馮 路,陳 功

(北京大學(xué) 人口研究所,北京 100871)

近年來,中國(guó)老齡化發(fā)展十分迅速。根據(jù)全國(guó)年度統(tǒng)計(jì)公報(bào),2022年中國(guó)60歲及以上人口占比從2006年的11.3%上升至19.8%,65歲及以上人口占比從2000年的7.0%上升至14.9%;60歲及以上和65歲及以上老年人口規(guī)模已經(jīng)分別達(dá)到了28004萬人和20978萬人。我國(guó)人口老齡化進(jìn)程進(jìn)一步加速,呈現(xiàn)出向深度老齡化發(fā)展的趨勢(shì)[1]。

伴隨著老齡化進(jìn)程,中國(guó)的家庭結(jié)構(gòu)發(fā)生了一系列變化,兩代戶、三代戶等傳統(tǒng)家庭結(jié)構(gòu)比例下降,而夫妻戶、單身戶、隔代戶等類型的家庭結(jié)構(gòu)占比持續(xù)上升[2-4]。以男性家長(zhǎng)為中心組織家庭生活的傳統(tǒng)模式被逐漸打破,代際關(guān)系的獨(dú)立性趨強(qiáng),家庭結(jié)構(gòu)趨于小型化、核心化、簡(jiǎn)單化,贍養(yǎng)功能萎縮[5-8]。

家庭結(jié)構(gòu)與代際關(guān)系的變化也意味著老年人的居住安排發(fā)生了重大轉(zhuǎn)變。老年人居住安排漸趨靈活,代際同住的比例迅速下降[9-12],老人一人獨(dú)居或僅與配偶同住的空巢模式所占比例增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)明顯[13-15]。此外,還出現(xiàn)了隔代家庭、非婚同居等特殊類型的居住安排模式[16]。

在此背景下,研究老年人的居住安排及其影響因素具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。居住安排是代際關(guān)系的直觀呈現(xiàn),它不僅是物理空間上家庭成員之間生活形態(tài)的呈現(xiàn),而且還體現(xiàn)了家庭成員之間、家庭與社會(huì)之間的紐帶關(guān)系以及資源、服務(wù)、情感等生活要素的流動(dòng)模式,為深入研究老年人養(yǎng)老安排,進(jìn)而積極應(yīng)對(duì)人口老齡化提供了重要支撐點(diǎn)。

一、文獻(xiàn)述評(píng)與研究假設(shè)

費(fèi)孝通通過反饋模式、接力模式,對(duì)中西方傳統(tǒng)的養(yǎng)老模式進(jìn)行了區(qū)分。他認(rèn)為,反饋模式基本上是保持的,因?yàn)楸M管已婚的兒子與父母分家,他對(duì)父母經(jīng)濟(jì)上的贍養(yǎng)義務(wù)并沒改變。在田野研究的基礎(chǔ)上,楊善華、賀常梅對(duì)費(fèi)孝通理想狀態(tài)下均衡互惠的反饋模式進(jìn)行了修正,提出了“責(zé)任倫理”的概念[17]。在楊善華的分析里,責(zé)任倫理指的是老年人只強(qiáng)調(diào)自己對(duì)后代的責(zé)任和義務(wù),從而在各方面對(duì)子女(包括孫子女)不計(jì)回報(bào)地付出,對(duì)子女在養(yǎng)老方面盡“孝”不到位很寬容,同時(shí)在生活(經(jīng)濟(jì)支持、生活照料和精神慰藉)上盡量自立(即老年人自養(yǎng)和老夫妻互養(yǎng))以減輕子代的贍養(yǎng)責(zé)任[8]。責(zé)任倫理的概念,實(shí)際上反映了老年人基于社區(qū)情理與社會(huì)現(xiàn)實(shí),在與子女互動(dòng)過程中對(duì)家庭代際關(guān)系進(jìn)行重新界定。

與中國(guó)社會(huì)特殊的“責(zé)任倫理”相映照的是,不少研究者也用“恩往下流”“下行式家庭主義”來形象概括代際資源分配模式,即將家庭資源更多集中在子輩、孫輩上[18-20]。鐘曉慧、何式凝用“協(xié)商式親密關(guān)系”對(duì)“啃老”行為進(jìn)行了重新解讀,指出父母不是“被啃”的受害者,而是子女購房的主動(dòng)參與者和積極行動(dòng)者,并以此穩(wěn)定代際關(guān)系[21]。張建雷、曹錦清的研究更進(jìn)一步,用代際剝削的視角來分析當(dāng)下中國(guó)的家庭養(yǎng)老關(guān)系,提出了“無正義的家庭政治”的概念,認(rèn)為農(nóng)村老年人的生活遭遇了全面危機(jī)[22]。

代際同住的相關(guān)研究佐證了上述代際關(guān)系的典型特點(diǎn)。許琪研究發(fā)現(xiàn),僅從老年人的需求無法解釋代際同住問題,子女在住房上對(duì)父母的依賴以及需要父母分擔(dān)家務(wù)和幫助照料未成年小孩等是導(dǎo)致代際同住的重要原因[23]。Zhang Zhenmei等從子女的角度分析指出,能夠提供孫子女照料或資源支持的父母,子女與其同住的可能性大幅度提高[24]。靳小怡、崔燁、郭秋菊指出,隨遷父母與子女同住的目的多是給外出務(wù)工子女提供家庭照料[25]。黃麗芬通過對(duì)“老漂族”的研究發(fā)現(xiàn),老年人通過周期性的城鄉(xiāng)往返成為資源輸送者,幫助子女及時(shí)紓解在城壓力[26]。白美妃、孫國(guó)嫄以縣域城鎮(zhèn)化為背景,分析了農(nóng)民的代際關(guān)系和養(yǎng)老安排,指出農(nóng)民步入老年后可分為能通過勞動(dòng)掙取相對(duì)可觀收入、能獨(dú)立生活、不再能獨(dú)立生活3個(gè)階段,不同階段對(duì)應(yīng)不同的居住與生活安排[27]。

基于以上研究,本文傾向于認(rèn)為,老年人將更多依賴自養(yǎng)解決養(yǎng)老問題,以盡可能減輕子女負(fù)擔(dān)。在健康狀況尚可的情況下,將更多地選擇獨(dú)自居住。亦即,健康狀況越好,老年人對(duì)子女家庭的依賴就越小,居住安排的獨(dú)立性也越強(qiáng);健康狀況越差,對(duì)子女家庭的依賴越大。這意味著,良好的健康狀況,將使得老年人轉(zhuǎn)變?yōu)?或保持)獨(dú)自居住的概率更高;較差的健康狀況,將使得老年人轉(zhuǎn)變?yōu)?或保持)代際同住的概率更高。據(jù)此,本研究做出如下假設(shè):

假設(shè)1:自評(píng)健康越好,老年人從獨(dú)自居住轉(zhuǎn)向代際同住的概率越低,從代際同住轉(zhuǎn)向獨(dú)自居住的概率越高,居住安排模式呈現(xiàn)向獨(dú)自居住轉(zhuǎn)移的態(tài)勢(shì)。

假設(shè)2:日常生活能力(ADL)受到限制,老年人從獨(dú)自居住轉(zhuǎn)向代際同住的概率更高,從代際同住轉(zhuǎn)向獨(dú)自居住的概率更低,居住安排模式呈現(xiàn)向代際同住轉(zhuǎn)移的態(tài)勢(shì)。

假設(shè)3:患有慢病的老年人,從獨(dú)自居住轉(zhuǎn)向代際同住的概率更高,從代際同住轉(zhuǎn)向獨(dú)自居住的概率更低,居住安排模式呈現(xiàn)向代際同住轉(zhuǎn)移的態(tài)勢(shì)。

目前,關(guān)于老年人健康對(duì)其居住安排的影響尚未形成一致結(jié)論。有的研究認(rèn)為,良好的健康狀態(tài)有利于老年人獨(dú)自居住;反之,健康狀況欠佳,老年人就被迫更多地依賴家庭和子女,并與子女同住[28]。也有研究認(rèn)為,良好的健康狀況有利于老年人繼續(xù)為子女和家庭付出,所以會(huì)提高與子女同住的概率[29]。總體來看,有必要進(jìn)一步研究健康因素對(duì)居住安排的影響機(jī)制;同時(shí)已有研究多探討健康對(duì)居住安排的影響,還尚少研究聚焦健康因素對(duì)居住安排變動(dòng)的影響,相關(guān)問題仍需進(jìn)一步分析。

二、使用數(shù)據(jù)與研究方法

(一)使用數(shù)據(jù)

本文采用中國(guó)老年健康影響因素跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CLHLS)。“中國(guó)老年健康影響因素跟蹤調(diào)查”項(xiàng)目組于1998年在22個(gè)省/市/自治區(qū)進(jìn)行了首次調(diào)查,當(dāng)時(shí)稱為“中國(guó)高齡老人健康長(zhǎng)壽影響因素研究”,當(dāng)時(shí)的調(diào)查對(duì)象為80歲及以上高齡老人。自2002年以來,將調(diào)查范圍擴(kuò)展到65歲及以上老人,并將調(diào)查名稱改為“中國(guó)老年健康影響因素跟蹤調(diào)查”。本文采用2008年至2018年的跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)。該調(diào)查數(shù)據(jù)分別于2008、2011、2014、2018年在全國(guó)22個(gè)省/市/自治區(qū)(遼寧、吉林、黑龍江、河北、北京、天津、山西、陜西、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、山東、河南、湖北、湖南、廣東、廣西、四川、重慶)采集,這些省/市/自治區(qū)的人口約占全國(guó)總?cè)丝诘?5%。數(shù)據(jù)使用中進(jìn)行了必要的加權(quán)處理。

(二)變量處理

1.因變量。本研究關(guān)注代際同住、獨(dú)自居住兩種主要居住安排類型,并重點(diǎn)探討兩種居住類型之間的相互轉(zhuǎn)變問題。代際同住,即與子女同住的居住安排模式,是指老年人與包括子女或?qū)O子女等直系親屬以及(或)直系親屬配偶等共同生活的居住模式。獨(dú)自居住是指不與子女同住的居住安排模式。在本研究中,將一人獨(dú)居或者僅與配偶同住兩種子類型的居住安排模式明確為獨(dú)自居住。在本研究中,居住安排變動(dòng)特指老年人基期居住安排發(fā)生變動(dòng)的情形。這種變動(dòng),可能是老年人主動(dòng)為之,也可能是受環(huán)境所迫。考慮到籠統(tǒng)討論居住安排變動(dòng)的實(shí)際意義有限,在分析過程中,本研究將老年人按照基期居住安排分為兩個(gè)子樣本,居住安排變動(dòng)也隨即被賦予了方向特性和社會(huì)意義。因此,居住安排變動(dòng)實(shí)際在本研究存在兩種情形:從代際同住轉(zhuǎn)為獨(dú)自居住,或者從獨(dú)自居住轉(zhuǎn)為代際同住。

在數(shù)據(jù)處理過程中,首先處理2008年基期數(shù)據(jù)。根據(jù)問卷A5-1“您現(xiàn)在與誰住在一起”(家人、獨(dú)居、機(jī)構(gòu)),清理出老年人中“一人獨(dú)居”和“其他”兩類居住安排類型。然后,根據(jù)A5-3關(guān)于共同生活家庭成員情況,清理出老年人中“僅與配偶同住”“與子女同住”“其他”三類居住安排類型。將“與子女同住”定義為“代際同住”類型,與(曾)孫子女同住的類型也一并劃入“代際同住”的類型。“一人獨(dú)居”“僅與配偶同住”一并劃入“獨(dú)自居住”類型。

考慮到在當(dāng)下中國(guó)社會(huì)中,機(jī)構(gòu)居住等特殊居住安排仍然是少數(shù),在CLHLS(2008—2018年)的數(shù)據(jù)中占比不超過5%,并且本研究側(cè)重研究代際同住相關(guān)問題,其他類型居住安排及其變動(dòng)情況暫不在考慮范圍內(nèi)。因此,本研究對(duì)基期(2008年)時(shí)點(diǎn)的“其他”類型居住安排的相關(guān)案例予以剔除。

對(duì)于2011年、2014年、2018年的數(shù)據(jù),分別對(duì)存活老年人按照2008年基期清理步驟進(jìn)行處理(后續(xù)3期的“其他”類型居住安排的相關(guān)案例不做剔除處理),最后得到4個(gè)時(shí)點(diǎn)“代際同住”“獨(dú)自居住”的人群分布情況。

居住安排變動(dòng)變量構(gòu)造通過基期和末期的老年人居住安排類型比較得出。在2011年調(diào)查時(shí)點(diǎn)上,對(duì)于2008—2011年間死亡或者失訪的老年人,由于僅有2008年時(shí)點(diǎn)的單期居住安排數(shù)據(jù),無法進(jìn)行居住安排的前后比較,因此,對(duì)這部分死亡和失訪樣本的相關(guān)數(shù)據(jù)也予以剔除處理。最終,進(jìn)入本研究的案例數(shù)為11665人,占2011年調(diào)查時(shí)存活老年人總量的97.07%。

之后,依次對(duì)老年人的基期和末期的居住安排類型進(jìn)行比較。在下一期死亡或失訪的老年人,以上一期為末期,并比較該次居住安排(末期)與基期(2008年)居住安排的變化情況。即,對(duì)2014年調(diào)查時(shí)已經(jīng)死亡或失訪的老年人,比較其2008年和2011年的居住安排變動(dòng)情況;對(duì)于2018年調(diào)查時(shí)已經(jīng)死亡或失訪的老年人,比較其2008年和2014年的居住安排變動(dòng)情況。對(duì)于2018年存活的老年人,以2018年為末期,并比較2008年和2018年兩次居住安排的變化情況。

通過比較,得出居住安排變動(dòng)相關(guān)的兩個(gè)相互關(guān)聯(lián)的因變量。一是居住安排變動(dòng)的二分變量。居住安排發(fā)生變動(dòng)(“變動(dòng)”)編碼為“1”,沒發(fā)生變動(dòng)(“穩(wěn)定”)編碼為“0”。二是居住安排變動(dòng)的多分類變量,主要包括“保持獨(dú)自居住”“保持代際同住”“轉(zhuǎn)向獨(dú)自居住”“轉(zhuǎn)向代際同住”。

2.關(guān)鍵變量。本文主要關(guān)注健康因素對(duì)老年人居住安排的影響,從自評(píng)健康、日?；顒?dòng)能力、慢病情況3個(gè)維度衡量老年人的身體健康狀況。為控制內(nèi)生性問題對(duì)分析因果關(guān)系的影響,關(guān)鍵變量和自變量根據(jù)基期狀態(tài)進(jìn)行整理。

自評(píng)健康:調(diào)查問卷中,將自評(píng)健康設(shè)計(jì)為五分類,包括很好、好、一般、不好、很不好。在數(shù)據(jù)處理中,將此變量合并為良好、一般、差三大類。

日?；顒?dòng)能力:日?；顒?dòng)能力是老年人生活自理能力的重要體現(xiàn)。在生活不能自理或部分喪失生活自理能力的情況下,老年人將會(huì)更加依賴配偶或子女等家人的照料。本研究將問卷中涉及的14項(xiàng)“日?；顒?dòng)能力”量表指標(biāo)進(jìn)行合并計(jì)算,其中,又將完全受到限制和部分受到限制合并為受到限制。在此基礎(chǔ)上,如果老年人至少有其中的1項(xiàng)日?；顒?dòng)能力受到限制,則將該老年人定義為日?；顒?dòng)能力“受到限制”(編碼為“1”),反之則定義為“不受限制”(編碼為“0”)。

慢病情況:此次調(diào)查問卷,詢問了老年人罹患慢性疾病情況,涉及高血壓、糖尿病、心臟病、中風(fēng)及腦血管疾病、支氣管炎、肺氣腫、哮喘病或肺炎、肺結(jié)核、白內(nèi)障、青光眼、癌癥、前列腺疾病、胃腸潰瘍、帕金森氏病等25種。本研究根據(jù)老年人填答情況,統(tǒng)計(jì)了每位老年人患有慢病的種數(shù)。同時(shí),按照慢病種數(shù),將慢病情況變量轉(zhuǎn)化為有無慢病的二分變量。

3.控制變量?？刂谱兞恐饕侨丝谔卣髯兞亢蜕鐣?huì)經(jīng)濟(jì)地位變量,包括年齡、性別、城鄉(xiāng)、民族、婚姻狀況、有無兒子、受教育程度、有無退休金、有無自有住房、自評(píng)經(jīng)濟(jì)狀況等。

(三)分析方法

在描述性分析部分,主要通過頻次分析、交互分析以及t檢驗(yàn)、卡方檢驗(yàn)等方法,分析居住安排和居住安排變動(dòng)的人群分布情況,并比較分析不同特征群體之間的顯著性差異。描述性統(tǒng)計(jì)分析為后續(xù)通過線性回歸分析探索自變量與因變量之間的關(guān)系提供支持。

在因果關(guān)系推論分析部分,主要運(yùn)用二分類Logistic回歸模型。回歸模型的表達(dá)式為:

即,

logitP=β0+β1x1+…+βixi

在本研究中,主要因變量是居住安排變動(dòng)。在模型分析時(shí),倘若不考慮變動(dòng)方向,模型的解釋力無疑將會(huì)受到限制和影響。因此,在全樣本的二分類Logistic回歸模型(模型一)的基礎(chǔ)上,本研究將樣本按照基期是否與子女同住劃分為兩組,即基期獨(dú)自居住(模型二)和基期代際同住(模型三)兩個(gè)子樣本,并分別進(jìn)行二分類Logistic回歸分析。通過子樣本分析,實(shí)際上將居住安排變動(dòng)的方向和性質(zhì)納入分析的視野之中,有利于判斷同一自變量對(duì)居住安排變動(dòng)的影響。

三、描述性分析結(jié)果

(一)居住安排變動(dòng)的總體情況

老年人居住安排變動(dòng)(基期與末期)的總體情況如表1所示。從總體來看,調(diào)研期間,70.5%的老年人居住安排保持穩(wěn)定,28.2%的老年人居住安排發(fā)生變動(dòng)。其中,11.6%的老年人轉(zhuǎn)向獨(dú)自居住,16.6%的老年人轉(zhuǎn)向代際同住。表1同時(shí)展示了子樣本的居住安排變動(dòng)情況。在獨(dú)自居住的老年人中,31.6%的老年人居住安排發(fā)生變動(dòng);而在代際同住的老年人中,25.2%的老年人居住安排發(fā)生變動(dòng)?？傮w來看,獨(dú)自居住老年人更多發(fā)生居住安排變動(dòng)。

表1 老年人居住安排變動(dòng)的總體情況

(二)老年人的基本健康狀況

老年人健康狀況的描述性分析結(jié)果為:自評(píng)健康良好的老年人占總體的51.2%,自評(píng)健康一般的老年人占總體的32.3%,自評(píng)健康差的老年人占總體的15.2%。日常生活能力受到限制的老年人占總體的27.3%,不受限制的老年人占72.7%。沒有患慢病的老年人占總體的38.8%,罹患了1種及以上慢病的老年人占61.2%。

(三)老年人健康狀況與居住安排變動(dòng)的相關(guān)分析

利用交叉表和卡方檢驗(yàn),本研究對(duì)不同健康狀況下老年人居住安排變動(dòng)的相關(guān)情況進(jìn)行了描述性分析。結(jié)果如表2所示:

第一,相對(duì)自評(píng)健康良好的老年人,自評(píng)健康差的老年人居住安排變動(dòng)的比例較低。在全樣本中,自評(píng)健康良好的老年人中有28.7%居住安排發(fā)生了變動(dòng);自評(píng)健康差的老年人,這一比例為25.7%,相對(duì)較低。在獨(dú)自居住子樣本中,自評(píng)健康良好、一般的老年人,居住安排變動(dòng)的比例分別為31.2%、33.0%,而自評(píng)健康差的老年人這一比例為29.0%,略為低一些。在代際同住子樣本中,自評(píng)健康良好、一般的老年人,居住安排變動(dòng)的比例分別為25.8%、26.2%,也相對(duì)高于自評(píng)健康差的老年人(21.3%)。這表明,相對(duì)良好的健康狀況有利于老年人調(diào)整居住安排。

第二,日?；顒?dòng)能力受到限制的老年人,居住安排發(fā)生變動(dòng)的比例較低。在全樣本中,日常生活能力受到限制的老年人,居住安排發(fā)生變動(dòng)的比例為27.6%,略低于日常生活能力不受限制的老年人(29.0%),但差異不明顯。在獨(dú)自居住的子樣本中,日常生活能力受到限制的老年人,居住安排變動(dòng)的比例為36.5%,高于日常生活能力不受限制的老年人(30.0%),差異具有顯著性。在代際同住的子樣本中,日常生活能力受到限制的老年人,居住安排變動(dòng)的比例為19.8%,低于日常生活能力不受限制的老年人(27.6%),差異具有顯著性。

通過比較可知,日常生活能力受到限制后,代際同住的老年人居住安排發(fā)生變動(dòng)的可能性相對(duì)下降,而獨(dú)自居住的老年人居住安排發(fā)生變動(dòng)的可能性相對(duì)提高。這反映了日常生活能力受到限制后,老年人居住安排可能會(huì)呈現(xiàn)出向代際同住聚集的態(tài)勢(shì)。

第三,患有慢性疾病的老年人,居住安排的穩(wěn)定性相對(duì)更高。在全樣本中,患有慢性疾病的老年人,居住安排發(fā)生變動(dòng)的比例為28.0%,略低于沒有患慢性疾病的老年人(29.5%),但差異不顯著。在獨(dú)自居住子樣本中,患有慢性疾病的老年人居住安排發(fā)生變動(dòng)的比例為30.4%,低于沒有患慢性疾病的老年人(33.5%),差異具有顯著性。在代際同住子樣本中,是否患有慢性疾病的兩類老年人群體在居住安排變動(dòng)上不存在顯著差異。

四、回歸模型分析

本研究將健康狀況相關(guān)變量納入回歸模型,分析結(jié)果如表3所示:

表3 健康狀況相關(guān)變量對(duì)居住安排變動(dòng)的影響

第一,自評(píng)健康狀況良好的老年人,相比自評(píng)健康狀況差的老年人,居住安排變動(dòng)的概率更高,呈現(xiàn)“系數(shù)雙高”的態(tài)勢(shì)。在全樣本(模型一)中,自評(píng)健康狀況良好的老年人,居住安排發(fā)生變動(dòng)的幾率是自評(píng)健康狀況差的老年人的1.217倍;自評(píng)健康狀況一般的老年人,居住安排發(fā)生變動(dòng)的幾率是自評(píng)健康狀況差的老年人的1.282倍,均具有顯著性。

同時(shí),在獨(dú)自居住的子樣本(模型二)中,自評(píng)健康狀況良好的老年人,居住安排發(fā)生變動(dòng)的幾率是自評(píng)健康狀況差的老年人的1.365倍;自評(píng)健康狀況一般的老年人,居住安排發(fā)生變動(dòng)的幾率是自評(píng)健康狀況差的老年人的1.409倍。在代際同住的子樣本(模型三)中,自評(píng)健康狀況良好的老年人,居住安排發(fā)生變動(dòng)的幾率是自評(píng)健康狀況差的老年人的1.402倍;自評(píng)健康狀況一般的老年人,居住安排發(fā)生變動(dòng)的幾率是自評(píng)健康狀況差的老年人的1.488倍。以上結(jié)果均具有顯著性。

可以看出,自評(píng)健康狀況與老年人居住安排之間具有顯著相關(guān)性。自評(píng)健康較好的老年人,在居住安排上具有更多的不穩(wěn)定性(也可以理解為靈活性)。

第二,日?；顒?dòng)能力受到限制將增加老年人居住安排發(fā)生變動(dòng)的概率。在獨(dú)自居住子樣本(模型二)中,老年人日?；顒?dòng)能力受到限制時(shí),居住安排發(fā)生變動(dòng)的幾率是不受限制時(shí)的1.196倍。在代際同住子樣本(模型三)中,老年人日常活動(dòng)能力受到限制時(shí),居住安排發(fā)生變動(dòng)的幾率是日?；顒?dòng)能力不受限制時(shí)的1.232倍。

在模型二中,日?；顒?dòng)能力受到限制時(shí),老年人更多尋求子女的支持,從而轉(zhuǎn)向代際同住。按此思路,在模型三中,日?；顒?dòng)能力受限制時(shí),老年人將更愿意維持代際同住的現(xiàn)狀。但是,模型三的實(shí)際結(jié)果恰恰相反,對(duì)于代際同住的老年人,他們反而在日?；顒?dòng)能力受到限制時(shí)轉(zhuǎn)向獨(dú)自生活。

第三,患有慢病會(huì)增加代際同住老年人居住安排變動(dòng)的概率。在代際同住子樣本(模型三)中,患有的慢性疾病個(gè)數(shù)每增加1個(gè),老年人居住安排變動(dòng)(轉(zhuǎn)向獨(dú)自居住)的幾率上升為原先的1.086倍,具有顯著性。但是,在獨(dú)自居住子樣本(模型二)中,患有慢性疾病個(gè)數(shù)與老年人居住安排變動(dòng)之間沒有顯著相關(guān)?？傮w來說,患有慢病時(shí),老年人居住安排變動(dòng)的概率增加,每新增1種慢性疾病,居住安排變動(dòng)的幾率提升為原先的1.039倍(模型一),但是這種顯著性影響主要來自代際同住子樣本。

五、總結(jié)與討論

通過上述分析發(fā)現(xiàn):第一,良好的自評(píng)健康使代際同住的老年人有更大可能轉(zhuǎn)向獨(dú)自居住,驗(yàn)證了研究假設(shè)1的前半部分;但是,良好的自評(píng)健康也導(dǎo)致獨(dú)自居住的老年人有更大可能轉(zhuǎn)向代際同住,與研究假設(shè)1的后半部分并不相符。也即,良好的自評(píng)健康狀況促成了“雙高系數(shù)”,即獨(dú)自居住轉(zhuǎn)向代際同住、代際同住轉(zhuǎn)向獨(dú)自居住的概率均呈明顯增長(zhǎng)態(tài)勢(shì),居住安排變動(dòng)的可能性變大,未呈現(xiàn)向獨(dú)自居住轉(zhuǎn)移的態(tài)勢(shì)。結(jié)合中國(guó)老年人在身體健康允許的情況下幫助子女承擔(dān)家務(wù)、隔代照料的普遍情況,不難理解獨(dú)自居住的老年人在自評(píng)健康良好的情況下更多轉(zhuǎn)向了代際同住。

第二,日常活動(dòng)能力受到限制時(shí),獨(dú)自居住的老年人改變居住安排的概率提升,這與研究假設(shè)2相符。但是,日常生活能力受到限制時(shí),也同時(shí)導(dǎo)致代際同住的老年人改變居住安排的概率提升?？梢?日常生活能力受到限制,并未使得居住安排模式呈現(xiàn)向代際同住轉(zhuǎn)移的態(tài)勢(shì),與研究假設(shè)2不完全相符。

這說明,老年人日?；顒?dòng)能力受到限制后,對(duì)子女照料的需求構(gòu)成了“硬”需求,迫使獨(dú)自居住的老年人轉(zhuǎn)向代際同住。與此同時(shí),非常矛盾的是,代際同住的老年人日?；顒?dòng)能力受到限制后,也并未更多地保持代際同住的狀態(tài)。

第三,在研究假設(shè)中,我們假定老年人健康狀況惡化,會(huì)限制老年人獨(dú)自居住的可行性,促使老年人更多地轉(zhuǎn)向(或保持)代際同住的狀態(tài)。然而,我們實(shí)際的研究發(fā)現(xiàn),患有慢性疾病時(shí),代際同住的老年人會(huì)更多地轉(zhuǎn)向獨(dú)自居住,而不是更傾向與子女同住;同時(shí),患有慢性疾病的老年人,從獨(dú)自居住轉(zhuǎn)向代際同住的概率也未見顯著提升。這些研究發(fā)現(xiàn)與研究假設(shè)3相悖,反映出老年人并未因?yàn)榛加新约膊《黾訉?duì)子女和家庭的依賴程度。

此前的研究認(rèn)為,健康狀況越差、日常生活能力越差,老年人越有可能代際同住。但是,通過健康因素對(duì)居住安排變動(dòng)情況的分析發(fā)現(xiàn),健康狀況惡化,特別是患有慢病,并不是老年人向代際同住聚集的關(guān)鍵因素。即使是在日?；顒?dòng)能力受到限制、慢病個(gè)數(shù)增加時(shí),代際同住的老年人仍然有更大概率獨(dú)立出來生活。特別是考慮到帶病生存是老年生活的常態(tài),一般性的罹患慢病并不顯著影響生活能力,因而慢病個(gè)數(shù)增加并未導(dǎo)致老年人居住安排呈現(xiàn)向代際同住轉(zhuǎn)移的態(tài)勢(shì)。

雖然本文的研究結(jié)果僅部分驗(yàn)證了研究假設(shè),但是結(jié)合中國(guó)代際關(guān)系中特殊的“責(zé)任倫理”和“恩往下流”“下行式家庭主義”的資源分配模式,或許不難理解矛盾之處。上述研究發(fā)現(xiàn)恰好說明了現(xiàn)實(shí)的復(fù)雜性以及中國(guó)老年人的自養(yǎng)狀態(tài)。除非健康狀況出現(xiàn)“硬約束”,否則在一般條件下,即便健康狀況欠佳,老年人仍會(huì)傾向于或者被迫選擇獨(dú)自居住,以減輕子女家庭負(fù)擔(dān)。此前的研究曾嘗試用互惠合作、資源交換或現(xiàn)代化理論來解釋老年人的居住安排和家庭的養(yǎng)老模式,但不能完全解釋當(dāng)下中國(guó)的現(xiàn)實(shí)情況。

基于以上分析和研究結(jié)果,本研究嘗試將中國(guó)老年人的居住安排模式界定為“有限度的條件式依賴”。即,健康因素對(duì)中國(guó)老年人居住安排變動(dòng)的影響,是一種條件式響應(yīng)。只有在老年人出現(xiàn)較為嚴(yán)重的健康問題時(shí),他們才考慮向代際同住的方向轉(zhuǎn)變。對(duì)于這部分帶病轉(zhuǎn)向或繼續(xù)獨(dú)自生活的老年人群體,政策制定者和社會(huì)工作者應(yīng)給予特別的關(guān)注和關(guān)懷。

最后,本文存在一些不足。雖然本文嘗試對(duì)老年人的居住安排進(jìn)行動(dòng)態(tài)考察,分析了老年人居住安排變動(dòng)情況,但是目前的分析沒有揭示老年人居住安排的連續(xù)性變動(dòng)軌跡。同時(shí),在分析居住安排變動(dòng)情況時(shí),主要考慮了代際同住和獨(dú)自居住兩種類型,對(duì)一人獨(dú)居、僅與配偶同住兩類獨(dú)自居住類型的亞類型未做區(qū)分處理,也沒有考慮機(jī)構(gòu)居住、與他人同住、隔代生活、臨近居住等特殊情形。此外,本文雖融入了代際關(guān)系的視角,但并沒有直接引入子女需求等相關(guān)性的變量以深化分析。以上不足,有待在今后的研究中進(jìn)一步改進(jìn)。