王磊

與公婆同住的影響因素分析
——基于2010年江蘇省群眾生育意愿與生育行為調(diào)查

王磊

使用2010年江蘇省群眾生育意愿與生育行為調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用多項(xiàng)probit模型和序次probit模型分析已婚女性的居住方式，發(fā)現(xiàn)女性與公婆同住的比例不到一半（48.55%），孝行為和家庭成員的需求明顯提高了她們與公婆的同住概率，顯著加大了她們與公婆的居住臨近度。研究還表明，夫妻雙方的兄弟構(gòu)成、年幼子女照料和雙親存世狀態(tài)等都是影響女性婚后是否與公婆同住以及雙方居住臨近度的關(guān)鍵因素。

與公婆同?。痪幼∨R近度；調(diào)查數(shù)據(jù)

一、問題的提出

隨著人口老齡化程度的加劇，自上世紀(jì)90年代中期開始，學(xué)界對(duì)老年人居住方式問題的研究逐漸增多。研究發(fā)現(xiàn)，傳統(tǒng)的家庭養(yǎng)老仍是我國(guó)最重要的養(yǎng)老方式[1][2]，居住方式是影響家庭養(yǎng)老功能實(shí)現(xiàn)狀況的重要因素。[3][4]根據(jù)1982年、1990年和2000年全國(guó)人口普查數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，大部分老年人與子女同住。[5]新世紀(jì)以來，學(xué)界開始研究獨(dú)生子女的婚后居住方式，以應(yīng)對(duì)獨(dú)生子女父母的養(yǎng)老問題。

在我國(guó)傳統(tǒng)家庭文化中，從夫居是女性婚后主流的居住方式，照料老年父母通常是兒子的責(zé)任，年邁的父母通常會(huì)和兒子及兒媳生活在一起。當(dāng)前社會(huì)轉(zhuǎn)型過程中，初婚年齡推遲、生育率劇降，人口和家庭行為發(fā)生了深刻變化。與以前大部分老年父母與已婚兒子共同居住不同，當(dāng)前越來越多的老年人獨(dú)自居住。全國(guó)第六次人口普查數(shù)據(jù)表明，2010年65歲及以上老年人在直系家庭生活的比例第一次降至50%以下，老年人獨(dú)居比例上升。[6]1982—2010年的歷次人口普查數(shù)據(jù)也表明，老人獨(dú)立居住的比重大幅提升，老人與子女同住比例顯著下降，家庭老齡化和空巢化趨勢(shì)日益明顯。[7]

家庭代際居住方式的這一新特點(diǎn)亦反映了女性婚后居住方式的變化。那么，哪些因素會(huì)影響女性與公婆的居住方式呢？楊菊華認(rèn)為，文化傳承和經(jīng)濟(jì)因素共同制約女性對(duì)婚后居住地的選擇，社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展賦予女性更大的自主性和選擇權(quán)。[8]目前，對(duì)于當(dāng)代中國(guó)家庭行為（包括女性婚后居住方式）是否遵循傳統(tǒng)存在三種理論假設(shè)：現(xiàn)代化假設(shè)、觀念假設(shè)和實(shí)踐假設(shè)。[9]現(xiàn)代化假設(shè)認(rèn)為，社會(huì)現(xiàn)代化進(jìn)程中人們對(duì)于大家庭的義務(wù)在減弱，父母給予子女越來越多的自由，同時(shí)他們老年后對(duì)于子女的依賴也在減少，親代和子代不同住的比例在增加，女性與公婆不同住的情況也在增加。觀念假設(shè)認(rèn)為，孝文化是中國(guó)傳統(tǒng)儒家文化的核心之一，但是在歷經(jīng)多次革命和社會(huì)運(yùn)動(dòng)之后，孝文化的影響在衰落，社會(huì)輿論對(duì)女性不與公婆同住更加寬容。實(shí)踐假設(shè)認(rèn)為，父母與已婚子女共同生活的居住方式是親代和子代實(shí)際需求共同作用的結(jié)果，家庭構(gòu)成和家庭成員需求深刻影響著居住方式，比如，為了更好地照顧年幼子女而與公婆同住是目前職業(yè)女性的常見行為。

當(dāng)前，我國(guó)發(fā)展已經(jīng)進(jìn)入了新階段，社會(huì)、經(jīng)濟(jì)和文化更加現(xiàn)代化，那么，女性婚后與公婆的居住方式發(fā)生了怎樣的變化，哪一種理論假設(shè)對(duì)這些變化的解釋更為有效？基于2010年江蘇調(diào)查數(shù)據(jù)，本文對(duì)上述問題進(jìn)行實(shí)證分析和探討。

二、數(shù)據(jù)、變量和模型

1.數(shù)據(jù)

研究數(shù)據(jù)來自“江蘇省群眾生育意愿和生育行為研究”課題組2010年進(jìn)行的跟蹤調(diào)查。2006—2007年，課題組在江蘇六縣/市開展的基線問卷調(diào)查獲得了18—40歲有本地戶籍的18638名育齡婦女的有效樣本。2010年的跟蹤調(diào)查獲得有效樣本20827人，其中接受過兩次調(diào)查的育齡婦女15837人，跟蹤率為85.5%。[10]本研究所使用的數(shù)據(jù)包含生于1971—1983年（27歲至39歲）共計(jì)5701名已婚女性的個(gè)體、婚姻、家庭、生育、子女、經(jīng)濟(jì)、社會(huì)和遷移等大量信息。選擇27—39歲這一年齡段的女性進(jìn)行研究，主要是因?yàn)樗齻兘^大多數(shù)處于婚育高峰時(shí)期，父母/公婆多為中老年，而子女多為未成年人，代際互動(dòng)頻繁，代際關(guān)系內(nèi)容豐富，居住方式多樣。

2.變量

已婚女性與公婆（父母）之間的居住方式和居住距離是被解釋變量。被調(diào)查地區(qū)計(jì)劃生育工作開展情況較好，獨(dú)生子女?dāng)?shù)量較多，存在為數(shù)不少的女性婚后與父母同住的情況。[11]同時(shí)，隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展和文化觀念的改變，被調(diào)查地區(qū)親代與子代不同住的比例在增加，女性婚后與公婆同住的傳統(tǒng)家庭行為在減少。本文將居住方式分為與公婆同住、與父母同住和不同?。í?dú)?。┤悾煌閰⒄战M。將居住距離分為同住、本村/社區(qū)、本鄉(xiāng)/鎮(zhèn)、本縣/市、本省和外?。ò▏?guó)外）六類。

按照假設(shè)，本文將解釋變量分為以下三類。第一類是代表觀念的變量，主要以孝順行為來代表。根據(jù)變量“是否幫助父母/公婆以下行為：陪同看?。粠椭黾覄?wù)；生病時(shí)照料；提供上述兩種幫助；沒有上述幫助”生成新的定序變量“孝順”。筆者認(rèn)為，“孝”屬于觀念范疇，對(duì)于父母的生活支持與生活照料是孝的行為表現(xiàn)，在調(diào)查數(shù)據(jù)中沒有變量直接測(cè)量孝觀念的情況下，以孝行為代替孝觀念是可行的方法。

第二類是代表現(xiàn)代化的變量，受教育水平、職業(yè)和城鄉(xiāng)居住地類型是反映現(xiàn)代化的重要方面?，F(xiàn)代化變量包括：妻子受教育年限、丈夫受教育年限、夫妻月收入之和、夫妻月收入之差、夫妻教育年限之差、夫妻在機(jī)關(guān)企事業(yè)單位工作情況、居住地類型、丈夫父親受教育程度和妻子父親受教育程度。

第三類是代表家庭構(gòu)成和家庭成員需求的變量，家庭成員構(gòu)成反映了家庭形態(tài)和家庭結(jié)構(gòu)，會(huì)間接影響到家庭成員需求，而家庭成員需求是居住方式的重要影響因素。這類變量主要包括：有3周歲及以下的孩子、丈夫單親在世、妻子單親在世、丈夫的哥哥數(shù)量、丈夫的弟弟數(shù)量、妻子的哥哥數(shù)量、妻子的弟弟數(shù)量、丈夫外地遷入和妻子外地遷入。

3.模型

本文采用多項(xiàng)probit模型（Multinomial Probit Model）分析居住方式的影響因素，采用序次probit模型分析居住距離的影響因素。將居住方式的三種類別用三個(gè)二分類變量來表示：Y1（1=與公婆同?。?，Y2（1=與父母同?。?，Y3（1=不同住）。對(duì)于第i個(gè)家庭，我們界定如下：

這里的Y*1，Y*2和Y*3分別代表Y1，Y2和Y3的潛在值，X是方程的回歸向量。殘差項(xiàng)包括μ1，μ2和μ3。結(jié)果就是使得等式Y(jié)=j if Y*j=max (Y*1，Y*2，Y*3)等于最大值的值。其中，Y代表居住方式，將1代表與公婆同住，將2代表與父母同住，將3代表不同住。假設(shè)μ1和μ2服從均值為0、單位方差且相關(guān)系數(shù)為ρμ的二元標(biāo)準(zhǔn)分布。為了識(shí)別未知參數(shù)，我們將不同住作為參照組，將β3和μ3設(shè)定為0。在多項(xiàng)probit模型中，我們的主要目的在于向量系數(shù)β1和β2。

居住距離是定序變量，其中，6=同住，5=本村/社區(qū)，4=本鄉(xiāng)/鎮(zhèn)，3=本縣/市，2=本省，1=外省（包括國(guó)外）。數(shù)值越大，則親代與子代之間的居住距離越近。我們將這個(gè)變量定義為居住臨近度，使用序次probit模型分析居住鄰近度。假設(shè)D*1和D*2分別代表夫妻與公婆/父母居住臨近度的潛在值。和方程（1）—（3）相似，界定：

其中，X和上述多項(xiàng)probit模型一致，ε1和ε2是殘差項(xiàng)。假定D1和D2為通過閾值測(cè)量模型觀察6項(xiàng)定序居住距離得到的連續(xù)潛在距離。為了識(shí)別這個(gè)模型，我們放棄了方程（4）和方程（5）中的常數(shù)項(xiàng)。同樣的，假設(shè)ε1和ε2服從均值為0、單位方差并且相關(guān)系數(shù)為ρε的二元標(biāo)準(zhǔn)分布。

三、數(shù)據(jù)分析

1.描述性結(jié)果

表1是對(duì)全部變量的統(tǒng)計(jì)描述?？梢园l(fā)現(xiàn)，2010年，江蘇省被調(diào)查地區(qū)出生于1971—1983年的已婚女性與公婆同住的比例為48.55%，與父母同住的比例為17.51%，夫妻獨(dú)住的比例為33.94%。筆者認(rèn)為，被調(diào)查女性年齡為27—39歲是其婚后與公婆/父母同住比例很高的一個(gè)重要原因，因?yàn)檫@個(gè)年齡段的女性正處于生育高峰，同時(shí)她們普遍活躍于勞動(dòng)力市場(chǎng)，與公婆/父母同住能夠獲得更多“撫幼”幫助。[12]

表1 變量選取和描述統(tǒng)計(jì)

從代表孝觀念的變量看，孝順程度與居住方式之間具有正相關(guān)關(guān)系，即，在三類居住方式中，與公婆同住的女性對(duì)公婆最為孝順（均值為2.740），與父母同住的女性對(duì)父母最為孝順（均值為2.734）。從與現(xiàn)代化有關(guān)的變量看，在三類居住方式中，獨(dú)住情況下女性受教育年限最長(zhǎng)（均值為11.668），夫妻至少一方在機(jī)關(guān)企事業(yè)單位工作的比例（48.2%）最大，居住在城市的比例（53.3%）也是最大。從與家庭構(gòu)成和家庭成員需求有關(guān)的變量看，有3周歲以下子女時(shí)女性與父母同住的比例（13.0%）最大。和公婆同住的女性其丈夫的兄弟數(shù)量最少，反之，和父母同住的女性其丈夫的兄弟數(shù)量最多。從上述分析中我們可以發(fā)現(xiàn)，江蘇省被調(diào)查地區(qū)女性的婚后居住方式與觀念假設(shè)、現(xiàn)代化假設(shè)和實(shí)踐假設(shè)基本一致。

2.居住方式：多項(xiàng)probit模型估計(jì)結(jié)果

表2 對(duì)居住方式的多項(xiàng)probit模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

表2是對(duì)女性婚后居住方式的多項(xiàng)probit模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果。模型1表明，孝行為對(duì)居住方式有明顯影響：女性對(duì)公婆的孝順程度與和公婆同住之間存在顯著的正向相關(guān)關(guān)系，對(duì)父母的孝順程度與和父母同住之間也存在顯著的正向相關(guān)關(guān)系。女性孝順行為提高了她們與公婆/父母同住的可能性，這與觀念假設(shè)一致。

模型1表明，現(xiàn)代化因素對(duì)居住方式存在明顯影響：第一，夫妻月收入之和對(duì)居住方式有一定影響，夫妻月收入之和越多，妻子與公婆同住的可能性越大；第二，妻子受教育年限對(duì)居住方式有顯著影響，妻子受教育年限越長(zhǎng)，妻子和公婆同住的可能性越小，說明妻子受教育程度越大，其職業(yè)、收入和家庭地位越好，其居住方式也就越有可能打破傳統(tǒng)，不與公婆同??；第三，與農(nóng)村女性相比，城市女性與公婆/父母同住的可能性明顯更小。這說明，現(xiàn)代化因素會(huì)降低女性與公婆同住的可能性，這與現(xiàn)代化假設(shè)一致。

模型1表明，家庭構(gòu)成和家庭成員需求對(duì)居住方式的影響最為顯著：第一，女性育有3周歲及以下子女時(shí)，她們和父母/公婆同住的可能性都大幅增加；第二，公婆一方在世時(shí)，已婚女性與在世公婆同住的可能性顯著增大，而父母一方在世時(shí)，女性與父母同住的可能性也顯著增大；第三，夫妻雙方兄弟姐妹的數(shù)量和居住方式存在顯著關(guān)聯(lián)，隨著丈夫兄弟數(shù)量的增加，妻子和公婆同住的可能性在減小，妻子和父母同住的可能性在增大，隨著妻子弟弟數(shù)量的增加，妻子和父母同住的可能性在減??；第四，夫妻戶口遷移狀況對(duì)居住方式也有深刻影響，如果丈夫是外地遷入，那么妻子與公婆同住的可能性顯著減小，與父母同住的可能性則顯著增大，如果妻子是外地遷入，那么妻子與父母同住的可能性顯著減小，與公婆同住的可能性顯著增大。上述發(fā)現(xiàn)與實(shí)踐假設(shè)一致。

通過交互項(xiàng)的方式，模型2將模型1中“對(duì)于公婆的孝順”和“對(duì)于父母的孝順”兩個(gè)變量合并生成“對(duì)雙方父母的孝順”一個(gè)變量，該變量取值在1至16范圍內(nèi)，值越大則表明越孝順。與模型1相比，模型2的結(jié)果在絕大多數(shù)解釋變量系數(shù)的正負(fù)性和顯著性方面一致。模型2與模型1之間的主要差別在于，“對(duì)雙方父母的孝順”對(duì)與公婆同住存在顯著正向影響，而對(duì)與父母同住存在顯著負(fù)向影響。這說明，在2010年江蘇被調(diào)查地區(qū)，孝作為我國(guó)傳統(tǒng)文化的重要指標(biāo)，對(duì)女性婚后是否與公婆同住具有顯著影響。

3.居住臨近度：序次probit模型估計(jì)結(jié)果

表3是對(duì)居住臨近度的序次probit模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果。模型3、4分別測(cè)量“對(duì)公婆的孝順”和“對(duì)父母的孝順”如何影響女性婚后與公婆以及與父母的居住臨近度。除了將“對(duì)公婆的孝順”和“對(duì)父母的孝順”合并為一個(gè)變量“對(duì)雙方父母的孝順”以外，模型5、6與模型3、4的解釋變量基本一致。

模型3、4的估計(jì)結(jié)果表明，首先，孝觀念顯著影響居住臨近度。已婚女性對(duì)公婆的孝順與公婆居住臨近度之間具有顯著正向相關(guān)關(guān)系，即已婚女性對(duì)公婆越孝順，她們與公婆居住臨近度越大。此外，已婚女性對(duì)父母的孝順與父母居住臨近度之間也具有正向相關(guān)關(guān)系，即已婚女性對(duì)父母越孝順，那么她們與父母居住的臨近度越大。

第二，現(xiàn)代化因素對(duì)居住臨近度有影響。一是妻子受教育年限和夫妻受教育年限差對(duì)于居住臨近度有顯著影響，即妻子受教育年限越長(zhǎng)，妻子與公婆居住臨近度越小，女性受教育程度的提高是現(xiàn)代化的一個(gè)重要標(biāo)志，擁有更長(zhǎng)受教育年限的女性擁有更好工作和收入的可能性更大，她們不與公婆同住的可能性也更大；二是與農(nóng)村相比，城市女性與公婆/父母居住臨近度更小；三是與都不在體制內(nèi)工作的夫妻相比，夫妻至少一方在機(jī)關(guān)企事業(yè)單位工作時(shí)，妻子和公婆的居住臨近度更小。

第三，家庭構(gòu)成和家庭成員需求顯著影響了居住臨近度。與居住方式模型的估計(jì)結(jié)果基本一致：丈夫的哥哥和弟弟數(shù)量越多，妻子與公婆居住臨近度明顯越小；妻子的弟弟數(shù)量越多，妻子與公婆居住臨近度明顯越大。當(dāng)丈夫系外地遷入本地時(shí)，妻子與公婆居住臨近度明顯更??；妻子系外地遷入時(shí)，妻子與公婆居住臨近度明顯更大。

模型5、6與模型3、4在變量的正負(fù)方向和顯著性上保持一致。變量“對(duì)雙方父母的孝順”整合了“對(duì)公婆的孝順”和“對(duì)父母孝順”，它與公婆居住臨近度之間存在顯著的正向關(guān)系，即女性越孝順，與公婆的居住臨近度越大。這也符合上文居住方式的模型估計(jì)結(jié)果，說明孝作為傳統(tǒng)儒家文化的一項(xiàng)核心指標(biāo)，它與居住臨近度之間的關(guān)系同樣符合傳統(tǒng)家庭行為的預(yù)期：女性越孝順則越遵循傳統(tǒng)家庭行為，她們與公婆居住地的距離更近的可能性越大。

四、結(jié)語與討論

我國(guó)傳統(tǒng)家庭文化非常強(qiáng)調(diào)孝順，子女是否尊敬和照料年老父母成為是否孝順的關(guān)鍵因素。當(dāng)前我國(guó)社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、文化和人口的變遷導(dǎo)致傳統(tǒng)家庭行為發(fā)生了改變。老年人獨(dú)住的比例在增加，女性婚后居住模式的一個(gè)重要變化是她們與公婆同住比例的減少?；诮K省群眾生育意愿與生育行為調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證分析，本文發(fā)現(xiàn)，2010年江蘇被調(diào)查地區(qū)27—39歲已婚女性與公婆同住的比例不到一半（48.55%）。從影響女性與公婆同住的因素來看，首先，孝文化的影響比較大。孝順程度與女性婚后的居住方式有顯著關(guān)聯(lián)，女性越孝順，她們與公婆同住的可能性越大，她們與公婆的居住臨近度越大。其次，現(xiàn)代化因素的影響較為復(fù)雜。比較符合現(xiàn)代化假設(shè)的是：居住在城市的女性、受教育年限更長(zhǎng)的女性與公婆同住的可能性更低，與公婆的居住臨近度更小的可能性更高。體現(xiàn)現(xiàn)代化程度的夫妻受教育年限差對(duì)居住方式和居住臨近度的影響與現(xiàn)代化假設(shè)不一致：在教育上具有相對(duì)優(yōu)勢(shì)的妻子反而與公婆同住的可能性更大，與公婆的居住臨近度更大。第三，實(shí)踐假設(shè)得到有效驗(yàn)證，即是否有3歲及以下子女、是否單親在世、是否外地遷入本地和兄弟數(shù)量等家庭構(gòu)成狀況和家庭成員需求對(duì)于女性婚后的居住方式具有最為顯著的影響。

表3 對(duì)居住臨近度的序次probit模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果

本研究表明，家庭構(gòu)成狀況和家庭成員需求對(duì)女性婚后的居住方式具有更加重要的影響。與現(xiàn)代化假設(shè)、觀念假設(shè)相比，實(shí)踐假設(shè)對(duì)女性是否與公婆同住的解釋更加有效。這說明在當(dāng)代中國(guó)家庭中，較為年輕的一代女性仍然承擔(dān)著較多的照料老人的責(zé)任，她們身處“上有老下有小”的代際位置，目前的代際居住方式是其應(yīng)對(duì)工作與家庭雙重壓力的必然選擇。在應(yīng)對(duì)人口老齡化問題上，國(guó)家和社會(huì)不僅需要繼續(xù)弘揚(yáng)孝文化和鼓勵(lì)孝行為，加強(qiáng)和完善家庭建設(shè)方面的社會(huì)政策，還需要給予年輕女性更多的關(guān)愛和支持，創(chuàng)造更加寬松良好的就業(yè)環(huán)境和工作條件，提升其扮演多重家庭角色的能力。

需要說明的是，本文使用孝的行為來代表孝的觀念是較為粗略的做法，實(shí)際上兩者之間的差別難以說清楚。比如，有的子女并不是由于“觀念的不孝”導(dǎo)致“行為的不孝”，而是由于外出務(wù)工，或自身經(jīng)濟(jì)資源有限，或父母沒有這方面的需求等原因，才導(dǎo)致沒有發(fā)生本文所界定的孝行為（如幫助老人做家務(wù)、生病照料和帶到醫(yī)院看病等）。同時(shí)，居住方式與孝順行為也存在關(guān)聯(lián)，如女性婚后與公婆居住在一起或者相距很近，她們才有可能發(fā)生本文所界定的孝順行為。反過來說，女性與公婆同住或居住距離很近并不必然發(fā)生本文所界定的孝順行為。因此，如何準(zhǔn)確衡量孝順對(duì)女性婚后居住方式的影響仍需要進(jìn)一步深入研究。

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責(zé)任編輯：張艷玲

Analysis of Influencing Factors of Women’s Residing with Parents-in-law

WANGLei

Using data from a 2010 Jiangsu Survey on 5701 married women born in 1971- 1983, the study revealed these findings: 48.55 percent ofmarried women are livingwith their parents- in- law; Both filial pietyand the practical desire of the married women not only increased the probability of residence with parents in law both also increased residential proximity. The findings suggest practical desire is the key cause leading to a new co- residence model different fromthe traditional.

residence with parents- in- law; residential proximity; surveydata

10.13277/j.cnki.jcwu.2015.02.008

2015-01-17

C913.68

A

1007-3698（2015）02-0047-07

王磊，男，中國(guó)社會(huì)科學(xué)院人口與勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)研究所助理研究員，主要研究方向?yàn)榧彝ト丝趯W(xué)、社會(huì)人口學(xué)。100028

本文系中國(guó)社會(huì)科學(xué)院創(chuàng)新工程項(xiàng)目“社會(huì)轉(zhuǎn)型時(shí)期中國(guó)家庭人口變動(dòng)、問題和對(duì)策”的研究成果。