情陪伴的忽視。這也與其他學(xué)者針對父母視角的研究結(jié)論相對應(yīng)：經(jīng)濟(jì)收入越高、經(jīng)濟(jì)越穩(wěn)定和對經(jīng)濟(jì)滿意度越高的老年人更傾向選擇與子女分居。但是，值得思考的是，當(dāng)子女存在孩子照料需求時，父母經(jīng)濟(jì)獨(dú)立是否會強(qiáng)化子女對代際居住關(guān)系的安排？對父母經(jīng)濟(jì)的調(diào)節(jié)作用有待后文進(jìn)一步求證。此外，回歸結(jié)果還顯示，被調(diào)查者配偶的戶籍性質(zhì)（農(nóng)村戶籍還是城鎮(zhèn)戶籍）對子女與父母代際居住關(guān)系的選擇同樣有顯著負(fù)向影響。也就是說，被調(diào)查者配偶是農(nóng)村戶籍的，不利于緊密型代際居住關(guān)系的形成。原因可能是，夫妻二人均為農(nóng)村戶籍，經(jīng)濟(jì)來源不僅局限而且收入不高，為了生計(jì)，夫妻大多傾向于一方或雙方外出務(wù)工，因此，選擇與父母分開居住可使他們獲得更大自由度；只有當(dāng)經(jīng)濟(jì)能力達(dá)到一定水平時，子女才愿意花時間陪伴父母或接父母同吃住。收入變量的回歸結(jié)果恰好驗(yàn)證了這一判斷，即：子女收入越高，越傾向于選擇緊密型代際居住關(guān)系。年齡變量結(jié)果顯示，相比于青年組子女，步入中年的子女反而傾向于選擇非緊密型代際居住關(guān)系。此外，回歸結(jié)果還表明，父親或母親的受教育程度以及被調(diào)查者的性別和健康狀況等，對子女代際居住關(guān)系選擇均無統(tǒng)計(jì)水平上的顯著影響。

4.2 子代家庭年齡結(jié)構(gòu)與代際居住關(guān)系

表3 中模型（2）和模型（3）主要驗(yàn)證農(nóng)村子代不同家庭年齡結(jié)構(gòu)下代際居住關(guān)系的差異，結(jié)果顯示，子代未成年孩子以及數(shù)量對代際居住關(guān)系存在顯著正向影響，未成年孩子的邊際效應(yīng)為0.052，在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。即是說，有未成年孩子的子代與親代形成緊密型居住關(guān)系的概率相比沒有未成年孩子提高5.2個百分點(diǎn)。表3中（2）部分子代未成年孩子數(shù)量對代際居住關(guān)系的影響也印證了這一點(diǎn)，即孩子在未成年階段，緊密型代際居住關(guān)系的形成概率更高。

表3 中模型（4）主要探究的是子代孩子成年后對代際居住關(guān)系的影響。結(jié)果顯示，成年孩子數(shù)量對代際居住關(guān)系存在顯著負(fù)向影響，變量邊際效應(yīng)為0.021，在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。一般地，子代孩子成年后，因?qū)W習(xí)、參軍和工作等會脫離原生家庭，此時，子代（被調(diào)查者）大多已步入中年，親代則大多步入老年，生活上越來越需要陪伴和照顧，子女與父母間的代際居住關(guān)系應(yīng)變得愈益緊密，然而，事實(shí)并非如此。隨著子代家庭孩子的成年，托幼需求基本消失，子代與親代代際分居的程度呈增大之勢。年齡變量中45~59歲組回歸結(jié)果支持了這一結(jié)論，故假說1成立。

表3 基準(zhǔn)模型的估計(jì)結(jié)果

4.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到變量之間可能存在的內(nèi)生性問題，本文使用工具變量法對模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。內(nèi)生性即模型中的一個或多個解釋變量與隨機(jī)擾動項(xiàng)相關(guān)。模型遺漏解釋變量、解釋變量和被解釋變量相互作用、自我選擇偏誤等都是內(nèi)生性產(chǎn)生的主要原因。目前，學(xué)者多以工具變量法對模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。這里借鑒袁微[39]等人的二值選擇模型的內(nèi)生性檢驗(yàn)思路，選擇性開放態(tài)度作為子代家庭結(jié)構(gòu)的工具變量，來處理模型的內(nèi)生性問題。性開放態(tài)度的衡量對應(yīng)問卷中“您認(rèn)為以下性行為（婚前性行為）對不對？”。一般的，較為開放的性態(tài)度會增加懷孕概率，進(jìn)而影響子代家庭孩子數(shù)量。而性開放態(tài)度對代際居住關(guān)系的影響也是通過子代孩子來傳遞的，與代際居住關(guān)系并無直接且顯著的相關(guān)關(guān)系。經(jīng)過以上驗(yàn)，模型輸出結(jié)果依然較為穩(wěn)健，研究結(jié)論具有一定的可靠性。由于篇幅有限，研究結(jié)果未羅列。

5 進(jìn)一步研究

5.1 親代經(jīng)濟(jì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

子代家庭結(jié)構(gòu)對代際居住關(guān)系的影響，是否會受到父母經(jīng)濟(jì)獨(dú)立的調(diào)節(jié)？如果父母經(jīng)濟(jì)獨(dú)立能夠弱化家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)、年齡結(jié)構(gòu)對其與親代居住關(guān)系的影響，便可說明經(jīng)濟(jì)情況對父母在家庭決策中的獨(dú)立意識具有強(qiáng)化作用，是順應(yīng)當(dāng)下積極老齡化發(fā)展趨勢的。如果親代經(jīng)濟(jì)獨(dú)立能夠強(qiáng)化影響效應(yīng)，便可在一定程度印證代際居住安排逐步子女需求化的趨勢。對此，文章進(jìn)一步進(jìn)行親代經(jīng)濟(jì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表4 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，親代經(jīng)濟(jì)與四個核心自變量的交互項(xiàng)均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，存在強(qiáng)化效應(yīng)，即父母經(jīng)濟(jì)獨(dú)立一定程度強(qiáng)化了孩子數(shù)量、年齡對代際居住關(guān)系的影響，假說2成立。對此可以解釋為，一方面，在父母的經(jīng)濟(jì)獨(dú)立的基礎(chǔ)上，代際之間較為緊密的居住關(guān)系，不僅包含著父母對子女的“逆反哺”心理和“舔犢之情”，還在一定程度上證實(shí)了父母在代際居住關(guān)系方面順應(yīng)子女需求的特點(diǎn)。另一方面，當(dāng)孩子成年后，隔代照料需求基本消失，父母的經(jīng)濟(jì)獨(dú)立一定程度上降低了子代選擇代際分居的壓力。

表4 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ突貧w結(jié)果

5.2 區(qū)域差異

這里依據(jù)經(jīng)濟(jì)帶將為我國區(qū)域劃分為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)，分樣本回歸結(jié)果如表5所示。結(jié)果顯示，子代未成年孩子變量的邊際效應(yīng)在東部、中部和西部分別為0.058、0.073、0.020，并且東部地區(qū)和中部地區(qū)在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，即是說，中部地區(qū)子代未成年孩子及其數(shù)量對代際居住關(guān)系的影響程度大于東部地區(qū)，而東部地區(qū)大于西部地區(qū)，假說3成立。并且，在西部地區(qū)，子代家庭孩子數(shù)量以及成年孩子數(shù)量對代際居住關(guān)系的影響存在統(tǒng)計(jì)層面的顯著負(fù)向意義。對此，可以解釋為，西部地區(qū)農(nóng)村的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低，子代就近就業(yè)無法獲得穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)來源，就促成了從農(nóng)村到城市、由西部到東部的人口流動和遷移，在某種意義上造成了西部地區(qū)代際時空分離的居住關(guān)系。子代孩子數(shù)量的增加特別是孩子成年后，不斷增加的子代教育、婚配經(jīng)濟(jì)投入一定程度強(qiáng)化了西部地區(qū)人口流動的趨向，進(jìn)而形成了代際居住關(guān)系的長期分離。此外，分樣本回歸并未改變核心自變量與因變量之間的關(guān)系，一定程度驗(yàn)證了本文結(jié)論具有一定的穩(wěn)健性。

表5 分樣本回歸結(jié)果

6 結(jié)論與討論

本文借助2015年中國綜合社會調(diào)查（CGSS）數(shù)據(jù)，從隔代照料視角分析并研究了農(nóng)村子代家庭規(guī)模、年齡結(jié)構(gòu)對其與親代居住關(guān)系的影響。結(jié)果表明：（1）擁有孩子數(shù)量越多的子代與親代保持緊密型居住關(guān)系的概率明顯下降，如若以孩子數(shù)劃分家庭類型進(jìn)行回歸，二胎或多子子代家庭與親代形成緊密型居住關(guān)系的概率相比無子家庭低。子代家庭年齡結(jié)構(gòu)變量回歸結(jié)果顯示，擁有未成年孩子的子代傾向于與親代形成緊密型居住關(guān)系；當(dāng)孩子成年后，緊密型代際居住關(guān)系的形成概率將會降低。這與李婷、宋健等人研究三代直系家庭得出的老年群體的“去直系化”和幼兒群體的“直系化”傾向相一致。（2）調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，親代經(jīng)濟(jì)獨(dú)立強(qiáng)化了子代家庭結(jié)構(gòu)對其與親代居住關(guān)系的影響。積極老齡化背景下，父母經(jīng)濟(jì)獨(dú)立是老年人獨(dú)立意識增強(qiáng)的重要保障。但是，隨著越來越多父母將隔代照料內(nèi)化為自我責(zé)任，“子女需求為中心”的代際居住安排也自然被大多數(shù)老年人接受和認(rèn)同。（3）農(nóng)村子代未成年孩子的邊際效應(yīng)由東部到西部分別為0.058、0.073、0.020，并且東部地區(qū)和中部地區(qū)在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。即是說，中部地區(qū)農(nóng)村子代未成年孩子及其數(shù)量對其與親代居住關(guān)系的影響程度大于東部地區(qū)，而東部地區(qū)大于西部地區(qū)。這一結(jié)論是家庭結(jié)構(gòu)、人口流動區(qū)域差異的直接反映，也意味著國家二胎政策對子代家庭發(fā)展能力影響的區(qū)域差異。

基于子代家庭結(jié)構(gòu)的農(nóng)村代際居住關(guān)系的研究，可以窺見農(nóng)村三代直系家庭的延續(xù)是根據(jù)現(xiàn)階段農(nóng)村托幼、養(yǎng)老等社會現(xiàn)實(shí)形成的適應(yīng)性家庭結(jié)構(gòu)，是家庭功能與現(xiàn)代社會現(xiàn)實(shí)博弈的結(jié)果，具有臨時性特征，也是家庭實(shí)用主義的體現(xiàn)。同時，研究結(jié)論揭示了，在解決“一老一小”問題中家庭功能發(fā)揮的兩個現(xiàn)象：一方面，從托幼層面看，農(nóng)村托幼的社會支持不足，子代通過轉(zhuǎn)換代際居住關(guān)系來緩解托幼壓力的現(xiàn)象將會持續(xù)存在，特別是在中、東部地區(qū)。另一方面，不同子代家庭年齡結(jié)構(gòu)下子代與親代居住關(guān)系的差異，揭示了農(nóng)村家庭養(yǎng)老功能的發(fā)揮逐漸擺脫了對緊密型代際居住關(guān)系依賴的養(yǎng)老事實(shí)，獨(dú)居老人呈增多趨勢，結(jié)論符合農(nóng)村子女養(yǎng)老從責(zé)任倫理向經(jīng)濟(jì)理性轉(zhuǎn)變的趨向。文章認(rèn)為：首先，二胎政策背景下，未成年孩子數(shù)量增加必將引致托幼需求增長，應(yīng)嘗試將隔代照料納入托幼服務(wù)體系建設(shè)之內(nèi)，推動隔代照料的職業(yè)化、薪酬化，積極順應(yīng)隔代照料在形式、內(nèi)容、強(qiáng)度和周期上出現(xiàn)的新改變。同時，為了提高二胎政策的實(shí)施效果和隔代照料服務(wù)的針對性、實(shí)用性，一方面，應(yīng)該考慮東部、中部、西部區(qū)域的代際居住關(guān)系現(xiàn)實(shí)，分類制定符合各地區(qū)實(shí)際的社會支持政策，另一方面，積極借助社區(qū)、政府和市場的力量，分類培訓(xùn)、提高中老年人的托幼、照料專業(yè)能力和素養(yǎng)。其次，應(yīng)將農(nóng)村婦女、進(jìn)程務(wù)工人員納入到生育保險制度之內(nèi)，保障已婚婦女的合法權(quán)益和勞動再生產(chǎn)的正常進(jìn)行。最后，積極老齡化背景下，家庭參與雖然有利于老年人自我價值的實(shí)現(xiàn)，但是高強(qiáng)度的隔代照料以及代際之間較長的分居不利于農(nóng)村老年人的身心健康。對此，應(yīng)該制定隔代照料相關(guān)的法律規(guī)定來限制和減少子代對親代的“過度剝削”，保障老年人合法權(quán)益。同時，面對不斷增加的農(nóng)村獨(dú)居老年人口，應(yīng)該持續(xù)推進(jìn)社區(qū)養(yǎng)老、互助養(yǎng)老模式的構(gòu)建，健全居家養(yǎng)老為主的多元化養(yǎng)老服務(wù)體系，滿足農(nóng)村獨(dú)居中老年人不斷增加的養(yǎng)老服務(wù)需求。

最后需要指出，文章還存在以下不足：第一，本文主要使用的是2015年中國綜合社會調(diào)查單期截面數(shù)據(jù)，對代際居住關(guān)系變化趨勢或規(guī)律性的把握相對有限。如若以后獲得詳盡且合適的動態(tài)追蹤調(diào)查面板數(shù)據(jù)，將會對此展開深入研究。第二，本文對隔代照料下子代孩子年齡的兩階段劃分相對經(jīng)驗(yàn)化。雖然隔代照料已不僅僅局限于孫輩幼兒階段，但是是否擴(kuò)大至未成年階段有待日后通過更加詳實(shí)的資料和數(shù)據(jù)加以證明和確定。