馬洪旭 李放

(南京農業(yè)大學 公共管理學院，江蘇 南京 210095)

1 引言

21世紀以來，中國人口結構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，占總人口的比例為18.1%②數(shù)據(jù)來源：《2019年民政事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報》。，比2000年的10.2%提高7.9個百分點。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變、社會托幼服務不足、生育成本激增等社會現(xiàn)實因素制約，依然無法扭轉生育意愿持續(xù)低迷的態(tài)勢[1]。在老齡化和少子化背景下，如何應對“一老一小”問題，實現(xiàn)“老有所養(yǎng)、幼有所育”已然成了民生改善的重點和難點。黨的十九屆五中全會強調了健全“一老一小”基本公共服務制度體系的必要性。從中國目前的現(xiàn)實看，養(yǎng)老和托幼的雙重壓力主要還是由家庭承擔。特別是在農村，緊密的家庭代際居住關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，深入了解和把握農村代際居住關系轉變及內部機制，有助于切實發(fā)揮家庭在“一老一小”服務保障中的基礎性作用。

現(xiàn)有對代際居住關系相關問題的研究，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，各個學者在研究中對代際居住關系的劃分標準并不一致，主要分為按居住地點劃分（院居還是家居）[2]、按居住結構劃分[3][4]、按居住結構和居住距離綜合劃分[5]三種。在影響因素方面，發(fā)達國家的研究發(fā)現(xiàn)，親屬資源、個人收入、自理能力都會影響其是否擴大家庭規(guī)模的決定[6][7]。國內研究發(fā)現(xiàn)，是否獨生子女、住房條件、經濟收入、子女數(shù)量、社會保障制度、思想觀念等宏微觀因素都被證實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)達國家，老年人與子女同吃同住被認為是貧困所致，即代際同住家庭的貧困率更高[11]。如若老年人獨立居住，可以減少其家務勞動壓力[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戶的家庭單位。相比來看，不分戶不分居反而是被證實有利于中老年人的居住結構[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濟支持的概率，但極易使父母滋生孤獨感和被遺棄感，從而增加親代發(fā)生精神和健康疾病的可能[15]。也有學者在依據(jù)家庭結構劃分居住方式的基礎上，研究發(fā)現(xiàn)獨立居住和三代同住家庭的老年人幸福感較強，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?，在農村基本養(yǎng)老服務供給不足的情況下，代際居住關系依然是影響甚至決定農村老年人精神健康的重要因素。

總的來看，既有文獻對代際居住關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制，但從子代視角研究代際居住關系同樣重要。首先，隨著倫理基礎“上位”向“下位”轉向，家庭決策地位和家庭資源分配地位兩級反轉使得子代逐漸成為家庭代際居住關系的主導力量。據(jù)中國健康與養(yǎng)老追蹤調查數(shù)據(jù)顯示，僅有32%左右的老年人居住偏好能得以實現(xiàn)[17]，并且，隨著子女贍養(yǎng)的責任倫理向經濟理性轉變，子女養(yǎng)老內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)實意義。其次，面對勞動力市場競爭加劇、社會托幼服務不足、生育成本的激增等社會現(xiàn)實對農村子代家庭發(fā)展能力的沖擊，親代對子代的隔代撫養(yǎng)責任不斷強化，隔代照料周期也從幼兒階段向未成年階段擴大，隔代照料已經成為影響代際關系的重要因素，非常有必要從隔代照料視角去分析子代家庭規(guī)模、年齡結構對代際居住關系的影響效應。另外，現(xiàn)有研究普遍將農村家庭視為一個同質化的整體。事實上，由于我國東部、中部和西部社會基礎不同，農村家庭結構、代際關系存在明顯的區(qū)域差異[18]，對代際居住關系的研究也應該考慮這一差異因素。

基于以上分析，本文基于2015年中國綜合社會調查（CGSS）數(shù)據(jù)，運用Logit模型和調節(jié)效應檢驗模型，從隔代照料視角研究農村代際居住關系，試圖回答以下問題：第一，子代家庭結構（家庭規(guī)模結構和年齡結構）是否會影響子代與親代的居住關系？第二，如果存在影響效應，親代經濟獨立是否會強化子代家庭結構對其與親代居住關系的影響？第三，子代家庭結構對其與親代居住關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)來源與研究設計、實證結果與分析、進一步研究、結論與討論。

2 理論分析與研究假說

家庭現(xiàn)代化理論認為，隨著現(xiàn)代化進程的推進，以家庭為單位的小農經濟將會被商品經濟替代，傳統(tǒng)的大家庭結構逐漸被核心家庭取代，與之伴隨的是“共居、同灶、共財”的傳統(tǒng)代際居住關系的解體。但是，因對家庭結構變動認知的偏差，單純以“分居、分灶、分財”去解釋農村代際居住關系是有失偏頗的。費孝通教授曾針對家庭結構變動與贍養(yǎng)模式之間的關系進行過論證，揭示了傳統(tǒng)家庭結構逐步核心化和小型化的現(xiàn)象[19]。但是，進入21世紀以來，家庭核心化趨勢并沒有進一步強化。特別是在農村，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)，農村地區(qū)的三代共居家庭占比35.98%，遠高于占比21.68%的三代擴展家庭[22]。陶自祥研究發(fā)現(xiàn)，全國各地農村呈現(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、時期和隊列效應模型對中國營養(yǎng)追蹤調查數(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構變遷的相關研究，不難窺見農村代際居住關系轉變的復雜性以及代際居住關系轉變與家庭功能發(fā)揮的關聯(lián)性。

根據(jù)王躍生等人的研究，農村核心家庭結構比例不僅沒有像西方現(xiàn)代化家庭理論預測的那樣持續(xù)攀升[25]。農村三代直系家庭的延續(xù)是兩方面“力”共同作用的結果：一方面， 在私人領域，家庭再生產方式和現(xiàn)代化觀念的轉變形成了家庭核心化、小型化的“推力”。另一方面，在公共領域，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構直系化的“拉力”。在這種推拉力作用下，農村三代直系家庭表現(xiàn)出與傳統(tǒng)三代直系家庭的本質差別：一是，表現(xiàn)為“共居、共灶、共財”中財權的獨立，子女通過務工形式獲得經濟收入，父母通過務農獲得經濟來源，這也形成了農村“半工半耕式家計模式”[26]。二是，在人口流動不斷加劇的背景下，農村新三代直系家庭的時空分離現(xiàn)象嚴重。部分子代婚后迫于生活壓力外出務工，在居住關系上與親代存在“名義”上的共居模式。事實上，代際之際“共居、共灶”的時間非常有限。三是，由于倫理基礎由“上位優(yōu)先”向“下位優(yōu)先”的轉向[27]，家庭資源分配地位出現(xiàn)了兩級反轉。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，同時父母還要承擔照看孫輩、家務勞作的壓力，凸顯了農村新三代家庭結構下代際關系失衡和“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施的背景下，結合三代直系家庭的形成特點，可以得出農村子代婚后不會選擇長期與親代同吃同住，但子代結婚生子后可能會通過調整代際之間的居住關系來獲得隔代照料等代際支持。以下將對此進行分析并提出待檢驗假說：

在不考慮子代家庭年齡結構的情況下，孩子數(shù)量改變了子代家庭的規(guī)模結構，除照料失能父母等特殊情況下，作為理性經濟人的子代可能在婚后基于住房居住空間、代際生活差異、經濟壓力、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準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構下（孩子未成年和成年兩階段下）的代際居住關系差異：（1）在托幼方面，與子女養(yǎng)老責任弱化不同的是，隔代撫養(yǎng)責任已然成為影響農村子代家庭發(fā)展能力的重要因素[28]。隨著子代逐漸將照料孩子內化為父母責任[29]，農村分戶不分居下的“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，農村子代會通過調整與親代的居住關系來獲得隔代照料嗎？隨著農村留守兒童現(xiàn)象的出現(xiàn)，農村隔代核心家庭（只有老年人和其孫子女）引發(fā)普遍關注，隔代撫養(yǎng)責任的實現(xiàn)與緊密代際居住關系的分離一定程度沖擊了我們對隔代照料下代際居住關系的認知。事實上，農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，隔代家庭占比也會進一步縮小?；诖耍疚恼J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，代際居住關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?shù)母舸樟蠒夏耆司窠】诞a生積極的影響[32]。然而，當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)老的責任倫理逐漸被經濟理性所取代，農村子女養(yǎng)老內容呈現(xiàn)出物質化和指標化特征[33]，削弱了子女養(yǎng)老對緊密代際居住關系的依賴度。加之，孩子成年后不斷加大的教育、就業(yè)等方面的經濟投入，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假說：

假說1：子代家庭規(guī)模結構擴大會“擠出”親代的居住空間，子代家庭年齡結構對其與親代居住關系的影響存在兩階段效應：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系，在子代孩子成年后，子代與親代形成緊密型居住關系的概率明顯降低。

基于假說1，在農村，子女婚后為獲得更為獨立的生活空間，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]，這也擴大了代際之際的居住距離，降低了經濟獨立父母與子女同住的可能性。經濟獨立雖然在一定程度上增加了父母獨立生活的能力，但基于責任倫理、“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，經濟獨立的父母更傾向于追求自我價值的實現(xiàn)，這也會給隔代照料帶來一定程度的加持效應，并進而影響基于隔代照料的代際居住關系調整。據(jù)此，文章提出以下假說：

假說2：親代經濟獨立能夠強化代際居住關系中子代家庭結構的影響效應。

談及隔代照料視角下子代家庭結構對代際居住關系的影響，就不得不考慮各個地區(qū)不同經濟水平、社會基礎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)，經濟基礎好，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)固的家庭居住關系和結構，代際居住時空分離現(xiàn)象在西部地區(qū)更為嚴重。孩子個數(shù)、文化程度、家庭收入等都影響了農民的外出務工傾向[37]。據(jù)此，西部地區(qū)農村存在的隔代照料行為對緊密型代際居住關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)模結構方面看，東部地區(qū)經濟發(fā)達，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：子代家庭結構（規(guī)模結構、年齡結構）對代際居住關系的影響效應存在明顯的區(qū)域差異，中部地區(qū)影響效應最大，其次是東部地區(qū)，再次是西部地區(qū)。

3 數(shù)據(jù)來源與研究設計

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文使用的是2015年的中國綜合社會調查（CGSS）數(shù)據(jù)。該調查采用的是多階段隨機抽樣，調查樣本覆蓋中國內地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)性的大型社會調查項目。2015年CGSS調查項目覆蓋全國28個省、直轄市、自治區(qū)的478村居，經統(tǒng)計，共完成有效問卷10968份。2015年CGSS項目相比前幾期，在核心模塊基礎上，還加入了2005年經濟態(tài)度和行為評價的10年回顧模塊、東亞社會調查的工作模塊、國際調查合作計劃的工作模塊、能源模塊和法制模塊，CGSS調查問卷的全面性和準確性進一步提升，CGSS數(shù)據(jù)也被更加廣泛的應用于學術研究。

本文研究對象為父母健在或父母一方健在的已婚農村子女，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 變量設定與賦值

為了強化因變量對代際居住關系的體現(xiàn)能力，這里通過“共居”、“共灶”兩個維度將代際居住關系劃分為兩種類別。在農村，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住？”問題的四個選項劃分為居住關系上的四種情況，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構下代際間緊密的居住關系，可視為緊密型代際居住關系?？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構，這里將這一情況劃為緊密型代際居住關系。代際間不同吃同住情況在農村比較罕見，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系。綜上，本文將子代婚后對與親代的居住關系綜合為兩種類型：一是緊密型代際居住關系，賦值為“1”；二是非緊密型代際居住關系，賦值為“0”。

核心關注自變量為子代家庭結構（家庭規(guī)模結構和家庭年齡結構）。以子代家庭孩子數(shù)量為家庭規(guī)模結構變量，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，設為“0”；生有—子為獨生子女家庭，設為“1”；生有二子為二胎家庭，設為“2”；有超過兩個孩子為多子家庭，設為“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構的反映。根據(jù)問題“請問您有幾個18歲以下未成年子女？”設置未成年孩子變量，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行分別回歸。

除了核心自變量，本文還選取了親代經濟、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)計見表1。

表1 變量的定義、賦值及簡單描述性統(tǒng)計

3.3 模型構建

3.3.1 基準模型

基于因變量的設定，這里選用二分類Logit模型作為基準模型。Logit回歸是一種概率性非線性回歸，被廣泛應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，代表子代家庭結構變量。β1為核心變量的系數(shù)，同時，xi是控制變量，β0為常數(shù)項。

3.3.2 調節(jié)效應檢驗模型

為進一步考察親代經濟獨立在子代家庭結構對代際居住關系影響中的調節(jié)作用，本文在基準模型基礎上，構建調節(jié)效應檢驗模型，如下所示：

式中，po-eco為親代經濟變量（是否經濟獨立），childpo-eco則為核心自變量與親代經濟變量（經濟獨立=1）的交互項，β3為交互項系數(shù)。

4 實證結果與分析

4.1 子代家庭規(guī)模結構與代際居住關系

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系的影響，結果顯示，在不考慮孩子年齡的情況下，孩子數(shù)量對代際居住關系的影響為顯著負向作用，孩子數(shù)量的邊際效應為0.016，在1%的統(tǒng)計水平上顯著，即是說，孩子數(shù)每多一個，緊密型代際居住關系的概率將會降低1.6個百分點?？梢?，家庭規(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慣差異的排斥作用，還包括子女迫于經濟、生活壓力下的無奈選擇。

模型（1-1）進一步驗證了子代不同家庭規(guī)模結構下的代際居住關系，結果顯示，相比無子家庭，二胎或多子的子代對其與親代的居住關系存在顯著負向影響，邊際效應分別為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系的概率相比無子家庭低8.9個百分點和11.2個百分點。這說明，二胎政策背景下，家庭規(guī)模擴大會進一步解構較為緊密的代際居住關系，農村獨居老人的比例還會進一步增加，具體輸出結果如表2中（1-1）部分。

表2 基礎模型的估計結果

控制變量結果顯示，親代經濟對子代與親代的代際居住關系具有顯著且負向影響。這其中暗含著子女代際支持逐步物質化的趨勢和子女贍養(yǎng)對親情陪伴的忽視。這也與其他學者針對父母視角的研究結論相對應：經濟收入越高、經濟越穩(wěn)定和對經濟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，當子女存在孩子照料需求時，父母經濟獨立是否會強化子女對代際居住關系的安排？對父母經濟的調節(jié)作用有待后文進一步求證。此外，回歸結果還顯示，被調查者配偶的戶籍性質（農村戶籍還是城鎮(zhèn)戶籍）對子女與父母代際居住關系的選擇同樣有顯著負向影響。也就是說，被調查者配偶是農村戶籍的，不利于緊密型代際居住關系的形成。原因可能是，夫妻二人均為農村戶籍，經濟來源不僅局限而且收入不高，為了生計，夫妻大多傾向于一方或雙方外出務工，因此，選擇與父母分開居住可使他們獲得更大自由度；只有當經濟能力達到一定水平時，子女才愿意花時間陪伴父母或接父母同吃住。收入變量的回歸結果恰好驗證了這一判斷，即：子女收入越高，越傾向于選擇緊密型代際居住關系。年齡變量結果顯示，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系。此外，回歸結果還表明，父親或母親的受教育程度以及被調查者的性別和健康狀況等，對子女代際居住關系選擇均無統(tǒng)計水平上的顯著影響。

4.2 子代家庭年齡結構與代際居住關系

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

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系的影響。結果顯示，成年孩子數(shù)量對代際居住關系存在顯著負向影響，變量邊際效應為0.021，在1%的統(tǒng)計水平上顯著。一般地，子代孩子成年后，因學習、參軍和工作等會脫離原生家庭，此時，子代（被調查者）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系應變得愈益緊密，然而，事實并非如此。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歲組回歸結果支持了這一結論，故假說1成立。

表3 基準模型的估計結果

4.3 穩(wěn)健性檢驗

考慮到變量之間可能存在的內生性問題，本文使用工具變量法對模型進行穩(wěn)健性檢驗。內生性即模型中的一個或多個解釋變量與隨機擾動項相關。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生性產生的主要原因。目前，學者多以工具變量法對模型進行穩(wěn)健性檢驗。這里借鑒袁微[39]等人的二值選擇模型的內生性檢驗思路，選擇性開放態(tài)度作為子代家庭結構的工具變量，來處理模型的內生性問題。性開放態(tài)度的衡量對應問卷中“您認為以下性行為（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)度對代際居住關系的影響也是通過子代孩子來傳遞的，與代際居住關系并無直接且顯著的相關關系。經過以上驗，模型輸出結果依然較為穩(wěn)健，研究結論具有一定的可靠性。由于篇幅有限，研究結果未羅列。

5 進一步研究

5.1 親代經濟的調節(jié)效應檢驗

子代家庭結構對代際居住關系的影響，是否會受到父母經濟獨立的調節(jié)？如果父母經濟獨立能夠弱化家庭規(guī)模結構、年齡結構對其與親代居住關系的影響，便可說明經濟情況對父母在家庭決策中的獨立意識具有強化作用，是順應當下積極老齡化發(fā)展趨勢的。如果親代經濟獨立能夠強化影響效應，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，文章進一步進行親代經濟的調節(jié)效應檢驗。檢驗結果如表4所示。

表4 調節(jié)效應檢驗結果顯示，親代經濟與四個核心自變量的交互項均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，存在強化效應，即父母經濟獨立一定程度強化了孩子數(shù)量、年齡對代際居住關系的影響，假說2成立。對此可以解釋為，一方面，在父母的經濟獨立的基礎上，代際之間較為緊密的居住關系，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了父母在代際居住關系方面順應子女需求的特點。另一方面，當孩子成年后，隔代照料需求基本消失，父母的經濟獨立一定程度上降低了子代選擇代際分居的壓力。

表4 調節(jié)效應檢驗模型回歸結果

5.2 區(qū)域差異

這里依據(jù)經濟帶將為我國區(qū)域劃分為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)，分樣本回歸結果如表5所示。結果顯示，子代未成年孩子變量的邊際效應在東部、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)量對代際居住關系的影響存在統(tǒng)計層面的顯著負向意義。對此，可以解釋為，西部地區(qū)農村的經濟發(fā)展水平較低，子代就近就業(yè)無法獲得穩(wěn)定的經濟來源，就促成了從農村到城市、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、婚配經濟投入一定程度強化了西部地區(qū)人口流動的趨向，進而形成了代際居住關系的長期分離。此外，分樣本回歸并未改變核心自變量與因變量之間的關系，一定程度驗證了本文結論具有一定的穩(wěn)健性。

表5 分樣本回歸結果

6 結論與討論

本文借助2015年中國綜合社會調查（CGSS）數(shù)據(jù)，從隔代照料視角分析并研究了農村子代家庭規(guī)模、年齡結構對其與親代居住關系的影響。結果表明：（1）擁有孩子數(shù)量越多的子代與親代保持緊密型居住關系的概率明顯下降，如若以孩子數(shù)劃分家庭類型進行回歸，二胎或多子子代家庭與親代形成緊密型居住關系的概率相比無子家庭低。子代家庭年齡結構變量回歸結果顯示，擁有未成年孩子的子代傾向于與親代形成緊密型居住關系；當孩子成年后，緊密型代際居住關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）調節(jié)效應檢驗結果顯示，親代經濟獨立強化了子代家庭結構對其與親代居住關系的影響。積極老齡化背景下，父母經濟獨立是老年人獨立意識增強的重要保障。但是，隨著越來越多父母將隔代照料內化為自我責任，“子女需求為中心”的代際居住安排也自然被大多數(shù)老年人接受和認同。（3）農村子代未成年孩子的邊際效應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)計水平上顯著。即是說，中部地區(qū)農村子代未成年孩子及其數(shù)量對其與親代居住關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)。這一結論是家庭結構、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。

基于子代家庭結構的農村代際居住關系的研究，可以窺見農村三代直系家庭的延續(xù)是根據(jù)現(xiàn)階段農村托幼、養(yǎng)老等社會現(xiàn)實形成的適應性家庭結構，是家庭功能與現(xiàn)代社會現(xiàn)實博弈的結果，具有臨時性特征，也是家庭實用主義的體現(xiàn)。同時，研究結論揭示了，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，農村托幼的社會支持不足，子代通過轉換代際居住關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構下子代與親代居住關系的差異，揭示了農村家庭養(yǎng)老功能的發(fā)揮逐漸擺脫了對緊密型代際居住關系依賴的養(yǎng)老事實，獨居老人呈增多趨勢，結論符合農村子女養(yǎng)老從責任倫理向經濟理性轉變的趨向。文章認為：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，應嘗試將隔代照料納入托幼服務體系建設之內，推動隔代照料的職業(yè)化、薪酬化，積極順應隔代照料在形式、內容、強度和周期上出現(xiàn)的新改變。同時，為了提高二胎政策的實施效果和隔代照料服務的針對性、實用性，一方面，應該考慮東部、中部、西部區(qū)域的代際居住關系現(xiàn)實，分類制定符合各地區(qū)實際的社會支持政策，另一方面，積極借助社區(qū)、政府和市場的力量，分類培訓、提高中老年人的托幼、照料專業(yè)能力和素養(yǎng)。其次，應將農村婦女、進程務工人員納入到生育保險制度之內，保障已婚婦女的合法權益和勞動再生產的正常進行。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現(xiàn)，但是高強度的隔代照料以及代際之間較長的分居不利于農村老年人的身心健康。對此，應該制定隔代照料相關的法律規(guī)定來限制和減少子代對親代的“過度剝削”，保障老年人合法權益。同時，面對不斷增加的農村獨居老年人口，應該持續(xù)推進社區(qū)養(yǎng)老、互助養(yǎng)老模式的構建，健全居家養(yǎng)老為主的多元化養(yǎng)老服務體系，滿足農村獨居中老年人不斷增加的養(yǎng)老服務需求。

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年中國綜合社會調查單期截面數(shù)據(jù)，對代際居住關系變化趨勢或規(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驗化。雖然隔代照料已不僅僅局限于孫輩幼兒階段，但是是否擴大至未成年階段有待日后通過更加詳實的資料和數(shù)據(jù)加以證明和確定。