王 萍，同 嬋，何姣姣，李逸明

1.西安科技大學管理學院，陜西 710054；2.北部戰(zhàn)區(qū)總醫(yī)院

隨著深入推進新型城鎮(zhèn)化建設，我國人口流動日益增加，家庭成員外出與家庭不完整狀態(tài)多樣化已成為一種客觀事實[1]，農(nóng)村常住老年人口比例逐漸上升，農(nóng)村家庭結構隨社會變革及轉型的發(fā)生呈現(xiàn)出多樣性和復雜性[2]。當前，我國老齡化問題極其嚴峻，農(nóng)村老年人家庭結構變動通過影響家庭養(yǎng)老進而對我國積極應對老齡化構成挑戰(zhàn)。傳統(tǒng)的家庭是基本的生活及經(jīng)濟單位且具有生產(chǎn)功能，因此，生產(chǎn)方式的不斷變革使得農(nóng)村家庭結構處于變動中[3]。3 次人口普查數(shù)據(jù)顯示，1982 年—2010 年我國農(nóng)村老年人家庭結構呈標準核心家庭下降、三代直系家庭上升、隔代等不完整家庭類型增多，同時老年人獨居呈大幅度上升趨勢[4]。簡言之，農(nóng)村家庭結構在不完整性增加的同時呈現(xiàn)規(guī)模進一步縮小、代際間居住分離的趨勢，這對長期以來我國農(nóng)村老年人賴以保障的家庭養(yǎng)老方式構成沖擊。然而已有的大多數(shù)關于農(nóng)村家庭結構變動的研究較少從微觀層面考察其影響因素，其多是從時代變遷角度考慮家庭結構變動及其影響因素[5]，或是從某一時間節(jié)點出發(fā)而并未考慮縱向變動[6]。因此，本研究重點考慮以家庭養(yǎng)老為主流的農(nóng)村地區(qū)的老年人家庭結構變動的影響因素，主要從老年人個體特征、子女個體特征及老年人與子女的雙向代際支持3 個方面考察其對農(nóng)村老年人家庭結構變動的影響。

1 研究設計

1.1 文獻回顧 隨著城鎮(zhèn)化和老齡化進程的加快，農(nóng)村地區(qū)勞動力外流使得老年人傳統(tǒng)的家庭結構發(fā)生變化。老年人的年齡、婚姻狀況、經(jīng)濟狀況及日常生活自理能力都會對其家庭結構產(chǎn)生影響。有學者研究發(fā)現(xiàn)，65 歲及以上的老年人主要生活在夫婦家戶和家庭、三代直系家戶和家庭以及單人家戶中[2]。還有研究表明，老年人在喪偶后的家庭結構受子代和自主權影響，親子間需求越小、家庭資源越充足、喪偶老年人自主權力越大，老年人則會更傾向于選擇獨居[7]。農(nóng)村老年人的家庭結構容易受經(jīng)濟條件制約，在經(jīng)濟上不能自立而需要依靠家庭其他成員供養(yǎng)時，老年人首先會選擇居住在三代直系家庭中，夫婦核心家庭次之，而經(jīng)濟獨立能力強的老年人則傾向于與子女分開居住[4]。擁有住房作為衡量老年人經(jīng)濟狀況的條件之一，沒有住房會使其不得不與子女同住[8]。另外，有研究指出，低齡老年人因身體健康狀況較好在大多數(shù)情況下不需要子女照料而傾向于獨立生活，但高齡老年人傾向于與子女同住[9]。老年人家庭結構變動受多方面因素影響，是客觀經(jīng)濟和親代與子代主觀雙向選擇的結果。由此，本研究將從老年人的個體特征視角分析農(nóng)村老年父母家庭結構變動的影響因素。

有研究表明，子女的數(shù)量和性別都會影響老年人的居住安排。農(nóng)村老年人尤其依賴兒子，兒子的數(shù)量是影響其居住安排的重要影響因素[10]。兒子數(shù)量對居住安排的影響體現(xiàn)在兒子越多，老年人與兒子居住的可能性反而越低，這可能與兒子之間互相推卸責任有關[11]。但是，也有研究表明，女兒在代際支持中已表現(xiàn)出顯著的重要作用，女兒多將增加老人選擇居住的對象[12]。老年人與子女“分而不離”的網(wǎng)絡家庭在當下農(nóng)村已經(jīng)盛行[13-14]，有研究發(fā)現(xiàn)近鄰居住與子女數(shù)量有較大的關系[15]。同時，研究表明至少有1 個兒子/女兒居住在本村及兒子/女兒外出務工返回對農(nóng)村老年人居住安排存在顯著影響[11]。由此，本研究將從子女狀況視角分析農(nóng)村老年父母家庭結構變動的影響因素。

研究發(fā)現(xiàn)，代際支持對老年人家庭結構變動存在影響。相比于城市老年人，農(nóng)村老年人更傾向于居住在多代同堂的家庭中以獲取更多的社會資源，但是成年子女外出務工導致家庭成員之間的地理分離，減少了老年人與子女同住在穩(wěn)定的家庭環(huán)境中的機會。親代的需求會影響家庭結構變動，老年人身體機能下降且需要子女照料時其居住安排變動為與子女同住的可能性會增加。同時，子代的需求也是影響家庭結構變動的重要因素，老年人在身體健康狀況尚好時會為子女提供孫子女照料是其從子女處換取經(jīng)濟支持或情感支持的重要方式，代際間頻繁的物質、情感交換對老年人身心健康也會有積極影響[16]。宋璐等[17]研究表明，老年父母與成年子女之間會通過提供孫子女照料獲得更多的經(jīng)濟支持，且老年人與兒子之間的照料互惠關系隨居住距離遠近而有不同。也有研究表明，隔代家庭中老年人的經(jīng)濟支持會有所改善，兒子外出務工會增加老年人的經(jīng)濟支持即隔代同住的老年人因照料孫子女而獲得較多的經(jīng)濟支持[18]。情感支持方面，農(nóng)村地區(qū)的老年母親與成年子女間的代際關系通常更親密[19]。由此，本研究將從成年子女與老年人的雙向代際支持視角分析導致農(nóng)村老年人家庭結構變動的影響因素。家庭結構變動的影響因素框架見圖1。

圖1 家庭結構變動的影響因素框架圖

1.2 設定研究問題 基于上述分析，本研究利用“安徽省農(nóng)村老年人生活福利狀況”跟蹤調查數(shù)據(jù)，深入探索老年父母家庭結構變動的影響因素。研究問題為：①老年人個體特征、子女狀況、雙向代際支持等是否對老年父母的家庭結構變動產(chǎn)生顯著影響；②導致農(nóng)村老年人家庭結構變動的根源及內(nèi)在機制是什么。

2 資料與方法

2.1 數(shù)據(jù)來源 本研究數(shù)據(jù)來源于西安交通大學人口與發(fā)展研究所在安徽省巢湖市農(nóng)村地區(qū)分別于2009 年6 月、2012 年9 月、2015 年9 月及2018 年7 月4 次調查的1 224 名老年人的跟蹤數(shù)據(jù)。研究對象為巢湖市農(nóng)村地區(qū)年齡在60 歲以上的老年人。調查首先從巢湖市126個鄉(xiāng)鎮(zhèn)中系統(tǒng)抽樣12個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，再從12個鄉(xiāng)鎮(zhèn)中抽取6 個行政村。構成2009 年基線期1 224 個老年人樣本，3 次跟蹤調查分別獲得有效問卷977 份、761 份和603 份。本研究不包括無子女的老年人樣本，最后納入分析的4 期跟蹤數(shù)據(jù)的樣本量分別為1 174 人、933 人、730 人及578 人。本研究分別比較相鄰兩期家庭結構類型（2009 年與2012 年、2012 年與2015 年、2015 年與2018 年）以定義家庭結構變動與否，為保證數(shù)據(jù)結構的完整性，本研究將2009 年樣本的“家庭結構變動”處理為未變動（賦值為0），有效樣本量共計3 415 人。

2.2 家庭結構變動的定義及賦值

2.2.1 因變量 因變量為老年人的家庭結構變動。首先，采用王躍生[20]對家庭結構劃分的二級家庭類型進行研究。其次，本研究將占比不足5%（沒有統(tǒng)計學意義）的家庭結構二級類型剔除。本研究中家庭結構的變動指每相鄰兩期家庭結構的變化，具體定義如表1 所示。根據(jù)老年人的家庭結構在連續(xù)兩期調查中是否發(fā)生變化，將因變量劃分為變動組和未變動組；以未變動組為基準變量，變動組分別為變動為單人家庭、變動為夫婦核心家庭、變動為二代直系家庭、變動為三代直系家庭和變動為隔代直系家庭。

2.2.2 自變量 自變量為老年人個體特征、子女個體特征及老年人與子女的雙向代際支持。老年人個體特征變量包括老年人的年齡、性別、婚姻狀況、受教育程度、獨立經(jīng)濟收入、住房狀況和健康狀況?；橐鰻顩r按是否喪偶來劃分，將有配偶變動為無配偶取值為1，其他變動狀況取值為0。受教育程度采用2 級測量，“沒有上過學”＝0，“上過學”＝1。獨立經(jīng)濟收入指調查前12 個月內(nèi)老年人及其配偶是否從工作中獲得凈收入，采取2 級測量，“無獨立收入＝0，有獨立收入＝1”。住房狀況采用動態(tài)指標測量，將連續(xù)兩期擁有自己的住房取值為1，其他變動狀況取值為0。健康狀況采用利用設施生活能力量表（IADL）測量，分別為做飯、買東西、坐車、家務、管錢共5 個項目，采取“自己根本做不了＝0，有點困難＝1，沒有困難＝2”的3 級測量，將量表5 項的得分進行累加，即為IADL 得分，得分越高說明老年人利用設施生活能力越好。子女狀況包括兒子數(shù)、女兒數(shù)、至少有1 個兒子居住在本村、至少有1 個女兒居住在本村、有兒子外出打工、有女兒外出打工、兒子外出打工返回、女兒外出打工返回，均采用“否＝0，是＝1”2 級測量。代際支持狀況包括老年人與成年子

女之間的經(jīng)濟、日常照料和情感支持以及孫子女照料。經(jīng)濟支持是指老年人與成年子女在過去1 年中互相交換的實物及現(xiàn)金總價值。日常照料是指老年人與成年子女互相為對方提供的家務幫助和生活起居幫助，采取4 級測量“很少＝1，每月幾次＝2，每周至少1 次＝3，每天都做＝4”，將所得頻率累加即為日常照料水平。情感支持通過詢問老年人與子女親近程度、相處狀況及傾聽心事或困難，采用“不愿意＝1，有時愿意＝2，愿意＝3”3 級測量，將分數(shù)累加并取平均數(shù)，分數(shù)越高表明代際情感越好。孫子女照料指老年人在過去1 年是否為子女提供孫子女照料，采用“否＝0，是＝1”2 級測量。

2.3 模型建立 本研究利用2009 年—2018 年安徽省農(nóng)村老年人生活福利狀況4 期跟蹤調查數(shù)據(jù)，從老年人個體特征（社會人口—經(jīng)濟特征）、子女個體特征（子女數(shù)、子女居住安排、子女外出務工狀況）及雙向代際支持（雙向代際經(jīng)濟支持、雙向代際照料支持、雙向情感支持）3 個方面來考察家庭結構變動的影響因素。采用多元Logistic 模型來估計老年人家庭結構變動的影響因素，建立模型如下：

其中，P為家庭結構變動的響應概率，β0為常數(shù)項，age 為老年人年齡，sex 為老年人性別，marriage 為老年人的婚姻狀況，edu 代表老年人受教育程度，income 代表老年人是否有獨立經(jīng)濟收入，iadl 為老年人利用設施生活能力，sons、daughter 分別為老年人的兒子數(shù)和女兒數(shù)，sonlarr、daularr 分別代表老年人的兒子、女兒的居住安排，sonjob、daujob 分別代表老年人的兒子、女兒的外出打工狀況，economic 代表老年人與子女之間的雙向經(jīng)濟支持，care 代表老年人與子女之間的雙向照料支持，emotion 代表老年人與子女之間的情感支持，grandcc 代表老年人是否提供孫子女照料，r1為隨機項。

3 結果

3.1 統(tǒng)計描述 結果顯示，在老年人特征方面，相鄰兩期婚姻狀況由有配偶變動為無配偶的占比約為5%。老年人擁有自己的住房比例呈增加趨勢。老年人利用設施生活能力整體呈下降趨勢，其中2009 年—2012 年下降幅度最大，老年人獨立自主生活能力隨年齡增加逐漸下降。在子女特征方面，兒子數(shù)普遍高于女兒數(shù)。至少有1 個兒子居住在本村和至少有1 個女兒居住在本村的比例均呈下降趨勢，至少有1 個兒子居住在本村的比例遠高于至少有1 個女兒居住在本村的比例。有兒子外出務工和女兒外出務工的比例均呈上升趨勢，農(nóng)村勞動力外流增加的趨勢明顯，且女性外出務工增加的幅度略大于男性。樣本中有兒子外出務工返回的比例略高于女兒。在雙向代際支持方面，老年人獲得子女經(jīng)濟支持呈上升趨勢且增幅大，老年人獲得的經(jīng)濟支持均在很大程度上高于其為子女提供的經(jīng)濟支持，代際經(jīng)濟支持以自下而上的趨勢流動。老年人與子女的情感支持呈現(xiàn)上升趨勢，隨年齡增長，父母與子女的情感親密程度增加。老年人為子女提供孫子女照料的比例呈下降趨勢，2009 年—2012 年下降幅度最大。4 期跟蹤調查樣本基本特征的統(tǒng)計描述見表2。

3.2 回歸分析結果 回歸分析結果顯示，在老年人特征方面，年齡對老年人家庭結構變動為夫婦核心家庭和隔代直系家庭有顯著影響，年齡增加老年人家庭結構變動為夫婦核心家庭及隔代直系家庭的可能性均降低。老年人性別對家庭結構變動為夫婦核心家庭存在顯著影響，女性老年人相比男性老年人家庭結構變動為夫婦核心家庭的可能性會降低42%。相比家庭結構未變動組，老年人喪偶后家庭結構變動為單人家庭、二代直系家庭及隔代直系家庭的可能性增加。擁有自己的住房使老年人家庭結構變動為單人家庭和夫婦核心家庭的可能性降低。利用設施生活能力越好的老年人家庭結構變動為單人家庭的可能性上升而變動為二代直系家庭的可能性降低。

在子女特征方面，兒子數(shù)越多，老年人家庭結構變動為單人家庭的可能性上升，而變動為三代直系家庭的可能性下降；至少有1 個兒子居住在本村使老年人家庭結構變動為單人家庭的可能性降低，變動為二代直系家庭和三代直系家庭的可能性增加；有兒子外出打工使老年人家庭結構變動為二代直系和三代直系的可能性下降，變動為隔代直系家庭的可能性增加；有兒子外出務工返回使老年人家庭結構變動為二代直系家庭和三代直系家庭的可能性提高，而變動為隔代直系家庭的可能性降低。

在代際支持方面，老年人獲得子女經(jīng)濟支持的增加使其家庭結構變動為夫婦核心家庭和三代直系家庭的可能性顯著降低。老年人所獲日常照料的增加使其家庭結構變動為夫婦核心家庭的可能性降低，變動為二代直系和三代直系家庭的可能性增加。老年人為子女提供日常照料的增加使其家庭結構變動為夫婦核心家庭的可能性顯著降低，變動為二代直系和三代直系家庭的可能性顯著增加。老年人與子女的感情越好，其家庭結構變動為單人家庭的可能性降低。為子女提供孫子女照料的老年人家庭結構變動為三代直系家庭和隔代直系家庭的可能性顯著增加。具體見表3。

表3 家庭結構變動的回歸分析結果[Exp(β)]

（續(xù)表）

4 討論

在老年人個體特征方面，對于增齡顯著降低老年人家庭結構變動為夫婦核心家庭和隔代家庭的可能性，本研究認為年齡增大伴隨老年人身體機能下降導致其更加需要子女的照料，同時其照料孫子女能力下降，因而變動為夫婦核心家庭及隔代直系家庭的可能性均降低。對于性別對老年人家庭結構變動為夫婦核心家庭的顯著影響，女性老年人相比男性老年人變動為夫婦核心家庭的可能性會降低42%，本研究認為，一方面家務分工的不同決定著女性老年人在日常生活中能為子女提供更多家務上的幫助；另一方面，女性老年人在居住安排上更依賴于子女，女性老年人希望與子女同住的概率遠高于男性老年人[21]。對于喪偶對老年人家庭結構變動為單人家庭、二代直系家庭和隔代直系家庭的顯著影響，本研究認為與子女外出的“報喜不報憂”相似，老年人雖然希望處于“兒孫繞膝”的家庭模式，但也總是盡可能獨立生活不給子女添麻煩，因而老年人喪偶后在自主權較大時可能更傾向于選擇獨居。對于擁有自己的住房對老年人家庭結構變動的顯著影響，本研究認為擁有獨立住房能夠減少老年人老對子女的依賴，同時老年人也更傾向于在有條件的情況下獨立居住，也體現(xiàn)了農(nóng)村老年人養(yǎng)老觀念的改變。對于日常生活自理能力越好的老年人更傾向于變動為單人家庭，本研究認為這同樣體現(xiàn)著農(nóng)村老年人的“利他主義”思想。

在子女特征方面，對于兒子數(shù)越多越增加老年人家庭結構變動為單人家庭的可能性，降低變動為三代直系家庭的可能性，本研究認為兒子越多時互相推諉養(yǎng)老責任的可能性越大，反而增加老年人單獨生活的可能性。對于至少有1 個兒子居住在本村降低老年人家庭結構變動為單人家庭的可能性，增加其變動為二代直系家庭和三代直系家庭的可能性，本研究認為在有兒子居住在本村的情況下，老年人更愿意與子孫共享天倫之樂，其家庭結構傾向于變動為與子女同住。對于有兒子外出打工降低老年人家庭結構變動為二代直系和三代直系的可能性，增加其變動為隔代直系家庭的可能性，而在兒子外出務工返回后反向變動，本研究認為老年人家庭結構的變動在很大程度上由子女的需求所決定，老年人盡可能為子女提供各種支持，這體現(xiàn)了老年人對子女的“奉獻”精神。女兒數(shù)、女兒居住狀況及外出務工狀況均未對老年人家庭結構的變動有顯著的影響，但在有女兒居住在本村時老年人更傾向于變動為二代及三代直系家庭，這反映了農(nóng)村老年人在居住安排上仍然存在顯著的性別偏好，傳統(tǒng)的“養(yǎng)兒防老”思想仍然發(fā)揮顯著的作用。老年人家庭結構變動上的性別偏好意味著女兒不是老年父母養(yǎng)老選擇的優(yōu)先人選，但女兒的作用已經(jīng)逐漸凸顯，農(nóng)村老年人的養(yǎng)老觀念也隨著時代改變逐漸變化。

在代際支持方面，對于老年人獲得子女經(jīng)濟支持的增加顯著降低其家庭結構變動為夫婦核心或三代直系家庭的可能性，所獲日常照料的增加顯著降低了其變動為夫婦核心家庭的可能性而增加了其變動為二代及三代直系家庭的可能性，本研究認為是由于成年子女之間出于養(yǎng)老分工的不同，與老年人同住的成年子女在付出更多的照料時會相應地減少對老年人的經(jīng)濟支持，而不與老年人同住的成年子女則傾向于給予更多的經(jīng)濟支持而不是日常照料，以維持代際間的和諧。另外，對于老年人在為子女提供更多的照料支持時家庭結構變動為夫婦核心家庭的可能性顯著降低，變動為二代直系家庭和三代直系家庭的可能性則顯著增加，本研究認為老年人的家庭結構變動可能很大程度上由代際交換所決定，老年人與子女的居住距離也是為彼此提供照料的保障。老年人與子女的雙向情感支持水平越高，則其家庭結構變動為單人家庭的可能性越低，老年人家庭結構的變動除了實現(xiàn)與子女之間物質性的交換外，感情性的交換也是影響其家庭結構變動的重要因素。老年人為子女提供孫子女照料在很大程度上增加了其家庭結構變動為三代直系家庭和隔代直系家庭的可能性，老年人在力所能及的時候會積極為子女提供代際幫助是老年人的“利他主義”在發(fā)揮作用。

5 小結

本研究利用“安徽省老年人生活福利狀況”2009年—2018 年的跟蹤調查數(shù)據(jù)，采用回歸分析模型研究農(nóng)村老年人家庭結構變動的影響因素。得出以下結論：

第一，老年人家庭結構變動受多方面因素影響。其一，老年人個體特征方面，年齡、性別、婚姻狀況、住房及日常生活自理能力均為農(nóng)村老年人家庭結構變動的影響因素。增齡顯著降低老年人家庭結構變動為夫婦核心家庭和隔代家庭的可能性；女性老年人比男性老年人家庭結構變動為夫婦核心家庭的可能性較低；擁有自己住房的喪偶男性老年人更有可能獨居；身體健康狀況越好的老年人家庭結構傾向于變動為單人家庭。其二，子女特征方面，兒子越多的老年人反而更有可能獨居；在有兒子居住在本村的情況下，老年人家庭結構傾向于變動為二代直系家庭和三代直系家庭；兒子外出務工會導致老年人家庭結構變動為三代直系家庭的可能性下降，反而增加變動為隔代直系家庭的可能性，但隨著兒子外出務工返回，老年人家庭結構更可能變動為三代直系家庭而不是隔代直系家庭。其三，在代際支持方面，老年人所獲經(jīng)濟支持的增加會導致其家庭結構變動為三代直系家庭的可能性下降，而代際間日常照料的增加會提高老年人家庭結構變動為三代直系家庭的可能性，成年子女提供的經(jīng)濟支持和日常照料支持之間可能存在替代效應。代際間情感越好老年人越不容易變動為單人家庭，老年人為子女提供孫子女照料在很大程度上是其家庭結構變動為三代直系和隔代直系家庭的原因，家庭結構的變動是親代與子代雙向選擇的結果。

第二，老年人與子女的代際之間無論是物質性支持還是精神性支持均呈現(xiàn)上升趨勢，一方面是因為社會經(jīng)濟的發(fā)展，另一方面可能是老年人與子女的情感支持水平上升促使老年人與子女之間更多的物質性交換，這符合合作群體模式下代際交換的目的是增強回報能力的原則。成年子女外出務工的比例仍然在上升，這可能使農(nóng)村老年人面臨著更大的養(yǎng)老風險和死亡風險，需要引起重視。外出務工以男性為主，但女性外出務工上升幅度略大于男性。

總之，上述研究體現(xiàn)了農(nóng)村老年人的家庭結構變動是基于老年父母個體健康需求，傳統(tǒng)的性別偏好在農(nóng)村仍盛行；研究揭示了家庭結構變動中中國傳統(tǒng)“孝文化”、家族傳承以及家庭成員的傳統(tǒng)角色依然在農(nóng)村老年人家庭養(yǎng)老中發(fā)揮著重要作用。

6 本研究的局限性

①本研究根據(jù)家庭結構二級劃分類型的變動視角分析家庭結構變動的影響因素，但受限于家庭結構劃分類型的復雜性及數(shù)據(jù)限制，并未進行進一步的類型劃分，在未來的研究中可以做進一步嘗試。②本研究的實證數(shù)據(jù)僅來自安徽省巢湖市的農(nóng)村地區(qū)，盡管該地區(qū)整體的文化背景、養(yǎng)老傳統(tǒng)及婚姻形式與我國以漢族人口為主的絕大多數(shù)地區(qū)相似，對于我國中東部的大部分農(nóng)村地區(qū)具有一定代表性，但是否會在我國的其他地區(qū)得到同樣的實證結果，還有待在未來的研究中做進一步的驗證和完善。