天倫之樂還是孤獨鄉(xiāng)愁?隨遷老人城市融入的多維測度與影響因素分析

張文武

(南京林業(yè)大學 經濟管理學院,江蘇 南京 210037)

1 引言

中國經歷了全面而迅速的系統(tǒng)性變革,工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的歷史車輪驅動整個國家從“鄉(xiāng)土中國”向“城鄉(xiāng)中國”轉變,衍生出一系列引人關注的社會現(xiàn)象和民生問題(劉守英、王一鴿,2018)。其中,城鄉(xiāng)二元經濟結構背景下大規(guī)模勞動力跨區(qū)域流動伴隨的家庭分離和親人遠隔經常性地構成引發(fā)公眾關注的熱點,特別是當全社會逐漸浸入老齡化、少子化所帶來家庭撫養(yǎng)撫育的困境,承擔家庭代際照料責任的隨遷老人正在成為流動人口中特殊而又不可忽視的群體。黨的十九屆五中全會首次將人口老齡化提高到國家戰(zhàn)略層面,提出“實施積極應對人口老齡化國家戰(zhàn)略”,黨的二十大報告進一步明確了相關任務部署,凸顯了對老年群體及其社會影響的重視程度,也引申了研究老齡人口和老齡社會現(xiàn)象的學術需要。在此背景下,研究隨遷老人的城市融入及其影響因素具有積極的理論價值和現(xiàn)實意義。

一般而言,隨遷老人往往是出于自身養(yǎng)老或者協(xié)助子女照料家庭的考慮,選擇臨近或者進入到子女家庭定居,在相當程度上面臨生活場景的時空變化和社會再融入的轉換過程。一方面,這些老人需要離開生活已久的故鄉(xiāng),脫離原先熟悉環(huán)境和舊有社交網絡,進入到一個相對陌生的城市。生活習慣差異、環(huán)境不適應、語言不通等在給他們帶來疏離感的同時,現(xiàn)代都市的快節(jié)奏、相對獨立的居住格局加之老年人特殊的生理和心理特征,極易讓隨遷老人陷入煢煢孑立的“孤獨鄉(xiāng)愁”;另一方面,中華民族傳統(tǒng)文化歷來重視家庭團聚,子女孫兒的陪伴是老年人精神安慰和情感慰藉的重要來源,相比較于獨居、空巢老人,昆裔臨近或者同住的親情陪伴、隔代撫育的心理滿足等又會帶給隨遷老人兒孫繞膝的“天倫之樂”。從經驗分析的角度,隨遷老人的城市融入受到家庭和社會哪些因素的影響?這些因素將通過怎樣的方式發(fā)揮作用?在我國人口老齡化逐漸加劇和城市化快速推進的雙重背景下,對上述問題的研究解答不僅有助于從理論層面廓清家庭結構調整和隨遷老人境遇變化的機制,也從實踐上回應和思考著中國社會變革下城鄉(xiāng)轉型與家庭變遷的現(xiàn)實景象。

盡管中國現(xiàn)實國情下的隨遷老人已經和正在成為特殊而又漸近普遍的重要群體,但遺憾的是,直接與之相關的文獻乏善可陳。一方面,在以西方生活情景和話語邏輯為倚重相關研究中,主要是從一般意義的老齡人口的個體特征和群體經濟活動等角度著手,圍繞老年人身心健康(Zunzunegui et al.,2001;Fuhrer &Stansfeld,2002;Eriksen &Lynggard,2011)、銀發(fā)市場(Lubitz et al.,2003)、勞動供給(Lundberg &Rose,2002)、養(yǎng)老服務體系安排(Anderson et al.,2000;Scheil &Bonan,2013;Bradley et al.,2020)等開展了系列研究。關注老年人融入的文獻也更多是基于社會移民和國際移民的角度圍繞經濟融入、文化融入、精神融入等指標性量化展開討論(Tissot et al.,2014),即使是考慮家庭情感亦或是父母與子女間親情關聯(lián)的文獻也往往具有相應局限性,基本上圍繞子女數(shù)量、子女務工等影響父母身心健康和勞動參與,父母外出務工對子女教育成長影響等展開(Cong &Silverstein,2011)。鮮有關注父母是否與子女共同生活的視角,隨遷老人對于西方學者而言更是非常陌生的概念。本文希望立足本土情景回應外域環(huán)境,彌補隨遷老人群體研究不足的缺憾。

另一方面,在中國情景下開展的相關研究中,前期文獻主要關注改革開放之后以農村勞動力流動為表征的“務工潮”及其所產生的影響,圍繞農民外出務工對農業(yè)的影響、務工人員受教育及工作狀態(tài)、農業(yè)勞動力流動政策等展開(黃平、克萊爾,1998;宋洪遠等,2002),之后出現(xiàn)了大量聚焦于外出務工對家庭生活影響的研究,涌現(xiàn)出一系列有關留守婦女、留守兒童以及隔代撫養(yǎng)等方面的高質量論文(宋璐等,2013;孫文凱、王乙杰,2016;韓保慶、王勝今,2019;李珊珊等,2021),與此同期,新生代流動人口和城鎮(zhèn)化背景下也產生了相當數(shù)量系統(tǒng)研究外出務工人員城市化、市民化、城市融入等問題的文獻(秦立建、陳波,2014;王春超、張呈磊,2015;張文武等,2018;程郁等,2022)。近年來,在老齡化和少子化的人口變化形勢日趨嚴峻及其影響廣泛滲透情形下,中國社會的代際流動和代際扶持逐漸表現(xiàn)出顯著的家庭化特征,尤其是當計劃生育政策影響的80后和部分90后成為家庭撫養(yǎng)者,父母資助和幫襯開始呈現(xiàn)相當程度的社會普遍性(王躍生,2013;丁志宏等,2019;張松坡等,2021)。然而,圍繞相關社會現(xiàn)象及其群體的研究并不多見,目前而言,無論是宏觀情景還是微觀案例,從隨遷老人及其所表征的代際扶持角度研究城市融入的經濟學文獻頗為鮮見。本文通過來自隨遷老人的經驗分析彌補現(xiàn)有的研究缺憾,擴充經濟學和社會學等領域的學術文獻。

新時代中國情形下,計劃生育政策實施后的“新生代”成為社會流動人口的主要構成。(1)第七次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示,截至2021年底,中國流動人口為37582萬人,平均年齡約為31歲,年齡在45歲以下的占比超過75%?！靶律绷鲃尤丝谥?相當一部分是獨生子女或二胎子女,少子化的家庭結構往往使得子女成為父母工作生活的中心,在整個過程中表現(xiàn)為父母對子女最大限度的生活支持和子女對父母的高度依賴。因而導致了“新生代”即使是在成年甚至是組建自己的家庭之后,也不愿和無法脫離父母的照顧。與此同時,出于親子情感和自身養(yǎng)老的考慮,父母也往往具有較高的意愿陪伴在子女身邊,家庭式尤其是父母隨遷成為新的趨勢和現(xiàn)象,隨遷老人經由生活環(huán)境和社會網絡變動而面臨再融入問題。當前,我國新型城鎮(zhèn)化仍在快速推進,跨地區(qū)人口流動表現(xiàn)為相當程度家庭式遷移的特征,隨遷老人較為常見,除了隔代撫養(yǎng)、子女依附等需求外,如何融入城市也是這類群體面臨的重要問題?；诖?本文采用2017年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)從個人層面開展基于大樣本調查數(shù)據(jù)的經驗研究,同時結合中國城市化和老齡化的現(xiàn)實,經由家庭結構和社會治理雙重角度對隨遷老人城市融入的影響因素及其作用機制進行實證分析。

相較于現(xiàn)有研究,本文的貢獻主要在于:(1)研究視角上,以往以城市融入和社會融入為主題的研究中,主要關注于一般性的外部環(huán)境和個人特征,從家庭親情和社會交往角度展開分析的文獻不多。本文在中華民族傳統(tǒng)“家文化”的邏輯思域內,通過“天倫之樂”和“孤獨鄉(xiāng)愁”的雙重視角進行系統(tǒng)研究,提供新的闡釋證據(jù)。(2)研究意義上,結合中國特殊國情將研究對象聚焦到隨遷老人新的社會群體,拓展了老齡化社會背景下對勞動力城市融入和社會融入的分析視野。從國內外的研究來看,基于城鄉(xiāng)轉換過程中少子化和老齡化所衍生的農村老人隨遷現(xiàn)象受到的關注不多,相應的文獻較少。本文基于大樣本調查數(shù)據(jù)進行相應的嘗試,結合實際進行了相對準確的識別和劃分,提供了“新生代”人口流動背景下對隨遷老人的經驗研究支撐。(3)研究數(shù)據(jù)上,采用與城市匹配的中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調查(CMDS)微觀數(shù)據(jù),采用模糊集框架測算了隨遷老人城市融入并進行實證研究,提供了新的現(xiàn)實證據(jù)。

本文其余內容結構安排如下,第二部分是理論機制分析與研究假說;第三部分為數(shù)據(jù)樣本、變量與描述性統(tǒng)計,第四部分為模型設定與基準回歸結果,第五部分為作用機制的擴展分析,最后為結論與政策涵義。

2 理論機制分析與研究假說

在“老齡化”與“少子化”進程逐漸加快的時代,與子女共同生活成為多數(shù)隨遷老人的選擇。一方面,老人與子女同住可以為子女提供生活照顧和力所能及的幫助,也能夠充實生活提高家庭對自身的認可度。此外,與子女共同居住還可以降低信息不對稱等情況的發(fā)生,尤其是與女兒同住,因為女性天然具有細心的特點和敏銳洞察他人情緒變化的能力。當父母情緒低落時子女能夠及時發(fā)現(xiàn)進行溝通交流解決問題,給予他們精神支持與心理慰藉。在父母出現(xiàn)身體不適、生病等情況時子女也能較早發(fā)現(xiàn)并送醫(yī)治療,避免老人擔心影響子女工作忙碌瞞著不說最終耽誤治療等情況的發(fā)生。因此,與子女同住能夠提高老人生活滿意度,保證了老人身體健康狀況,有利于老人融入遷入地城市。另一方面,隨遷老人出于對子女在生活上的照料遷移至子女所在城市開始新生活,與此同時,子女與父母的關系地位也在發(fā)生微妙變化,子女此時作為接受高等教育并承擔家庭責任的成年人不再是以往躲在父母臂膀下的孩童。父母權威漸弱,話語權向子女傾斜,使得原先業(yè)已形成的家庭地位重新洗牌,在一定程度上會導致子女與父母之間產生矛盾隔閡,如若得不到正確的化解則會影響隨遷老人的城市融入。在整體上,與子女同住會通過加強代際團結以及代際情感等為隨遷老人帶來幸福感和生活滿意度提升,從而促進他們積極融入遷入地城市(崔燁、靳小怡,2016;李旻等,2021)。

當前,人口的遷移是以新生代的遷移為主的,在新生代流動人口中,“80后”所占比重為35.50%;其次是“90后”,占24.30%。這兩代都是計劃生育的主力軍,絕大多數(shù)的“80后”“90后”都是獨生子女。當他們生育下一代時,面臨著工作壓力大和生活節(jié)奏快的現(xiàn)狀,且“保姆虐童”等事件頻出,會使得他們產生讓父母來照顧孫輩的需求。父母遷移到城市中與子女共同生活并照顧孫輩減輕了子女的生活壓力,增強家庭凝聚力的同時又可以享受到“兒孫繞膝”的天倫之樂,因此隨遷老人的城市融入程度也會隨之得到相應提高。由此提出假說H1。

假說H1:與子女同住、有孫輩后代這些來自“天倫之樂”方面的因素會提高隨遷老人生活幸福指數(shù),促進老人城市融入。

隨遷父母在城市生活必然要離開生活已久的家鄉(xiāng)與原先的親戚鄰居減少聯(lián)系,感情變淡,以往的社會網絡破裂,遷入地城市新的社會網絡還未及時建立,老年人缺乏溝通交流的對象,心理難免空虛落寞,形成對新環(huán)境的排斥感,同時農村的風俗文化與城市不同也不利于他們融入。同省市遷移的隨遷父母會相應的降低對遷入地的排斥感,跨省市遷移的老人則會面臨生活習慣和水土不適等問題,從而降低對城市的融入程度。同時,大部分農村老人的教育程度偏低,說話會帶有家鄉(xiāng)的口音,聽不懂普通話或者聽得懂但不太會說普通話,在城市中與周圍的人交流有一定困難,從而加重了其內心對于城市的排斥,不利于隨遷父母的城市融入(魯永剛、張凱,2019)。因此,遷移距離跨度越大,越容易出現(xiàn)環(huán)境、風俗以及生活等方面的不適。

遷入地城市社區(qū)接納機制不完善,社區(qū)活動形式單一,不適應隨遷老人特點以及在限制農村老人參與等現(xiàn)象無法為老人提供適合以及優(yōu)質服務會使得老人產生距離感,認為自己是身居城市的陌生人,讓他們產生城市沒有老家的“人情味”“鄰里關懷”等觀念,從而激發(fā)隨遷老人的思鄉(xiāng)之情,對家鄉(xiāng)的思念以及較大的心理落差不利于他們的城市融入。因此提出本文的第二個假說:

假說H2:遷移跨度越大,思鄉(xiāng)之情越濃,來自“孤獨鄉(xiāng)愁”的因素會弱化隨遷老人的城市融入意愿。

3 樣本、變量與描述性統(tǒng)計

3.1 樣本說明

依據(jù)研究需要,本文采用的微觀數(shù)據(jù)來自中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調查(CMDS)。CMDS是國家衛(wèi)生健康委員會自2009年起連續(xù)組織開展的年度調查項目,覆蓋了全國31個省(市、自治區(qū))和新疆建設兵團中的主要流動人口集中地,全面而科學地抽樣采集了流動人口及其家庭的相關信息,內容涉及基本特征、流動意愿、就業(yè)與社保、收入與消費、婚育和子女、居住情況、社會融合等,具有非常高的權威性和代表性。鑒于研究聚焦的群體為隨遷老人,本文根據(jù)問卷及樣本的情況采用2017年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調查流動人口(A卷和C卷)的調查數(shù)據(jù),選取年齡在60周歲以上(以調查年份計算)流動原因是家屬隨遷的受訪者,經過合并、匹配和清洗,最終獲得有效樣本2586份。(2)2014年及之前的年度,中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調查的訪問者年齡段為15周歲～59周歲,自2015年起將 60 歲及以上的流動老人納入全國流動人口衛(wèi)生計生動態(tài)監(jiān)測調查的范圍。綜合調查問卷的情況,2017年的問題設置及數(shù)據(jù)更加符合本文研究需要。

3.2 變量設置

本文關注的被解釋變量是隨遷老人的城市融入程度(integ)。對于城市融入的內涵和度量,現(xiàn)有文獻并沒有統(tǒng)一的標準和方法,主要從流動人口生存和發(fā)展的層次延伸角度進行指標構建,一般涵蓋社會、經濟、文化和心理等多維度的認同與融合。參考相關研究并結合調查問卷與樣本群體的具體情況(秦立建、陳波,2014;王春超、張呈磊,2017;田旭,2022),本文將隨遷老人的城市融入界定于社會參與(social)、心理認同(psycho)和居留意愿(resid)三個層次,同時采用模糊集理論對子項變量進行綜合性測算。社會參與的變量主要來源于受訪者對“您業(yè)余時間在本地和誰來往最多(不包括顧客及其他親屬)”、“2016年以來您在本地是否參加過以下組織的活動?”、“2016年以來您是否有過以下行為?”等問題的回答;心理認同的變量則來自于“您是否同意以下說法?”項下各問題所得到受訪者的排序;“居留意愿”項的指標則由體現(xiàn)隨遷老人是否傾向于居住或留在本地的相關問題構成,包括“今后一段時間,您是否打算繼續(xù)留在本地?”、“如果您打算留在本地,您預計自己將在本地留多久?”、“如果您符合本地落戶條件,您是否愿意把戶口遷入本地?”、“您是否辦理了暫住證/居住證?”。具體的變量構成及賦值如表1所示。

表1 城市融入變量子項構成及賦值

在具體測度方面,基于樣本數(shù)據(jù)的主觀化特征和實證分析的需要,我們采用模糊集理論構建隸屬度函數(shù)對城市融入的分項指標及整體水平進行綜合性測度。隸屬度函數(shù)的基本形式為:

(1)

由于在分項指標采取了順序賦值的方式,通過上述隸屬度函數(shù)將子項變量進行標準化處理,獲得各分項指標的隸屬度之后采用加權算術平均法進行綜合測算,將城市融入度及其三方面分項變量均處理為0～100范圍的連續(xù)值。進一步,本文從天倫之樂和孤獨鄉(xiāng)愁角度構建核心解釋變量展開隨遷老人城市融入綜合指標及其分項變量的實證分析。

本文的核心解釋變量從天倫之樂和孤獨鄉(xiāng)愁的角度進行設置。隨遷老人的天倫之樂主要來源于家庭結構及其成員特征(李濤等,2018),我們選取了表征代際關系的三個指標:(1)是否與子女同住(livew),同住為1,不同住為0;(2)是否有孫輩后代(grandc),有為1,沒有為0;(3)隨遷老人所依附的子女性別(childs),兒子為1,女兒為0。上述指標的數(shù)據(jù)來源于問卷中編碼為(100)的問題:“您本人、配偶和子女(包括在本地、老家和其他地方的,但不包括已婚分家的子女)以及與您在本戶同住的家庭其他成員共有幾口人?”以及(101)的問題:“請談談他們的基本情況”的綜合對比,并根據(jù)其他相關問題進行了一致性檢驗,確保數(shù)據(jù)可靠。從家庭陪伴的意義上,來自子女提供的日常照料和心理慰藉都會在一定程度上增加老人的幸福感。在父母的日常生活方面,子女會為父母置辦衣服等用品,能夠主動承擔父母生病時的照顧責任等,讓老人能夠感受到代際之間的關懷和溫暖(石智雷,2015)。在父母的心理福利水平方面,子女雖然平時工作很忙,但仍然能夠及時與父母溝通交流聯(lián)絡感情,緩解父母剛進入城市生活的壓力與焦慮給予他們精神支持,這在一定程度上會提高父母的心理福利水平從而增強其走出家門與周圍鄰居交往和面對城市生活困難的勇氣。父母對與子女共同相處的生活感到幸福會相應的增強他們在城市的居留意愿。另外,孫輩后代尤其是隔代撫養(yǎng)的需要又會進一步增強隨遷老人對城市的認同感和依存度,提高其城市融入程度。

孤獨鄉(xiāng)愁的指標主要從隨遷老人目前所在地與其原有生活環(huán)境的差異性和關聯(lián)性角度進行設置。一般而言,遷移的距離越遠或者范圍跨度越大,流動個體所面臨的生活環(huán)境變化相對就會越大(周穎剛等,2019)。因而,我們選取兩個指標,第一個是遷移跨度(migsp),數(shù)據(jù)取值來自問題“本次流動范圍”,省內跨市和市內跨縣視為省市內流動,賦值為0,其他選項視為跨省市流動,賦值為1。常見的遷移一般發(fā)生在省市內部,這一類型的遷移在一定程度上降低了隨遷老人遠離生活多年家鄉(xiāng)和朝夕相處親戚鄰居的不舍程度,加上同一個省市內部的氣候環(huán)境風俗習慣比較相似,隨遷老人內心不會產生太大的距離感和排斥感。相反,距離較遠的跨省市流動則會帶來語言不通,生活不適等多種融入困難,雖然當前社會科學技術發(fā)展迅速,交通工具也愈發(fā)快捷便利,父母在想念家鄉(xiāng)時可以隨時回家探望,但路途中的顛簸會給父母的身體帶來一定的負擔。因此,跨省市流動可能對隨遷老人的心理和身體產生不利影響從而降低城市融入意愿。第二個指標為思鄉(xiāng)程度(hosick)主要反映隨遷老人與戶籍地之間的關聯(lián)或者牽絆,根據(jù)受訪者對問題“您老家(指戶籍所在地) 是否有宅基地?”的回答取值,選擇“有”賦值為1,“沒有”和“不清楚”賦值為0。從身份認知和心理歸屬的角度講,戶籍地房屋和宅基地在一定程度上意味著原有生活環(huán)境及其感情扭結,尤其是對于隨遷老人而言,老家有產業(yè)更是意味著回鄉(xiāng)牽掛和羈絆的“鄉(xiāng)愁”,也較容易讓其產生疏離城市的漂泊感。

對于隨遷老人而言,除了上述變量,其個體特征和所居住的環(huán)境特征等也是影響其融入城市的重要因素。根據(jù)已有文獻的做法,我們引入一個變量集Z進行控制。包括:性別sex(男性賦值為1,女性賦值0);年齡(受訪年份減去出生年份),;受教育程度edu(小學及以下賦值為1,初中至高中賦值為2,大學?？萍耙陨腺x值為3);健康狀況heal(根據(jù)受訪者回答,從“生活不能自理”到“健康”,依次賦值1～4);婚姻狀況marri(婚姻存續(xù)且雙方均在世賦值為1,喪偶或離婚等其他情況賦值為0);戶口性質regist(非農業(yè)戶口賦值為1,農業(yè)戶口賦值為0);個人公共服務pserv(建立健康檔案賦值為1,其他賦值為0);周邊醫(yī)療條件hospit(最近醫(yī)療機構到達時間15分鐘及以內賦值為1,其他為0);家庭收入income(上一年平均月收入)等。

3.3 主要變量描述性統(tǒng)計

表2顯示了隨遷老人城市融入的測算結果,為了更清楚地對比觀察,本文以核心解釋變量為分組并行列出城市融入的描述性統(tǒng)計情況,同時繪制了不同情形下城市融入的核密度圖。

表2 隨遷老人城市融入描述性統(tǒng)計

從測算結果的直觀特征來看,全樣本隨遷老人城市融入程度并不高,相對而言,與子女同住、有孫輩后代樣本在城市的融入較好,跨省市流動隨遷老人的城市融入水平略低于省市內流動的群體,但差距并不明顯,老家有宅基地的樣本整體城市融入水平明顯高于老家沒有宅基地的群體。

圖1 全樣本及分組樣本城市融入核密度

從核密度圖所顯示的全樣本及分組樣本城市融入分布來看,隨遷老人在城市的融入情況表現(xiàn)出受家庭代際關系、遷移跨度等因素影響的差異性,在一定程度上印證了文章變量設置以及測算方法的合理性,同時也反映為隨遷老人不同群體城市融入分布的基本特征。第一,在家庭代際關系方面,與子女同住和有孫輩后代的隨遷老人城市融入的分布相對較為均勻,總體表現(xiàn)為較高的水平。值得注意的是,依附兒子的隨遷老人在城市融入方面相對于依附女兒的群體要低,與我們理解的“養(yǎng)兒防老”式傳統(tǒng)家庭觀念有所偏差,反而在一定程度上表現(xiàn)為“丈人”或者“丈母娘”的優(yōu)勢。第二,在遷移跨度和思鄉(xiāng)程度方面,盡管省市內遷移的老年人群體城市融入略高于跨省市遷移群體,但總體差距并不大;老家有宅基地的群體表現(xiàn)為較低的城市融入,整體分布相對也較為扁平,顯示為可能存在的反向影響。當然,變量之間的相關關系和具體影響我們將在下文給出更為詳細和系統(tǒng)的實證檢驗。另外,我們也給出了其他變量的描述性統(tǒng)計,見表3。

表3 主要變量描述性統(tǒng)計

4 模型設定與基準回歸結果

4.1 模型設定

本文重點從“天倫之樂”和“孤獨鄉(xiāng)愁”的角度考察隨遷老人城市融入受到的影響,由于被解釋變量城市融入及其子項變量經由模糊集理論處理為1～100之間的連續(xù)值,可以通過設定計量模型考察城市融入的影響因素及具體效應。參考已有文獻(趙春雨等,2022;錢龍、羅必良,2022)的做法,設定如下回歸模型:

(2)

其中,yi為被解釋變量,Ci為常數(shù)項,xi對應核心解釋變量,αi表示估計的主要參數(shù),Zi代表控制變量集合,εi為誤差項。

4.2 策略性處理

為了系統(tǒng)展示和立體呈現(xiàn)隨遷老人城市融入與相關因素的回歸結果,我們根據(jù)基礎模型進行策略性處理和改進。首先,由于被解釋變量呈現(xiàn)為總體和分項兩個層次,采用單層分析有可能掩蓋或遺漏變量的細分含義,因而在模型處理過程中使用總體指標與分項指標的獨立模型同步展開,通過解析被解釋變量的結構層次展現(xiàn)更加立體可靠的回歸結果;其次,考慮到除了主要解釋變量以外,許多其他因素也可能單獨對被解釋變量產生影響,同時避免忽略控制變量以外的遺漏變量而導致不恰當控制(Bad Control)的問題,我們在實證過程中采取分組引入控制變量的方法,對比分析回歸系數(shù)及其顯著性的變化,分步監(jiān)測結果的可靠性。第三,內生性問題的解決。本文的內生性問題主要來源為,一是由于主要解釋變量經由問卷回答選擇的次序化處理,可能存在人為數(shù)值轉換導致的測量偏誤;二是主要解釋變量和被解釋變量之間可能存在一定程度的相互因果關系,城市融入指標本身的構成內涵中涉及了主要解釋變量中的若干內容,可能形成內生性問題;三是數(shù)據(jù)來源主要考慮了個人層面和部分城市因素,并沒有涉及居住社區(qū)、周邊環(huán)境、城市其他公共服務等,也有遺漏重要解釋變量的可能性。對上述情況,我們需要選擇合適的工具變量(IV)估計進行對沖。工具變量的好壞取決于是否滿足主要變量內生相關性和殘差項外生無關性兩個重要條件(張文武、余泳澤,2021),因而本文選取受訪對象首次流動范圍作為工具變量,跨省市流動賦值2,省市內流動賦值1,本次之前沒有流動經歷賦值為0。相關性方面,隨遷老人的地理性遷移經歷自然地衍生出面對未來生活環(huán)境的接納和融入能力,是否有過流動經歷以及初次流動范圍勢必對目前流動情形下的城市融入構成歷史性的相關影響。與此同時,受訪者首次流動早先于目前的流動狀況,遷移的范圍更是一種隨機或者決定于更早之前因素的既定事件,滿足外生性的要求。通過上述處理,本文將給出采用最小二乘法(OLS)、經由內生轉換的工具變量(IV)二階段模型以及分項指標獨立回歸的結果展示。

4.3 實證結果分析

4.3.1 隨遷老人的綜合城市融入

表4報告了基于中國流動人口監(jiān)測數(shù)據(jù)所構造主要樣本的回歸結果,主要展示了相關解釋變量對隨遷老人綜合城市融入的影響。第(1)、(2)、(3)列分別為引入“天倫之樂”“孤獨鄉(xiāng)愁”以及全變量的OLS回歸結果,(4)、(5)、(6)列為IV-2SLS的回歸結果。

表4 隨遷老人綜合城市融入的回歸結果

表列中的結果顯示,與子女同住、有孫輩后代和子女性別這3項體現(xiàn)家庭親情關系的變量均通過了顯著性檢驗,其中,與子女同住對隨遷老人的城市融入具有正向的促進作用,顯示為家人陪伴的重要作用,相比較于跟兒子同住,跟女兒同住對隨遷老人的城市融入顯示為更加強烈的正向影響。這一發(fā)現(xiàn)與我們前面統(tǒng)計性描述的規(guī)律和分析推斷相符,說明隨遷老人的城市融入與其所依附的子女密切相關。一方面,中國的隨遷老人受傳統(tǒng)文化中“養(yǎng)兒防老”的影響,天然地將自身老年生活與子女關聯(lián)在一起,與子女同住往往能帶來較高的安全感和歸屬感;另一方面,隨著社會環(huán)境的變化,少子化所導致的“小家庭”模式已經成為現(xiàn)代生活的主流,隨遷老人進入到子女家庭必然與家庭主要成員發(fā)生聯(lián)系,一般而言,“婆媳”關系的相處難度要大于“翁婿”關系,跟隨女兒居住的隨遷老人城市融入狀態(tài)相對較高。值得注意的是,盡管孫輩后代對隨遷老人也顯示出重要性,但表現(xiàn)為輕微顯著的負向關系,與日常的認知略有偏差。在排除了方法性錯誤和數(shù)據(jù)偏差性以后,可能的解釋在于,一方面,以照料孫輩后代為主要責任的隨遷老人面臨更為單一的生活方式和作息任務,全力的投入和較為繁重的勞動量在某種程度上帶來力不從心的感受和身心倦怠的想法,在整體上表現(xiàn)為“不得不”待在城市的被動狀態(tài);另一方面,需要照料孫輩而隨遷的老人,可能意味著其子女的工作更加繁忙或者空余時間緊張,這會在一定程度上減少子女陪伴父母的時間,導致隨遷老人城市融入降低。

遷移跨度指標對隨遷老人的城市融入有著穩(wěn)健而顯著的負向影響,思鄉(xiāng)程度盡管通過了顯著性檢驗,但程度并不高(在10%水平上顯著)。無論是普通最小二乘法還是工具變量回歸,遷移跨度和思鄉(xiāng)程度的系數(shù)均為負,說明隨遷老人的“孤獨鄉(xiāng)愁”與遷移的范圍跨度、戶籍地是否有產業(yè)密切相關,顯示出客觀上的地理距離和環(huán)境改變所發(fā)揮的重要影響,跨省市遷移相對于省市內遷移更加不利于隨遷老人的城市融入。基于“老家是否有宅基地”構建的思鄉(xiāng)程度指標在OLS回歸和IV回歸中均通過了10%水平上的顯著性檢驗。我們又使用“在老家是否有承包田”進行了替代性回歸,仍然表現(xiàn)為弱顯著性,在一定程度上說明在老家是否有產業(yè)對隨遷老人的城市融入有影響但并不特別明顯。可以理解為,隨遷老人在做出遷移決策的過程中,已經考慮了流出地的產業(yè)、人際關系等的影響,因而在流入地居住的狀態(tài)更多地取決于生活環(huán)境的變化程度和差異性,也就是在“孤獨鄉(xiāng)愁”方面更多地表現(xiàn)為遷移跨度的顯著影響。

此外,回歸中相當多的控制變量均通過了顯著性檢驗,表現(xiàn)為對隨遷老人城市融入正面或負向的影響。隨遷老人個體特征中,受教育程度的系數(shù)為負且通過了穩(wěn)健性檢驗,體現(xiàn)為城市融入和受教育水平的反向關系。雖然可能會有讀者會感覺不符合常理,但實際上恰好反映了老人隨遷的現(xiàn)實,受教育程度越高的老人群體往往不會選擇與兒女同住或者照料孫輩后代,更傾向于選擇更加符合自我獨立的生活方式,隨遷老人中受教育程度越高反而顯示為較低的城市融入。其他變量的系數(shù)顯示為,個人健康程度越好、家庭收入越高,越有利于城市融入;在同等條件下,獨身狀態(tài)的隨遷老人更易于融入城市,來自于農村的隨遷老人相比較于來自城市的群體城市融入水平更高;另外,居住周圍的醫(yī)療條件也是具有正向促進作用的重要因素,到達最近醫(yī)療結構所需的時間越短,隨遷老人城市融入的表現(xiàn)越好。盡管在系數(shù)符號上表現(xiàn)為女性隨遷老人具有較好的城市融入狀態(tài),但可惜的是顯著性不足,同樣沒有通過顯著性檢驗的還有個人公共服務,也即建立健康檔案與否并沒有顯示出對隨遷老人的城市融入有確切影響。

4.3.2 隨遷老人城市融合的分項領域

為了更立體地呈現(xiàn)核心解釋變量在隨遷老人城市融入中的細分影響,將社會參與、心理認同和居留意愿分別列為獨立因變量再次進行回歸,表5展示了主要回歸結果。從表列結果顯示的系數(shù)及其顯著性上來看,核心解釋變量對城市融入的影響并沒有顯示出與表4中有特別大的區(qū)別。不同的是,對比分項領域來看,隨遷老人城市融入所側重的關注點對相關因素的依賴性有所差異。具體來說,與子女同住更加顯著地對心理認同和居留意愿產生正向影響,而社會參與方面受到的影響較小;孫輩后代的存在對隨遷老人的社會參與的抑制性影響更大,其次是居留意愿,對心理認同的影響最輕;同住子女的性別更多地體現(xiàn)在居留意愿方面,對社會參與和心理認同的影響相對較低;跨省市遷移更多地對隨遷老人的社會參與、居留意愿產生負面作用,對心理認同的抑制較弱。分項領域的回歸結果展示了更為細致的影響表現(xiàn),隨遷老人城市融入的多層次及其所受不同因素作用的差異易于讓相關社會現(xiàn)象得到更有啟發(fā)性的認知和理解。

表5 隨遷老人城市融入分項領域的回歸結果

4.3.3 穩(wěn)健性檢驗

在模型的穩(wěn)健性方面,基礎回歸過程中除了引入工具變量法處理了可能存在的內生性以外,還采用了分層次獨立引入核心變量的方法進行檢驗。從表4和表5顯示的結果來對比來看,IV-2SLS的回歸結果并沒有推翻OLS回歸得到的基本結論,只是在個別變量的顯著性和系數(shù)大小上有所調整。一般意義上表現(xiàn)為普通最小二乘法的回歸可能造成變量系數(shù)被低估,工具變量的加入可以較好地進行糾偏。通過將核心解釋變量分層次引入,并結合IV回歸進行系數(shù)對標和顯著性糾偏,結果之間并沒有太多差異并且呈現(xiàn)出相互佐證的統(tǒng)計關系,在一定程度上顯示了基礎回歸的穩(wěn)健性。與此同時,由于綜合城市融入指標是根據(jù)模糊集理論構建的復合型變量,只對單一被解釋變量做回歸可能無法排除測算上的誤差與不可靠性,表5中城市融入分領域的結果在一定程度上解決了上述問題,通過各變量系數(shù)和顯著性的對比分析,在得到多層次發(fā)現(xiàn)的同時也間接驗證了回歸結果的穩(wěn)健性。另外,我們還采用調整變量、樣本等方面進行了穩(wěn)健性檢驗,實證結果與基礎回歸分析基本一致。在變量方面,我們采用因子分析法替代模糊集理論進行重新測算,并將測算后的變量再次進行回歸,除了系數(shù)值大小等的差別以外,所顯示出的正負向關系及顯著性變動不大。在調整樣本方面,我們將受訪群體按照非農業(yè)戶口和農業(yè)戶口、東部地區(qū)和中西部地區(qū)進行了拆分后的回歸,得到的回歸結果與基礎回歸結果沒有實質性的差異。通過上述檢驗,基本上證明了本文實證模型及結果具有較強的穩(wěn)健性。值得一提的是,在分樣本穩(wěn)健性檢驗的回歸過程中,我們還發(fā)現(xiàn)了一些有意思的現(xiàn)象(表6為分樣本回歸結果)。相比較于農業(yè)戶口,非農業(yè)戶口隨遷老人的城市融入更依賴于“天倫之樂”的因素,尤其是和子女同住、孫輩后代的情形下表現(xiàn)特別突出,而農業(yè)戶口的隨遷老人則更加受到“孤獨鄉(xiāng)愁”的影響。從分地區(qū)樣本來看,東部地區(qū)的隨遷老人受子女同住、孫輩后代等的影響更大,遷移跨度則影響較輕,中西部地區(qū)恰好相反。結合基礎回歸和穩(wěn)健性檢驗所顯示的結果,“天倫之樂”和“孤獨鄉(xiāng)愁”作用于隨遷老人城市融入的路徑可能不僅僅是“由此及彼”這么直接,我們接下來嘗試進行中間機制的擴展分析。

表6 分樣本穩(wěn)健性檢驗回歸結果

5 中間機制的擴展分析

通過基準回歸和穩(wěn)健性檢驗,隨遷老人的城市融入體現(xiàn)了不同因素影響下的差異性特征以及相關關系。從傳導路徑的理解,無論是“天倫之樂”還是“孤獨鄉(xiāng)愁”,都是直接影響于隨遷老人自身而非城市融入,如何解釋在不同地區(qū)和樣本分組的解釋變量作用于城市融入及其分項領域的差異性表現(xiàn)和中間機制?我們認為,隨遷的老人的城市融入可以視作身份轉換的過程,真正意義上實現(xiàn)地理遷移后的融入,既取決于是否愿意被融入主觀能動性,又與城市對外來人口的治理模式及其所創(chuàng)造的接納態(tài)度和能力密切相關,也可以將其稱為城市包容機制,隨遷老人的城市融入所依賴的“天倫之樂”和“孤獨鄉(xiāng)愁”最終通過城市包容機制得到強化和實現(xiàn)。一方面,隨遷老人具有城市融入的主觀能動性,無論是家人的陪伴還是遠離故鄉(xiāng)后的環(huán)境改變,都會經由城市包容機制完成融入新環(huán)境的最終過程;另一方面,城市包容進一步構成了對接主觀能動性的外部氛圍,與隨遷老人的家庭境遇和適應能力共同發(fā)揮作用。為了進一步驗證中間機制的作用,需要引入體現(xiàn)城市包容的變量進行檢驗。本文城市融入指標構建的過程中主要以隨遷老人樣本的數(shù)據(jù)為基準,而城市包容機制則應該采用全社會樣本數(shù)據(jù)構建相關指標,綜合考慮了城市基礎設施、公共服務供給、就業(yè)崗位提供、居民公共服務獲取等城市包容性。參考陳建軍(2015),李葉妍、王銳(2017)等文獻的思路和方法,我們采用2017年CDMS流動人口全樣本數(shù)據(jù)構建城市包容度(inclus),與隨遷老人樣本進行匹配后作為中間機制變量。通過引入城市包容機制指標,并與核心解釋變量組成交叉項,比較受訪樣本在社會參與不同的情況下主要解釋變量的影響是否存在差異,城市包容機制較低時,隨遷老人在同等條件下應該表現(xiàn)為對“天倫之樂”和“孤獨鄉(xiāng)愁”更高的依賴性。也即是說,引入城市包容度交叉項后,主要解釋變量的影響會明顯增強。表7給出了相關的回歸結果,重點展示城市包容機制變量及其交叉項的結果。

表7 引入城市包容機制的回歸結果

表7顯示,調整后的回歸結果中核心解釋變量的系數(shù)及顯著性與基準回歸相比并沒有發(fā)生明顯的變化,社會參與變量則顯著地促進了隨遷老人綜合城市融入及分項領域,顯示了這一機制的有效性。與此同時,從社會參與和主要解釋變量的交叉項的回歸系數(shù)對比來看,“天倫之樂”和“孤獨鄉(xiāng)愁”在發(fā)揮作用的過程中明確傳遞了對城市包容機制的依賴,更高水平的城市包容可以有效地緩解負面效應的作用程度,放大正向效應。誠然,隨遷老人的城市融入也可能受到城市其他等外部環(huán)境的引致性影響,但我們認為基于社會治理和發(fā)展模式的城市包容機制對流動人口的融入及身份轉換發(fā)揮著更加重要的作用(池上新,2021)。在強調城鄉(xiāng)協(xié)調發(fā)展和加快轉移人口市民化的大趨勢下,相關的研究需要更加細致和詳實的工作。

6 結論與啟示

在老齡化和少子化日趨嚴峻及其影響廣泛滲透的情形下,中國社會的代際流動和家庭撫養(yǎng)逐漸表現(xiàn)出新的特征,隨遷老人已經和正在成為普遍而又特殊的重要群體。本文選取中國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)從個人層面展開基于大樣本調查的經驗研究,從“天倫之樂”和“孤獨鄉(xiāng)愁”雙重視角對隨遷老人城市融入的影響因素及其中間機制進行了實證檢驗。在群體篩選和樣本匹配的基礎上,我們采用模糊集理論構建了隨遷老人城市融入的多層次指標體系,并通過OLS回歸、工具變量估計以及穩(wěn)健性檢驗等進行了回歸分析。結果表明,與子女同住、孫輩后代和子女性別等體現(xiàn)家庭親情關系的“天倫之樂”變量均表現(xiàn)出對隨遷老人城市融入的顯著影響。其中,與子女同住顯示為正向的促進作用,相比較于跟兒子同住,跟女兒同住具有更加強烈的正向影響;孫輩后代對隨遷老人的城市融入也具有明顯的相關性,但表現(xiàn)為輕微顯著的負向關系,與日常的認知略有偏差。遷移跨度和思鄉(xiāng)程度的系數(shù)均為負,說明隨遷老人的“孤獨鄉(xiāng)愁”與遷移的范圍跨度、老家是否有產業(yè)密切相關,顯示出客觀上的地理距離和環(huán)境改變所發(fā)揮的重要影響,跨省市遷移相對于省市內遷移更加不利于隨遷老人的城市融入,上述結果在控制了內生性、變量測算偏差以及樣本分組異質性后仍然具有相當程度的穩(wěn)健性。本文進一步發(fā)現(xiàn),隨遷老人城市融入所依賴的“天倫之樂”和“孤獨鄉(xiāng)愁”會通過城市包容機制得到強化和實現(xiàn),更高水平的城市包容可以有效地緩解負面效應的作用程度,顯著提升正向效應。

在我國即將開啟的全面建設社會主義現(xiàn)代化國家新征程中,人口老齡化不斷加劇將是基本國情,老齡人口以及老齡社會的服務治理將是未來相當長時期內的重要任務。黨的十八大以來,習近平總書記多次強調要妥善解決人口老齡化帶來的社會問題,作為重要的老年群體,隨遷老人的城市融入及其所蘊含的治理導向具有積極時代意義。黨的二十大報告也對實施積極應對人口老齡化戰(zhàn)略做出了專門部署,強調要圍繞老人養(yǎng)老服務、社會治理等做出更多創(chuàng)新性、包容性的制度安排。在此背景下,本文的研究結論和發(fā)現(xiàn)具有豐富的政策內涵:第一,充分認識理解中國社會人口流動表現(xiàn)出的家庭式尤其是父母隨遷的新趨勢和新現(xiàn)象,從積極應對人口老齡化切入,在新型城鎮(zhèn)化過程中關注隨遷老人群體給城市治理帶來的新挑戰(zhàn),城鎮(zhèn)管理與社會治理的相關政策應該朝向更加細化和精準的層次跟進,由聚焦于群體的公共政策向對接于家庭或個人的制度設計轉變,切實解決大規(guī)模跨區(qū)域家庭人口遷移面臨的實際問題;第二,考慮隨遷老人在城鎮(zhèn)化和轉移人口市民化過程中的特殊性,政府應該制定實施對接于家庭式隨遷老人的社區(qū)管理、醫(yī)療服務、社會保障等方面的公共服務,在改善老齡化社會治理環(huán)境的同時為更多的青壯年流動人口解決“后顧之憂”,從家庭整體延續(xù)的角度提高人民幸福感,通過解決隨遷老人的融入問題減輕青壯年群體的生活壓力,助推提升生育意愿和生育率;第三,從更廣闊的角度,著眼于隨遷老人的政策支持需要戰(zhàn)略性的系統(tǒng)構建,既要聚焦于短期內隨遷老人的城市融入的困境,同時也要考慮到中國人口結構老齡化少子化的未來趨勢對家庭和社會帶來的長期沖擊。