郝身永

（上海行政學(xué)院經(jīng)濟(jì)學(xué)教研部，上海200233）

家庭功能、居住模式變遷與中老年人生活幸福感——基于中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（2006）的經(jīng)驗(yàn)分析

郝身永

（上海行政學(xué)院經(jīng)濟(jì)學(xué)教研部，上海200233）

摘要：在我國(guó)人口老齡化程度逐步加深的背景下，提升中老年人生活幸福感是實(shí)現(xiàn)國(guó)民幸福的題中之義。我國(guó)居民家庭的居住模式正在發(fā)生深刻變化，父母與成年子女分開(kāi)居住越來(lái)越普遍。在親子分開(kāi)居住情況下，子女對(duì)父母的經(jīng)濟(jì)支持和情感交流影響中老年人幸福感。同時(shí)，子女住處距離遠(yuǎn)近以及親子間聯(lián)系頻率也會(huì)對(duì)中老年人幸福感產(chǎn)生影響。我們利用中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（2006）數(shù)據(jù)和有序probit模型進(jìn)行的經(jīng)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)，子女對(duì)父母的經(jīng)濟(jì)支持和情感交流的頻率越低，父母幸福感越差，但經(jīng)濟(jì)支持的影響并不顯著，而情感交流的影響則是顯著的；非同住子女居住距離越遠(yuǎn)，父母幸福感反而越強(qiáng)，而聯(lián)系的頻率越低，幸福感越弱，然而面對(duì)面聯(lián)系頻率的影響不顯著，而非面對(duì)面聯(lián)系頻率的影響則是顯著的。因此，除了對(duì)中老年人提供必要的經(jīng)濟(jì)支持外，親子間情感交流對(duì)中老年人幸福感更為重要。中老年人越來(lái)越能夠接受親子非合住的居住模式，在非合住而面對(duì)面聯(lián)系不便時(shí)，子女增加非面對(duì)面聯(lián)系頻率也可以有效地提升中老年人幸福感。

關(guān)鍵詞：家庭功能；居住模式；中老年人；幸福感

中圖分類號(hào)：F061.4；C913.6

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：：A

文章編號(hào)：：1672－626X（2015）01-0005-09

doi:10.3969/j.issn.1672-626x.2015.01.001

收稿日期：2014-12-13

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金青年項(xiàng)目（14CSH034）；國(guó)家自然科學(xué)基金青年項(xiàng)目（71103094）

作者簡(jiǎn)介：郝身永（1982-），男，河南南陽(yáng)人，上海行政學(xué)院講師，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，主要從事行為經(jīng)濟(jì)學(xué)和幸福經(jīng)濟(jì)學(xué)研究。

Abstract:With the degree of the population aging deepened the number of china's elderly population is growing. So promoting the happiness of the wrinkly and the elderly is very important. The living mode of family is changing greatly, that is, many young people don't choose to live with their parents. The change of living mode has an effect on the happiness the wrinkly and the elderly through impacting finical support and emotional communication from sons and daughters to their parents. Also, when sons and daughters live separately with their parents, the distance and communication frequency between them also impact patents' happiness. Based on data from China General Social Survey (2006), using Ordered Probit model, we find that the effect of finical support and communication frequency is positive, which is separately not significant and significant. The distance has a significant positive effect on parents' happiness, which is significant. The positive effect of communication frequency in the way of face to face on parents' happiness is not significant; however, the positive effect of communication frequency in other ways is significant. We learn from above results is that besides necessary finical support, emotional communication is more important for parents' happiness. Also, parents are more and more willing to choose to live separately with their children. When this indeed happened, increasing communication frequency is helpful for parents' happiness.

一、引言及文獻(xiàn)回顧

改革開(kāi)放三十多年來(lái)，我國(guó)居民的生活水平得到普遍提高，但經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并不意味著平均幸福水平的對(duì)應(yīng)提升，中國(guó)也出現(xiàn)了“幸?！杖脬Ｕ摗?。[1]此一背景下，提升居民幸福感已成為我國(guó)中央和許多地方政府當(dāng)前的共識(shí)和重要施政目標(biāo)。與此同時(shí)，我國(guó)正處于不斷加速的人口老齡化過(guò)程中，已經(jīng)邁入老齡化社會(huì)。①2010年第六次全國(guó)人口普查主要數(shù)據(jù)公報(bào)顯示，我國(guó)60歲及以上人口約為1.776億，占13.26%，其中65歲及以上人口約為1.188億，占8.87%。②因此，提升中老年人的生活幸福感是提升居民生活幸福感所不能忽視的。

幸福感的影響因素有很多，本文中我們側(cè)重于從家庭這一視角研究中老年人幸福感的決定因素。這是因?yàn)橐环矫嫖覈?guó)家庭的居住模式正在發(fā)生深刻變化，另一方面家庭確實(shí)承擔(dān)著多重功能，家庭居住模式變遷通過(guò)影響家庭的不同功能而對(duì)中老年人幸福感產(chǎn)生影響。我們將對(duì)這兩個(gè)方面分別作詳細(xì)闡釋。

在傳統(tǒng)社會(huì)，我國(guó)以大家庭居住為主，主要是已婚兒子及其家庭和未婚兒女與父母同住。[2]而過(guò)去一二十年里，我國(guó)經(jīng)歷了經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、文化和人口的大變革，家庭結(jié)構(gòu)、家庭規(guī)模等都發(fā)生了深刻的變化。20世紀(jì)70年代末實(shí)施嚴(yán)格的計(jì)劃生育政策以來(lái)，生育率大幅降低，“少子化”和“獨(dú)子化”現(xiàn)象日益普遍。2000年的人口普查數(shù)據(jù)顯示，約有四分之一的家庭只有1個(gè)孩子，四分之一的家庭有女無(wú)兒。在生育率降低的情況下，兒子數(shù)量不足，父母與

成年子女同住的比例也終將降低，居住模式會(huì)發(fā)生重要變化。[3]另一方面，伴隨著人們受教育程度的不斷提高，傳統(tǒng)的家庭觀念正在不斷瓦解，刺激著人們組建核心家庭的渴望。出于維持獨(dú)立、享受自由、保護(hù)隱私等原因，年輕人更愿意自己居住。劇烈的人口遷移、頻繁的人口流動(dòng)和不斷提高的城市化水平更加速了家庭的小型化和核心化，③加速了子女與父母居住上的分離，子女成年后與父母分開(kāi)居住成為常態(tài)的生活模式。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局2011年發(fā)布的人口普查數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)家庭戶規(guī)模不斷縮小，已由1982年的戶均4.41人縮小為3.10人，一人戶和一代戶占家庭戶的比重持續(xù)上升。

在現(xiàn)代社會(huì)，家庭的居住模式正在發(fā)生變化，而家庭又承擔(dān)著多種功能。Miller等認(rèn)為，家庭功能是家庭在滿足其成員的生理、心理、生活、發(fā)展等方面需求的能力和作用，或者說(shuō)是為家庭成員生理、心理、社會(huì)性等方面的健康發(fā)展提供一定的環(huán)境條件。[4]Ogburn將家庭的功能概括為生殖、保護(hù)、社會(huì)化、規(guī)范性行為、情感交流和提供社會(huì)地位等六個(gè)方面。[5]從以上關(guān)于家庭功能的界定可以看出，除了經(jīng)濟(jì)支持，情感交流也是家庭功能的有機(jī)構(gòu)成。所謂情感功能，是指家庭成員通過(guò)交流情感、溝通心理、通氣交心，以滿足彼此間的情感需要，獲得精神上的激勵(lì)。[6]對(duì)于中老年人來(lái)講，家庭功能主要體現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)支持和情感交流兩個(gè)維度。④對(duì)他們來(lái)說(shuō)，隨著年齡增大逐步退出勞動(dòng)力市場(chǎng)，通常退休收入有所下降，其從工作中獲得的成就感和滿足感會(huì)有不同程度的弱化甚至完全喪失。這時(shí)候，子女的經(jīng)濟(jì)支持和情感支持可能會(huì)影響到其生活幸福感。全國(guó)人大常委會(huì)第三十次會(huì)議于2012年12月28日新修訂了《中華人民共和國(guó)老年人權(quán)益保障法》，更加強(qiáng)調(diào)贍養(yǎng)人對(duì)老年人應(yīng)當(dāng)履行經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)和精神慰籍等義務(wù)，⑤第十七條還明確規(guī)定：“家庭成員應(yīng)當(dāng)關(guān)心老年人的精神需求，不得忽視、冷落老年人。與老年人分開(kāi)居住的贍養(yǎng)人，應(yīng)當(dāng)經(jīng)常看望或者問(wèn)候老年人。”因此，從提升中老年人幸福感的角度出發(fā)，需要厘清經(jīng)濟(jì)支持和情感交流與中老年人幸福感之間的關(guān)系。

此外，中老年人與成年子女分開(kāi)居住改變了三代同住的傳統(tǒng)模式，拉大了雙方的空間距離。分開(kāi)居住產(chǎn)生的影響是多樣的。親子分開(kāi)居住可能會(huì)與中老年人傳統(tǒng)的家庭觀念相左，在一定程度上弱化親子間相互照料的便利性和可得性，從而對(duì)中老年人幸福感產(chǎn)生負(fù)向影響。但是，分開(kāi)居住也有益處，因?yàn)橥∪菀桩a(chǎn)生父子矛盾和婆媳矛盾，影響代際關(guān)系的和睦。并且隨著人均預(yù)期壽命的延長(zhǎng)和價(jià)值觀念的轉(zhuǎn)變，越來(lái)越多的中老年人也追求獨(dú)立的生活空間。那么子女住處距離究竟如何影響中老年人幸福感？同時(shí)，親子間情感交流從方式上來(lái)講可分為兩類，一類是面對(duì)面的，另一類是非面對(duì)面的（比如電話、書(shū)信、電子郵件等）。親子同住或近距離居住更便于進(jìn)行面對(duì)面的交流；當(dāng)居住較遠(yuǎn)時(shí)，面對(duì)面聯(lián)系的便利性下降。不過(guò)人們的通訊方式日趨多樣化，電話等通訊方式的普及率大大提高，非面對(duì)面聯(lián)系已變得十分便利。問(wèn)題是，從提升中老年人幸福感的目的出發(fā)，非面對(duì)面聯(lián)系能否成為面對(duì)面聯(lián)系方式的有效替代？因此，文中我們也討論子女信息距離、面對(duì)面聯(lián)系頻率和非面對(duì)面聯(lián)系頻率對(duì)中老年人幸福感的影響。

經(jīng)濟(jì)學(xué)、社會(huì)學(xué)和心理學(xué)等學(xué)科對(duì)幸福感影響因素的研究涉及的變量非常廣泛，包括性別、年齡、民族、婚姻狀況、就業(yè)狀況、宗教信仰、政治面貌、個(gè)性和收入等個(gè)體特征，宏觀層面則涉及收入差距、機(jī)會(huì)公平、失業(yè)率、通貨膨脹率、政治體制、民主自由、貪污腐敗等因素。[7]針對(duì)老年人這一特殊群體的幸福感，雷秀雅通過(guò)對(duì)中日兩國(guó)老年人幸福觀的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，影響老年人主觀幸福的因素是多重的，包括健康、家庭、物質(zhì)生活、社會(huì)參與和宗教等因素；并且不同的社會(huì)環(huán)境和文化背景會(huì)創(chuàng)建不同的幸福模式；老年人的幸福不僅需要物質(zhì)保障，還需要精神保障。[8]高紅英和苗元江采用隨機(jī)抽樣對(duì)491名南昌市社區(qū)老年人進(jìn)行了入戶問(wèn)卷調(diào)查，研究發(fā)現(xiàn)配偶健在、受教育程度高、身體健康、日常生活功能好、家庭關(guān)系好、人際關(guān)系好、有多個(gè)親密朋友、對(duì)養(yǎng)老環(huán)境滿意、興趣愛(ài)好廣泛等會(huì)對(duì)老年人幸福感產(chǎn)生積極影響。[9]張雨明基于上海市長(zhǎng)寧區(qū)的調(diào)查和訪談發(fā)現(xiàn)，政府老齡工作對(duì)老年人幸福感影響顯著。[10]亓壽偉和周少甫研究了收入、健康和醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)老年人幸福感的影響，發(fā)現(xiàn)收入對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村老年人幸福感的影響存在差異，心理健康和身體健康都有利于促進(jìn)城鄉(xiāng)老年人幸福感，公費(fèi)醫(yī)療能顯著提升農(nóng)村老年人幸福感，城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)和合作醫(yī)療分別對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村老年人幸福感有促進(jìn)作用。[11]宋寶安和于天琪基于吉林省老年人口調(diào)查，研

究了城鎮(zhèn)老年人再就業(yè)對(duì)其幸福感的影響，發(fā)現(xiàn)二者之間有明顯的正相關(guān)性。[12]劉宏等研究了養(yǎng)老模式對(duì)老年人健康（其維度之一是幸福感）的影響，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)與居住均獨(dú)立的老年夫妻有最明顯的健康優(yōu)勢(shì)和主觀幸福度優(yōu)勢(shì)，而依靠子女供養(yǎng)或政府補(bǔ)助的個(gè)人獨(dú)居養(yǎng)老模式是最差的。[13]綜合來(lái)看，針對(duì)中老年人群體幸福感的探究文獻(xiàn)較少，僅有的文獻(xiàn)和研究一方面多基于簡(jiǎn)單的統(tǒng)計(jì)分析，缺乏規(guī)范的計(jì)量檢驗(yàn)；另一方面多以個(gè)體為單位建立老年人幸福感與一系列變量的計(jì)量模型。但實(shí)際上個(gè)體首先是家庭的一員，家庭具有多重功能，包括經(jīng)濟(jì)支持和情感交流等，以往的研究要么忽視了家庭這一社會(huì)基本構(gòu)成單位在中老年人幸福感中發(fā)揮的重要作用，要么僅將家庭功能局限在經(jīng)濟(jì)支持這一單一維度?；诖耍疚膶⒂懻撟优?jīng)濟(jì)支持和情感交流對(duì)中老年人幸福感的影響。同時(shí)，我們尚未看到有文獻(xiàn)在家庭居住模式變遷背景下討論子女住處距離以及親子間聯(lián)系方式對(duì)中老年人幸福感的影響，這也是本文后續(xù)的研究?jī)?nèi)容。

本文接下來(lái)的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分考察子女經(jīng)濟(jì)支持和情感交流頻率對(duì)中老年人幸福感的影響；第三部分考察子女居住距離和（面對(duì)面、非面對(duì)面）聯(lián)系頻率對(duì)中老年人幸福感的影響；最后是結(jié)論與啟示。

二、經(jīng)濟(jì)支持和情感交流對(duì)中老年人幸福感的影響

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于2006年的中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（CGSS）。CGSS是中國(guó)人民大學(xué)社會(huì)學(xué)系與香港科技大學(xué)調(diào)查研究中心合作開(kāi)展的全國(guó)性、綜合性和連續(xù)性的社會(huì)基本狀況調(diào)查。第一期調(diào)查自2003 至2008年，共進(jìn)行了五次年度調(diào)查，公開(kāi)的數(shù)據(jù)包括2003、2005、2006和2008，第二期調(diào)查（2010—2019）計(jì)劃每?jī)赡暌淮?，共五次，目前公開(kāi)了2010年度的調(diào)查。在所有公布的數(shù)據(jù)中，僅2006年度的家庭問(wèn)卷詳細(xì)詢問(wèn)了受訪者子女的聯(lián)系頻率等信息，滿足我們的研究需要。本次調(diào)查采用分層的四階段不等抽樣：區(qū)（縣）、街道（鎮(zhèn)）、居委會(huì)或村委會(huì)、住戶和居民。調(diào)查問(wèn)卷分為家庭卷、農(nóng)村卷和城市卷3個(gè)模塊。初始樣本點(diǎn)為10151個(gè)，分布在大陸除西藏、青海和寧夏之外的28個(gè)省級(jí)行政區(qū)。我國(guó)較普遍地以40歲作為中青年分界點(diǎn)，⑥我們將受訪者年齡限制在40歲以上。根據(jù)變量選取，刪除數(shù)據(jù)缺失樣本，最后獲得的樣本數(shù)是1377。

（二）變量定義與指標(biāo)度量

本文的被解釋變量是居民的幸福水平。在CGSS問(wèn)卷中，受訪者被詢問(wèn)“總體而言，您對(duì)自己所過(guò)的生活的感覺(jué)是怎么樣的？”，受訪者在“非常不幸福”、“不幸福”、“一般”、“幸?！焙汀胺浅Ｐ腋！敝g進(jìn)行選擇，我們將其依次賦值為1、2、3、4和5。通過(guò)問(wèn)卷調(diào)查得來(lái)的自評(píng)幸福感雖然簡(jiǎn)單，但恰恰反映了幸福作為一種主觀體驗(yàn)的本質(zhì)特征。Veenhoven等研究發(fā)現(xiàn)，這種度量方法具有良好的效度和信度。[14]

我們要考察的核心解釋變量是子女對(duì)中老年人提供的經(jīng)濟(jì)支持和情感交流。在CGSS問(wèn)卷中，若受訪者有已滿18歲的子女，首先被詢問(wèn)在所有成年子女中哪一位與受訪者的聯(lián)系最密切，進(jìn)而又被詢問(wèn)在過(guò)去一年中該成年子女是否經(jīng)常為受訪者提供以下幫助，包括給錢和聆聽(tīng)心事或想法。我們將子女給錢和聆聽(tīng)心事分別視為子女提供的經(jīng)濟(jì)支持和情感交流。受訪者就提供幫助的頻率（“很經(jīng)?！?、“經(jīng)?！?、“有時(shí)”、“很少”和“完全沒(méi)有”）進(jìn)行選擇，將其依次賦值為5、4、3、2和1。賦值越高，意味著提供的幫助頻率越高。⑦

除了上述解釋變量，我們還控制了受訪者的年齡、年齡平方項(xiàng)、性別、婚姻狀況、戶口類型、政治面貌、自身健康狀況、家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、兒子數(shù)目和女兒數(shù)目。Lykken和Tellegen的研究發(fā)現(xiàn)，幸福感長(zhǎng)期穩(wěn)定變化的約一半甚至大部分可由遺傳和個(gè)性而不是生活狀況來(lái)解釋。[15]由此，在面板數(shù)據(jù)缺乏的情況下，加入反映個(gè)性特征的變量，可以有效降低系數(shù)的估計(jì)偏誤。在CGSS問(wèn)卷中，受訪者會(huì)就“外向、會(huì)和人交際”的個(gè)性描述與自己實(shí)際情況的相符程度做出判斷，1=很符合，2=有點(diǎn)符合，3=無(wú)所謂符合不符合，4=不太符合，5=很不符合。以往研究發(fā)現(xiàn)，一些宏觀經(jīng)濟(jì)變量也會(huì)影響居民幸福感，比如魯元平和張克中的研究表明，無(wú)論是對(duì)城市居民還是農(nóng)村居民，親貧式財(cái)政支出對(duì)居民幸福感有顯著的正向影響。[16]因此，為了控制省際異質(zhì)特征對(duì)居民幸福感的影響，我們?cè)谀Ｐ椭屑尤肓耸》萏摂M變量。

變量的定義和基本描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1　變量的定義和基本描述性統(tǒng)計(jì)

（三）計(jì)量模型

如果將受訪者的自評(píng)幸福感視為有序離散變量，則應(yīng)采用有序Probit或Logit模型分析，何立新和潘春陽(yáng)等采用這種方法。[1]如果將受訪者回答視為基數(shù)值，可以直接應(yīng)用OLS模型，劉斌等采用這種方法。[17]Ferrer-i-Carbonell和Frijters的研究發(fā)現(xiàn)，用兩種方法估計(jì)出的系數(shù)或邊際效應(yīng)的符號(hào)和顯著性基本一致。[18]為嚴(yán)謹(jǐn)起見(jiàn)，我們應(yīng)用有序Probit模型進(jìn)行計(jì)量分析。用Happy表示受訪者基于“潛在幸福感”（Happy*）報(bào)告的幸福感等級(jí)。潛在幸福感是一個(gè)連續(xù)型變量，從理論上講數(shù)值范圍界于（-∞，+∞），受一系因素影響，故可表示為：Happy*=X β+ε，其中X是包括Money、Distance以及其他控制變量在內(nèi)的列向量，β是待估的參數(shù)向量，ε是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。選擇規(guī)則是：

Happy=i，Ci-1＜Happy*≤Ci，其中i=1，2，3，4，5。C1＜C2＜C3＜C4是待估計(jì)的“切斷點(diǎn)”。

假設(shè)擾動(dòng)項(xiàng)ε服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布（將擾動(dòng)項(xiàng)ε的方差標(biāo)準(zhǔn)化為1），有：

P（Happy=i｜X）=P（Ci-1＜Happy*≤Ci｜X）=P（Ci-1＜X β+ε≤Ci｜X）=P（Ci-1-X β＜ε≤Ci-X β｜X）=Φ（Ci-X β）-Φ（Ci-1-X β）

其中C0=-∞，C5=+∞，C1＜C2＜C3＜C4是待估計(jì)的“切斷點(diǎn)”。

有序Probit模型采用極大似然法進(jìn)行估計(jì)，參數(shù)向量和切斷點(diǎn)可以一并估出。β的估計(jì)值表示的是自變量對(duì)“潛在幸福感”的邊際效應(yīng)，進(jìn)一步計(jì)算可求得自變量對(duì)報(bào)告各幸福感等級(jí)的概率的邊際影響。二者的經(jīng)濟(jì)含義是一致的，以往文獻(xiàn)中利用有序Probit模型時(shí)也常直接考察自變量變化對(duì)“潛在幸福感”的影響，[1]本文中我們亦采取這種策略。

（四）回歸結(jié)果

表2中，模型1是不加入經(jīng)濟(jì)支持（Money）和情感交流（Listen）變量的回歸結(jié)果，以作為基本參照。各變量對(duì)真實(shí)幸福感的影響與以往研究基本上是一致的。年齡對(duì)幸福感的影響呈U型，但不顯著。黨員身份對(duì)幸福感有顯著的正向影響，這可能是因?yàn)辄h員身份有利于獲得各種社會(huì)資源，同時(shí)個(gè)體對(duì)黨員身份本身有較高的認(rèn)同感。已婚有配偶對(duì)幸福感有顯著的正向影響。個(gè)體自評(píng)健康狀況越好，個(gè)體覺(jué)得越幸福，二者顯著地正相關(guān)。外向性程度對(duì)潛在幸福感的影響系數(shù)是-0.1420，在1%的顯著性水下上顯著，說(shuō)明外向性程度越高，個(gè)體感覺(jué)越幸福。因?yàn)橥庀蚩梢詮V泛拓展人際關(guān)系，以積極的心態(tài)面對(duì)生活。家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)個(gè)人幸福感有顯著的正向影響，因?yàn)槿说男枨蟛痪窒抻谑杖?、?cái)富等絕對(duì)量，還包括人際之間的比較，優(yōu)越的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位可以帶來(lái)滿足感。子女?dāng)?shù)目對(duì)幸福感的影響并不顯著，然而兒子數(shù)目對(duì)幸福感的影響為負(fù)，而女兒數(shù)目對(duì)幸福感的影響則是正的，兒子更多時(shí)，需要負(fù)擔(dān)建房（或購(gòu)房）和結(jié)婚等大筆經(jīng)濟(jì)支出，加重了父母的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)。另外，戶口、性別對(duì)幸福感的影響不顯著，以往的研究也并沒(méi)有一致的結(jié)論。

表2　計(jì)量回歸結(jié)果

模型2是在模型1的基礎(chǔ)上加入Money和Listen兩個(gè)變量。Money變量回歸系數(shù)為正，說(shuō)明子女所提供經(jīng)濟(jì)支持的頻率越低，受訪者感覺(jué)越不幸福，但這一影響并不顯著。以40歲作為中年與青年的分界線，個(gè)體距離我國(guó)法定的退休年齡仍有較多年限，他們基本上在這一年齡段仍然有工作和工作收入，如果收入能滿足自身生活需要，他們尋求子女經(jīng)濟(jì)支持的意愿并不強(qiáng)烈。子女傾聽(tīng)父母心事頻率越高，父母越幸福，在5%的顯著性水平上顯著。由此說(shuō)明，對(duì)于提升中老年人幸福感而言，親子間的情感交流比經(jīng)濟(jì)支持更為重要。在社會(huì)轉(zhuǎn)型和人口轉(zhuǎn)變的過(guò)程中，競(jìng)爭(zhēng)加劇，壓力增大，情感聯(lián)絡(luò)這個(gè)維度的家庭凝聚力在滿足個(gè)體的情感慰籍等社會(huì)需求方面顯得越來(lái)越重要。[19]因此，在分開(kāi)居住模式下，空間上的隔離并不能消除中老年人尋求子女情感慰籍的心理需求，甚至可能強(qiáng)化這一需求。由于人對(duì)親情的需求是任何物質(zhì)的東西都無(wú)法替代的，[20]相對(duì)于經(jīng)濟(jì)支持和生活照料等家庭功能，家庭內(nèi)部的情感支持很難被迅速外化。

世界衛(wèi)生組織重新劃定的年齡分段是：44歲以下為青年人，45~59歲為中年人，60歲以上為老年人。我們依此將樣本限定在45歲及以上，回歸結(jié)果見(jiàn)模型3。限定樣本的原因有兩個(gè)：其一，本文討論的對(duì)象是中老年人，依據(jù)不同劃分標(biāo)準(zhǔn)設(shè)定樣本對(duì)比模型結(jié)果，有助于我們檢驗(yàn)研究結(jié)論的穩(wěn)定性。其二，當(dāng)樣本限定在45歲及以上時(shí)，相比于限定在40歲以上，平均年齡增大（分別為56.1和54.4）。按常理，年齡越大對(duì)于經(jīng)濟(jì)支持和情感交流的需求也會(huì)越強(qiáng)烈。如果經(jīng)濟(jì)支持和情感交流確實(shí)是影響中老年人幸福感的原因，那么經(jīng)濟(jì)支持和情感交流頻率對(duì)潛在幸福感的影響作用應(yīng)該更大。

對(duì)比模型2和模型3，包括Money和Listen在內(nèi)的所有變量對(duì)幸福感影響的符號(hào)和顯著性保持一致，說(shuō)明我們的結(jié)論是穩(wěn)健的。并且，模型的偽R2不斷提升，模型的總體解釋力增加，這說(shuō)明年齡段越集中，其幸福感影響因素也越具有一致性。同時(shí)，模型3中，無(wú)論是Money還是Listen對(duì)潛在幸福感的邊際影響均有提升，其影響系數(shù)分別由模型2中的0.0104和0.0804提升至0.0250和0.0840。這也比較符合常理和預(yù)期，更加證明經(jīng)濟(jì)支持和情感交流頻率是影響中老年人幸福感的原因。

三、子女住處距離和聯(lián)系頻率對(duì)中老年人幸福感的影響

我們還嘗試探究在親子分開(kāi)居住的居住模型下子女住處距離和聯(lián)系頻率對(duì)中老年人幸福感的影響。本部分利用的數(shù)據(jù)同樣是CGSS（2006）的調(diào)查。CGSS問(wèn)卷中，受訪者首先被詢問(wèn)（親生）子女是否都與自己住在一起。40歲以上受訪者中，679位表示所有子女住在一起，1069位表示不是所有子女都住在一起，分別占38.8%和61.2%。50歲以上受訪者中，有268位受訪者回答了“是”，有772位受訪者選擇了“否”，分別占25.8%和74.2%。60歲以上受訪者中回答“是”與“否”的人數(shù)分別為52和350，分別占8.7%和91.3%?？梢?jiàn)受訪者年齡越大，所有子女都住在一起的可能性愈小。如果受訪者回答了“否”，接著被詢問(wèn)不與自己同住子女的一系列信息，包括同自己的關(guān)系、年齡、婚姻狀況、工作狀況、住處與自己的距離、見(jiàn)面聯(lián)系（我們稱為之“面對(duì)面交流”）的頻率以及其他方式聯(lián)系（我們稱為“非面對(duì)面交流”）的頻率。調(diào)查所提供的長(zhǎng)子和長(zhǎng)女的信息最多，次子和次女的信息次之，其他的信息很少。我們分別統(tǒng)計(jì)了長(zhǎng)子、次子、長(zhǎng)女和次女住處離父母距離的頻數(shù)和頻率（見(jiàn)表3）。除距離在“車程3小時(shí)以上”之外，其余距離分布均比較均勻，并且相對(duì)而言，兒子各距離分布的方差較女兒住處距離分布的方差小。長(zhǎng)子和次子有較高比例距離在“車程3小時(shí)以上”（分別為37.5%和36.3%），而長(zhǎng)女和次女則分別只有26.8%和25.2%。

表3　40歲以上受訪者長(zhǎng)子、次子、長(zhǎng)女和次女住處同自己距離的頻次和頻率

表4　核心解釋變量的描述性統(tǒng)計(jì)（樣本個(gè)數(shù)：1030）

表3中所列示的住處距離（Distance），從上到下被依次被賦值為1、2、3、4、5和6。住處距離越遠(yuǎn)，所賦的值越大。受訪者還被詢問(wèn)與子女聯(lián)系的頻率，包括面對(duì)面聯(lián)系的頻率和非面對(duì)面聯(lián)系的頻率。我們用受訪者對(duì)“多久見(jiàn)一次面”的回答表示面對(duì)面聯(lián)系的頻率。非面對(duì)面性的聯(lián)系是指通過(guò)書(shū)信、電話、E-mail等方式的聯(lián)系。面對(duì)面聯(lián)系的頻率（Face）和非面對(duì)面性的聯(lián)系頻率（Phone）均包括：幾乎每天、一周數(shù)次、約一周一次、約一月一次、一年數(shù)次、約一年一次、一年小于一次，各頻率依次被賦值為7、6、5、4、3、2和1。賦值越大，表示聯(lián)系頻率越高。

我們沒(méi)有在前面1377個(gè)樣本的基礎(chǔ)上再附加以下條件清理樣本：與受訪者不同住，并且提供了受訪者長(zhǎng)子、長(zhǎng)女、次子或次女的信息的。因?yàn)檫@樣篩選出的樣本過(guò)少，僅有537個(gè)。基于537個(gè)樣本進(jìn)行回歸分析，結(jié)果的可信度不高。受訪者是否有不同住子女以及所報(bào)告的不同住的子女的個(gè)數(shù)、同自己的關(guān)系上存在差異，我們生成非同住子女住處距離和聯(lián)系頻率變量的規(guī)則是：先挑選長(zhǎng)子的相關(guān)變量信息；在長(zhǎng)子信息不存在時(shí)，挑選次子的；如果次子的信息仍不存在，我們?cè)僖来翁暨x長(zhǎng)女和次女的信息。這么做是基于中華民族在幾千年的歷史上有“養(yǎng)兒防老”的傳統(tǒng)觀念，又十分講究“長(zhǎng)幼有序”。

控制變量的選取也與前面相同，結(jié)合Distance、Face和Phone變量的信息，同樣將受訪者限定在年齡40歲以上，最后我們形成的有效樣本數(shù)為1030。限于篇幅，我們?cè)诖藘H列出3個(gè)核心解釋變量的描述性統(tǒng)計(jì)，如表4所示。

模型設(shè)定和估計(jì)方法與前面相同，此處不再贅述，回歸結(jié)果如表5所示。

表5中的模型1是不加入三個(gè)核心解釋變量的回歸結(jié)果。與表2中的模型1對(duì)比，僅政治面貌虛擬變量的顯著性發(fā)生變化，在10%的顯著性水平上不再顯著。但是，p值=0.119，比較接近10%的顯著性水平。模型2是在模型1基礎(chǔ)上加入3個(gè)核心解釋變量的回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示，非同住子女住處距離對(duì)受訪者潛在幸福感有顯著的正向影響。住處距離的回歸系數(shù)為正似乎不太容易理解，可能是因?yàn)闃颖局虚L(zhǎng)子、次子、長(zhǎng)女和次女住處是最遠(yuǎn)的“車程在3小時(shí)以上”的占31.83%，大多數(shù)子女住處在車程3小時(shí)以內(nèi)，這對(duì)于交通越來(lái)越便捷的現(xiàn)代社會(huì)來(lái)講，并不是一個(gè)遙不可及的距離。另外，隨

著獨(dú)立意識(shí)的增強(qiáng)，人們?cè)絹?lái)越追求相對(duì)獨(dú)立自由的生活空間，分開(kāi)居住也可以避免婆媳矛盾，反而更易于維持家庭和睦。人們對(duì)于居住模式本身的觀念已經(jīng)在發(fā)生變化，這也從側(cè)面反映人們?cè)絹?lái)越接受與子女分開(kāi)居住的模式。佐證的事實(shí)是，根據(jù)CGSS（2006），當(dāng)受訪者被詢問(wèn)“三代（老年人、已婚子女、孫子女）同住在一起，理不理想”時(shí)，10151個(gè)受訪者中有3208位受訪者回答，其中1908位受訪者認(rèn)為理想，占59.5%。分年齡段統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，60歲及以上受訪者中，33.6%認(rèn)為三代同住不理想，介于50~ 60歲之間的受訪者認(rèn)為三代同住不理想的占35.4%，年齡介于40~50歲之間的受訪者認(rèn)為三代同住不理想的則占到42.5%（見(jiàn)表6）。這表明越是年輕的群體，越不能接受三代同住的居住模式。

表5　居住距離和聯(lián)系頻率對(duì)潛在幸福感的影響

表6　不同年齡段受訪者對(duì)三代同住的看法

但是，無(wú)論是面對(duì)面還是非面對(duì)面聯(lián)系，聯(lián)系的頻率越高，潛在幸福感就越強(qiáng)。這與前面情感交流頻率對(duì)中老年父母有顯著的正向影響形成呼應(yīng)。這也表明，日常生活中的聯(lián)系、溝通和交流本身是情感交流和心理慰籍的外在表現(xiàn)形式。面對(duì)面聯(lián)系頻率的正向影響并不顯著，而非面對(duì)面聯(lián)系的頻率的正向影響則是顯著的。當(dāng)人們?cè)谟^念上越來(lái)越接受親子非同住的居住模式時(shí)，對(duì)于見(jiàn)面聯(lián)系的心理需求就會(huì)有一定的弱化，但是情感需求是一種剛性且難以替代的內(nèi)在心理需求，這種需求更需要以其他非面對(duì)面方式來(lái)實(shí)現(xiàn)。在人們的日常生活中，當(dāng)親子分開(kāi)居住而使見(jiàn)面聯(lián)系有不同程度的不便時(shí)，非面對(duì)面的溝通頻率也能夠體現(xiàn)親子間感情的親密程度，故而對(duì)中老年人的潛在幸福感有顯著的正向影響。

模型3同樣是將樣本限制在年齡45歲及以上。從回歸結(jié)果看，子女住處距離的正向影響仍顯著，面對(duì)面聯(lián)系頻率和非面對(duì)面聯(lián)系頻率的影響分別是不顯著和顯著的，這與模型2的結(jié)果保持一致。并且從回歸結(jié)果看，與模型2相比，住處距離對(duì)潛在幸福感的邊際效應(yīng)下降，而非面對(duì)面聯(lián)系頻率的邊際效應(yīng)變大，這也比較符合常理。因?yàn)槟挲g增大時(shí)，對(duì)于生活照料的需求會(huì)更多，住處距離的正向效應(yīng)會(huì)下降。而越是年齡增大，對(duì)子女情感交流的需求愈加強(qiáng)烈，非面對(duì)面交流頻率的邊際效應(yīng)有所提升。

作為一種穩(wěn)健性檢驗(yàn)，我們也嘗試了以下提取住處距離和交流頻率指標(biāo)的方法：依次提取長(zhǎng)子、長(zhǎng)女、次子和次女的信息，即根據(jù)“長(zhǎng)幼有序”原則，優(yōu)先提取長(zhǎng)子和長(zhǎng)女信息，次子和次女信息次之，但在長(zhǎng)子和長(zhǎng)女之間、次子和次女之間分別優(yōu)先提取長(zhǎng)子和次子的信息。在其他控制變量保持不變的前提下，將新提取指標(biāo)作為變量度量引入模型，回歸結(jié)果如表7所示。⑧與前面類似，模型Ⅰ仍是針對(duì)40歲以上受訪者，模型Ⅱ則是將受訪者年齡限定在45歲及以上。結(jié)果顯示，距離對(duì)真實(shí)幸福感的影響為正，模型Ⅰ中顯著，在模型Ⅱ中變量不再顯著，但

p值=0.105，極其接近10%的顯著性水平。面對(duì)面交流頻率和非面對(duì)面交流頻率對(duì)真實(shí)幸福感的影響均為正，分別是不顯著和顯著的，這與前面的回歸結(jié)果保持一致。

表7　穩(wěn)健性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果

四、結(jié)論與啟示

在社會(huì)快速變遷的背景下，家庭規(guī)模小型化、家庭類型核心化、家庭結(jié)構(gòu)簡(jiǎn)單化、家庭形態(tài)多樣化，使得中國(guó)城鄉(xiāng)居民家庭的功能與需求對(duì)應(yīng)結(jié)構(gòu)和均衡條件都發(fā)生了改變。[21]居住模式的變化使得家庭功能的現(xiàn)實(shí)“供給”不斷演變，但家庭情感慰籍功能的心理需求的演變是一個(gè)十分緩慢的過(guò)程，中老年人對(duì)家庭功能尤其是情感支持功能的“需求”卻是剛性的。此時(shí)，供給和需求之間就可能產(chǎn)生不均衡。在當(dāng)前社會(huì)，一些子女的時(shí)間被工作和個(gè)人娛樂(lè)擠占，疏于對(duì)父母的探望、陪伴和交流，或者深受享樂(lè)主義價(jià)值觀念影響，自覺(jué)不自覺(jué)地成為“啃老族”中的一員，卻漠視父母情感交流的需要，這已經(jīng)引起了社會(huì)的普遍關(guān)注和重視。

本文的研究啟示我們，一方面，對(duì)中老年人尤其是因退休而收入大幅下降的老年人來(lái)說(shuō)，子女的經(jīng)濟(jì)支持是必要的。在獨(dú)生子女越來(lái)越普遍的情況下，子女經(jīng)濟(jì)贍養(yǎng)的負(fù)擔(dān)加重，因此應(yīng)加強(qiáng)社會(huì)保障制度建設(shè)和完善，社區(qū)和社會(huì)需要承擔(dān)更多的責(zé)任。另一方面，家庭的功能外化只是部分外化，家庭的情感支持功能實(shí)際上很難迅速地、全部地外化。子女對(duì)父母的幫助和支持絕不能局限于經(jīng)濟(jì)支持，情感交流和心理慰籍對(duì)于中老年人生活幸福意義更大，物質(zhì)并不能補(bǔ)償對(duì)父母漠不關(guān)心所造成的精神需求的傷害。新修訂的《老年人權(quán)益保障法》更強(qiáng)調(diào)子女的精神贍養(yǎng)義務(wù)，然而精神贍養(yǎng)的義務(wù)很難強(qiáng)制執(zhí)行，因此需要進(jìn)行合理引導(dǎo)，發(fā)揚(yáng)中華民族尊老敬老和講孝道的文化傳統(tǒng)。

與前一結(jié)論形成呼應(yīng)的是，在居住模式變遷、親子分開(kāi)居住趨勢(shì)日益明顯的背景下，人們對(duì)居住模式的觀念也在發(fā)生轉(zhuǎn)變，“三代同堂”的居住模式越來(lái)越不可延續(xù)。但是，隨著距離的適當(dāng)拉大，父母對(duì)子女面對(duì)面和非面對(duì)面溝通的心理需求仍然強(qiáng)烈，這直接影響到其生活幸福感。尤其是相對(duì)于面對(duì)面聯(lián)系頻率，非面對(duì)面聯(lián)系頻率的正向影響是顯著的。因此，在分開(kāi)居住模式下，當(dāng)面對(duì)面聯(lián)系變得不再十分便利時(shí)，子女需要注重與父母非面對(duì)面形式的情感交流，增加交流頻率，聆聽(tīng)父母心事，這是對(duì)面對(duì)面聯(lián)系有效的替代，大大有益于中老人幸福感的提升。

注釋：

①按照國(guó)際通行標(biāo)準(zhǔn)，65歲以上人口占總?cè)丝诘谋戎剡_(dá)到7%或60歲以上人口占總?cè)丝诒戎剡_(dá)到10%即為老齡化社會(huì)。

②數(shù)據(jù)來(lái)自中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局2011年4月28日發(fā)布的《第六次全國(guó)人口普查主要數(shù)據(jù)公報(bào)》（第1號(hào)），網(wǎng)址是http://www.stats.gov.cn/tjfx/jdfx/t20110428_402722253.htm。

③家庭核心化指核心家庭在所有家庭中不斷增長(zhǎng)的過(guò)程，而核心家庭指兩代人組成的家庭，家庭的成員是夫妻兩人及其未婚孩子。如果一個(gè)社會(huì)家庭核心化，則一般而言，子女結(jié)婚后與父母分開(kāi)居住。

④由于本文討論的是中老年父母這一群體的生活幸福感而不是老年群體，多數(shù)人自評(píng)健康狀況良好，所以我們不考慮子女的生活照料對(duì)其幸福感的影響。

⑤《中華人民共和國(guó)老年人權(quán)益保障法》第十四條規(guī)定：贍養(yǎng)人應(yīng)當(dāng)履行對(duì)老年人經(jīng)濟(jì)上供養(yǎng)、生活上照料和精神上慰藉的義務(wù)，照顧老年人的特殊需要。

⑥中華全國(guó)青年聯(lián)合會(huì)將18~40歲界定為青年人口。同時(shí)我們考慮，根據(jù)男性22歲和女性20歲的法定結(jié)婚年齡，當(dāng)父母40歲時(shí)，子女基本上跨過(guò)18歲，步入成年，此時(shí)分析子女經(jīng)濟(jì)支持和情感交流等對(duì)中老年人幸福感影響較有意義。

⑦當(dāng)然，經(jīng)濟(jì)幫助的頻率并不等價(jià)于經(jīng)濟(jì)幫助數(shù)額的大小，也可能幫助很少但每次幫助數(shù)額很大。但從統(tǒng)計(jì)上講，我們近似地認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)幫助的頻率越高，數(shù)額也越多。

⑧限于篇幅，我們沒(méi)有報(bào)告其他控制變量、省虛擬變量和切斷點(diǎn)的回歸結(jié)果。

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（責(zé)任編輯：許桃芳）

Family Function, the Change of Living Mode and Happiness of the Wrinkly and the Elderly——Empirical Analysis Based on CGSS（2006）

HAO Shen-yong
（Department of Economics, Shanghai Administration Institute, Shanghai 200233, China）

Key words: the function of the family; living mode; the wrinkly and the elderly; life happiness