□梁海祥

居住方式對(duì)青少年健康的影響
——基于中國(guó)教育追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

□梁海祥

本文使用中國(guó)教育追蹤調(diào)查2013-2014學(xué)年和2014-2015學(xué)年兩期追蹤數(shù)據(jù)，研究父母與孩子的居住方式是否影響以及如何影響孩子的健康狀況。結(jié)果顯示，與雙親同住的居住方式更有助于孩子的健康。在不同居住方式下形成的生活方式、家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和父母互動(dòng)情況都會(huì)有差異，而這三種機(jī)制影響著青少年的健康。與父親同住的孩子比與雙親同住的健康差，兩種居住方式間父母互動(dòng)的差異則是主要原因。伴隨著中國(guó)人口頻繁流動(dòng)產(chǎn)生大量的流動(dòng)與留守兒童，而父母與孩子居住方式的改變使得傳統(tǒng)家庭中健康功能遭受破壞，因此會(huì)對(duì)孩子的健康造成損害，從而產(chǎn)生新的健康不平等。

居住方式；健康不平等；青少年；剝奪機(jī)制

一、研究問題

Smilkstein在1980年將家庭定義為“能提供社會(huì)支持，其成員在遭遇軀體或情感危機(jī)時(shí)能向其尋求幫助的，一些親密者所組成的團(tuán)體”[1]。其中隱含地體現(xiàn)出了家庭的功能性，同時(shí)也印證了功能主義的觀點(diǎn)，即家庭是孩子生長(zhǎng)的最基本的社會(huì)組織和社會(huì)制度，對(duì)孩子成長(zhǎng)和以后的生活至關(guān)重要[2]。家庭結(jié)構(gòu)實(shí)質(zhì)上體現(xiàn)的是家庭成員的組成，以及家庭成員間的相互作用、相互影響的狀態(tài)，并且由這種狀態(tài)形成相對(duì)穩(wěn)定的聯(lián)系模式[3]。但是這種穩(wěn)定的結(jié)構(gòu)在中國(guó)社會(huì)發(fā)展的大背景下也發(fā)生著變化，楊舸利用“中國(guó)家庭動(dòng)態(tài)調(diào)查”(CFPS)數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，現(xiàn)在的家庭規(guī)模不斷縮小，居住方式也同時(shí)發(fā)生了顯著變化，具體表現(xiàn)為核心家庭比例下降，直系家庭、單人家庭、空巢家庭比例提升[4]。王躍生利用綜合調(diào)查數(shù)據(jù)分析出中國(guó)城鄉(xiāng)家庭結(jié)構(gòu)變動(dòng)如表1所示，從1982年到2010年全國(guó)的家庭結(jié)構(gòu)發(fā)生了巨大變化[5]，例如夫妻核心家庭比例在1982年為4.79%，到2010年這個(gè)數(shù)據(jù)上升到18.46%。因此隨著社會(huì)轉(zhuǎn)型，居住方式發(fā)生變化，隨之而來的家庭功能也發(fā)生變化。在中國(guó)政府組織發(fā)布的《中國(guó)家庭發(fā)展報(bào)告2014》中就提出中國(guó)家庭面臨的三大挑戰(zhàn)，其中一個(gè)就是因城鎮(zhèn)化產(chǎn)生的流動(dòng)家庭和留守家庭困難[6]。

對(duì)老年人群體來說居住模式影響的是自身養(yǎng)老問題，居住方式和代際模式的變遷使得家庭功能減少，其中家庭養(yǎng)老的作用也在減弱[4]。另外對(duì)正在工作的群體來說，居住方式對(duì)女性與男性勞動(dòng)參與率及工作時(shí)間也有不同影響，研究發(fā)現(xiàn)多代同堂家庭中老年父母會(huì)協(xié)助子女料理家務(wù)，這樣就有助于她們投入更多的工作時(shí)間[7]。對(duì)孩子的影響，家庭功能對(duì)心理健康影響均具有顯著性[8]。從心理學(xué)上探討在不同居住方式中兒童的人格特征及其差異，結(jié)果顯示與離異重組和留守寄養(yǎng)家庭的兒童相比，正常家庭的兒童精神健康更好(精神質(zhì)得分要低，掩飾性得分高，并且差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義)[9]。研究也同樣發(fā)現(xiàn)傳統(tǒng)家庭、核心家庭、特殊家庭三組的學(xué)生心理健康水平基本一致，但傳統(tǒng)家庭以人際關(guān)系敏感為主，核心家庭以強(qiáng)迫為主，特殊家庭以抑郁為主[10]。學(xué)者在研究居住模式對(duì)家庭功能的作用，發(fā)現(xiàn)子女需求影響著是否決定與父母同住[11]，這就更說明了家庭功能的重要性，而另一方面居住方式成為家庭功能的體現(xiàn)。

不同于西方家庭因婚姻解體導(dǎo)致的結(jié)構(gòu)變化，中國(guó)大量的留守與流動(dòng)兒童出現(xiàn)，是由于城鎮(zhèn)化導(dǎo)致居住方式變化后的結(jié)果，因此很多學(xué)者從居住方式的角度研究留守、流動(dòng)情況下兒童的精神健康。研究中多關(guān)注留守兒童的健康狀況，結(jié)論顯示留守居住方式、家庭功能和健康之間存在著相互影響，原本核心居住方式的變化減弱了留守家庭獲取社會(huì)支持的能力，從而會(huì)影響在這樣居住方式中個(gè)體的健康狀況。在隔代型的留守家庭中，留守兒童無法得到父母的照顧和撫養(yǎng)，其精神狀況則會(huì)變差，具體體現(xiàn)在孤獨(dú)傾向、焦慮度、身體疾病癥狀等均明顯高于父母一方和孩子共同留守的家庭。空巢型和隔代型留守家庭的社會(huì)健康最弱，留守家庭由于核心角色的缺失，留守老人必須為自己乃至留守兒童的健康做出決策，而往往這樣都會(huì)導(dǎo)致孩子健康受損[12]。

本研究以初中學(xué)生為研究對(duì)象，主要研究孩子與父母的居住方式是否對(duì)他們的健康產(chǎn)生顯著性影響，使用“中國(guó)教育追蹤調(diào)查”(CEPS)2013-2014學(xué)年和2014-2015學(xué)年兩期的追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，試圖回答兩個(gè)問題:第一，青少年與父母的同住形式會(huì)不會(huì)影響他們自身健康；第二，同住形式通過什么機(jī)制影響青少年的健康。本研究也試圖探討新的社會(huì)環(huán)境下，孩子與父母居住形式的改變給青少年健康不平等帶來的變化。

表1 中國(guó)家庭結(jié)構(gòu)變遷

二、文獻(xiàn)回顧及研究假設(shè)

家庭是通過情感將個(gè)體聯(lián)系在一起的經(jīng)濟(jì)單位，因此家庭作為成員的重要生活場(chǎng)所，對(duì)成員的健康庇護(hù)主要體現(xiàn)在情感支持和工具支持兩個(gè)方面[13]，其中婚姻體現(xiàn)情感支持的功能，家庭經(jīng)濟(jì)情況則體現(xiàn)工具支持的功能?；橐鲫P(guān)系是成人生活中最重要的關(guān)系，婚姻狀況同個(gè)人的心理健康和身體健康密切相關(guān)，在婚者相比其他“非在婚者”有更好的身體功能，更低的心理壓抑等，并且這種密切相關(guān)的趨勢(shì)在不同的文化和歷史背景下持續(xù)穩(wěn)定[14]。另外基于婚姻對(duì)成年人口的情感支持作用，在婚者在追求心理健康、身體健康等方面的責(zé)任感和動(dòng)機(jī)要強(qiáng)于非在婚者，他們受到更多社會(huì)規(guī)范的約束，因此從事健康損害行為的概率較低[15]，從而更有利于健康狀況的促進(jìn)和維護(hù)。另外夫妻雙方也能夠在對(duì)方疾病發(fā)生時(shí)提供疾病的判別和治療，以及為后期康復(fù)照顧提供支持。相反，從在婚狀態(tài)的人過渡到非在婚狀態(tài)時(shí)(離婚、分居、喪偶等)，將承受更多婚姻破裂所導(dǎo)致的壓力，從而損害心理和生理健康[16]。家庭收入越高越能夠?yàn)槌蓡T提供更多的經(jīng)濟(jì)支持，從而可以獲取更好的醫(yī)療資源及其他社會(huì)支持，避免由于經(jīng)濟(jì)壓力所導(dǎo)致的心理壓抑和抑郁而損害身體健康[17]。

青少年正處于觀念的形成時(shí)期，很容易因?yàn)橹苓叚h(huán)境的改變受到影響。以往國(guó)內(nèi)對(duì)居住方式研究多關(guān)注老年人養(yǎng)老問題，或者留守兒童的精神狀況，很少關(guān)注居住方式影響青少年健康機(jī)制，即很少關(guān)注家庭對(duì)青少年的健康功能。不管是婚姻解體，還是城鎮(zhèn)化發(fā)展，所帶來的結(jié)果是一致的，即造成了中國(guó)社會(huì)居住方式發(fā)生了變化，越來越多的不完整家庭出現(xiàn)。那么居住方式的不完整則會(huì)帶來家庭功能的不健全，而這則會(huì)對(duì)孩子健康產(chǎn)生消極影響，因此推出假設(shè)1。

假設(shè)1 生活在非雙親同住家庭中的孩子健康狀況比雙親家庭的差。

居住方式的改變會(huì)使得家庭中的財(cái)產(chǎn)水平發(fā)生變化，筆者將從造成居住方式不完整的主要路徑進(jìn)行分析。這里所說的完整家庭就是指孩子與父母同住的家庭，非完整家庭就是指單獨(dú)由父母一方照顧或者受其他人照顧。第一種居住方式改變的產(chǎn)生路徑在西方國(guó)家中出現(xiàn)的比例較高，即由父母婚姻破裂造成的非完整居住方式，該路徑在中國(guó)隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)和人們婚姻觀念的改變也在增加。另一種是因?yàn)榻Y(jié)構(gòu)性的原因，比如因?yàn)槌青l(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不均衡導(dǎo)致很多人進(jìn)城務(wù)工等，從而造成不完整家庭。結(jié)構(gòu)性原因在中國(guó)的發(fā)展時(shí)期比較多見，產(chǎn)生大量的人口流動(dòng)。

離婚會(huì)導(dǎo)致家庭經(jīng)濟(jì)規(guī)模減小，從而使得家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位降低。而那些因?yàn)槌青l(xiāng)差異選擇進(jìn)城工作導(dǎo)致的家庭不完整，則更多體現(xiàn)的是樣本選擇性，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位低的群體選擇獨(dú)自外出掙錢，這就形成了非完整家庭的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位低的現(xiàn)象，而經(jīng)濟(jì)損耗則會(huì)對(duì)孩子的健康產(chǎn)生負(fù)面作用，因此推出假設(shè)2。

假設(shè)2 社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位剝奪機(jī)制，使得與非雙親同住的孩子健康受損。

家庭是初級(jí)的社會(huì)群體，家庭也是個(gè)人社會(huì)化中最重要的環(huán)節(jié)。在與父母同住的家庭中，父母與子女可以高頻地面對(duì)面互動(dòng)，有利于子女學(xué)習(xí)基本知識(shí)、技能和規(guī)范[18]。社會(huì)化理論指出家庭具有特殊功能，在與雙親同住家庭，孩子的生活方式則可能會(huì)更健康。因?yàn)殡p親父母會(huì)因?yàn)楦髯缘姆止?duì)孩子有不同功能性的照顧。

家庭的另一項(xiàng)功能是對(duì)孩子的監(jiān)管與教育，青少年在家庭中完成重要的社會(huì)化過程，家庭也為其提供了重要的社會(huì)資本。居住方式的變化，因?yàn)椴煌【蜁?huì)影響父母對(duì)孩子的監(jiān)管和互動(dòng)，而缺少父母監(jiān)管和支持的孩子更容易有不健康的生活習(xí)慣，這些會(huì)影響孩子的健康。父母同住家庭對(duì)孩子社會(huì)化有很多優(yōu)勢(shì)，撫養(yǎng)主體單一，對(duì)孩子身心健康投入較多；家庭關(guān)系單一，對(duì)孩子正向投入多；成員單一，更多地統(tǒng)一安排時(shí)間，這樣則有利于與孩子互動(dòng)[18]。因此推出假設(shè)3、4。

假設(shè)3 生活方式的影響機(jī)制，使得非雙親同住家庭中生活的孩子健康受損。

假設(shè)4 父母監(jiān)督互動(dòng)機(jī)制，使得非雙親同住家庭中生活的孩子健康受損。

三、數(shù)據(jù)、變量和模型

(一)數(shù)據(jù)

本研究使用“中國(guó)教育追蹤調(diào)查”(下文簡(jiǎn)稱CEPS)2013-2014學(xué)年和2014-2015學(xué)年兩期的追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，這個(gè)數(shù)據(jù)是由中國(guó)人民大學(xué)中國(guó)調(diào)查與數(shù)據(jù)中心(NSRC)主持的大型追蹤調(diào)查，從初中階段開始，嚴(yán)格按照概率抽樣原則，代表在校學(xué)生群體的全國(guó)性、持續(xù)性的數(shù)據(jù)。該調(diào)查使用多階段的概率和規(guī)模成比例(PPS)的抽樣方法，以學(xué)校為基礎(chǔ)，在全國(guó)31個(gè)省、市、自治區(qū)范圍內(nèi)抽取了28個(gè)縣級(jí)單位(PSU)、112所開設(shè)初中教學(xué)的學(xué)校、438個(gè)班級(jí)、共計(jì)19487名學(xué)生作為調(diào)查樣本。

在本研究中使用的是兩期追蹤數(shù)據(jù)，因?yàn)樵?013-2014學(xué)年中九年級(jí)學(xué)生已經(jīng)畢業(yè)，沒有繼續(xù)追蹤，因此使用的數(shù)據(jù)是基期中為七年級(jí)，第二期為八年級(jí)的樣本，共計(jì)10279名學(xué)生。在分析中健康結(jié)果變量來自第二期，自變量來自第一期，主要核心自變量為居住方式。去除變量缺失值和無效樣本后，進(jìn)入模型的樣本量為8738名中學(xué)生。

(二)變量操作化

1.因變量

本研究使用兩期追蹤數(shù)據(jù)，為了盡量避免雙向因果，健康結(jié)果變量來自第二期調(diào)查，采用綜合自評(píng)健康指標(biāo)來測(cè)量。自評(píng)健康是對(duì)自己身體狀況的主觀評(píng)價(jià)，內(nèi)容包括現(xiàn)實(shí)自評(píng)健康、未來自評(píng)健康和對(duì)痛苦的感覺等。在實(shí)際研究中，因?yàn)槭艿窖芯砍杀?、技術(shù)和手段的限制，自評(píng)一般健康指標(biāo)成為社會(huì)研究者分析健康問題的首選工具。另外自評(píng)健康操作方便簡(jiǎn)單，同時(shí)自評(píng)健康的測(cè)量信度也得到了證實(shí)。齊亞強(qiáng)使用2008年中國(guó)流動(dòng)與健康調(diào)查的數(shù)據(jù)，通過分析發(fā)現(xiàn)自評(píng)一般健康指標(biāo)具有良好的信度和效度，但是會(huì)存在較為復(fù)雜回答偏誤問題，因此不同人群的可比性還值得商榷[19]。但是在本研究中，研究對(duì)象都是13和14歲左右的中學(xué)生，因此數(shù)據(jù)是在同一年齡段并且同一身份的群體，具有很強(qiáng)的可比性。因此在“中國(guó)教育追蹤調(diào)查(CEPS)2014-2015學(xué)年調(diào)查”，依據(jù)學(xué)生問卷中的“你現(xiàn)在的整體健康情況如何”，從1到5由“很不好”到“很好”，一共有五個(gè)選項(xiàng)，數(shù)值越大說明被訪者(學(xué)生)自評(píng)綜合健康越好。

2.自變量

被訪者(學(xué)生)的居住方式是本研究的核心自變量。家庭的居住安排可以反映婚姻或者非婚姻導(dǎo)致的不同居住形式。另外，對(duì)孩子自身來說，父母是否與自己同住對(duì)其身心產(chǎn)生的作用也更為直接。在“中國(guó)教育追蹤調(diào)查”(CEPS)2013-2014學(xué)年調(diào)查中涉及居住安排的問題，“在你目前的家里，和你一起住的有哪些人”，根據(jù)此題將居住方式分成4類:1)父母同住(雙親同住)、2)母親同住、3)父親同住、4)父母均不同住(雙親缺位)。在居住方式的界定中主要是以父母的居住安排為主要依據(jù)，孩子與祖父母和外祖父母同住的隔代家庭或是留守家庭，或者和其他親屬或其他人居住的家庭都?xì)w于父母均不同住(雙親缺位)的類型。從圖1樣本數(shù)據(jù)居住方式的分布比例看，與雙親同住的占主體(62.82%)，僅有母親同住的家庭比例為14.13%，僅有父親同住的比例為4.19%，雙親缺位的家庭占到18.86%。

圖1 居住方式分布(數(shù)據(jù)已加權(quán)N＝8738)

生活方式變量，因?yàn)榛跊]有詳細(xì)的問題測(cè)量，另外考慮被訪者在一年內(nèi)的生活方式不會(huì)有較大改變，因此采用CEPS第二期的生活方式變量。具體的因變量包括是吃不健康食物頻率，根據(jù)問卷“你是否經(jīng)常吃油炸、燒烤、膨化、西式快餐之類的食品”，選項(xiàng)是由1到5，數(shù)字越大吃的頻率越高，分別為“從不”、“很少”、“有時(shí)”、“經(jīng)?！薄ⅰ翱偸恰?。喝不健康的飲品頻率的測(cè)量是根據(jù)問卷“你是否經(jīng)常喝含糖飲料(如奶茶)或者碳酸飲料(如可樂)”，選項(xiàng)1)“從不”、2)“很少”、3)“有時(shí)”、4)“經(jīng)?！?、5)“總是”。 孩子抽煙、喝酒的行為的測(cè)量則是根據(jù)問卷中詢問被訪者(學(xué)生)，“最近一年中是否有抽煙、喝酒的行為”，選項(xiàng)也是設(shè)計(jì)為1到5的頻率選擇，那么將“從不”到“總是”，數(shù)字越大說明抽煙、喝酒的頻率越高。鍛煉行為則是通過詢問被訪者每周的鍛煉天數(shù)來測(cè)量，是一個(gè)0至7的連續(xù)變量，數(shù)值越大則表明鍛煉頻率越高。

社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)(Socio-Economic Status，SES)是參照以往研究的操作[20]，通過被訪家庭的父母的職業(yè)、教育、政治面貌和家庭經(jīng)濟(jì)狀況取公因子而來的分?jǐn)?shù)。其中，父輩受教育水平是指父母雙方教育程度較高者的受教育年限；政治面貌是虛擬變量，1表示共產(chǎn)黨員和民主黨派，0表示無黨派；戶口類型也是虛擬變量，1表示農(nóng)業(yè)戶口，0表示非農(nóng)戶口；目前從事的職業(yè)是根據(jù)職業(yè)類型轉(zhuǎn)化而來的職業(yè)地位指數(shù)；家庭經(jīng)濟(jì)條件是家長(zhǎng)報(bào)告的對(duì)當(dāng)前家庭經(jīng)濟(jì)條件的主觀判斷，分為非常困難、比較困難、中等、比較富裕和很富裕五類。為了數(shù)據(jù)分析的簡(jiǎn)約性，通過主成分分析提取公因子后，我們將取值范圍調(diào)整為[0，100]，數(shù)值越大表示家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高。

父母的監(jiān)管、互動(dòng)和期望變量操作，父母監(jiān)管主要通過問卷中父母對(duì)孩子穿衣、交友等各方面的嚴(yán)格程度，從而測(cè)量對(duì)孩子的監(jiān)管程度。具體問題是“你父母在以下事情上管你嚴(yán)不嚴(yán)”，具體分為:作業(yè)、考試；在學(xué)校表現(xiàn)；每天上學(xué)；每天幾點(diǎn)回家；和誰交朋友；穿著打扮；上網(wǎng)時(shí)間；看電視的時(shí)間，共計(jì)八個(gè)方面，每個(gè)都是3個(gè)選項(xiàng)，即“1)不管”、“2)管，但是不嚴(yán)”、“3)管得很嚴(yán)”，因此累加起來生成一個(gè)8到24分的連續(xù)變量，數(shù)值越大說明父母監(jiān)管越嚴(yán)格。父母互動(dòng)的頻率，根據(jù)CEPS基期學(xué)生問卷中問被訪者(學(xué)生)，“你和父母一起做一些事情的頻率”，包括“吃完飯；讀書；看電視；做運(yùn)動(dòng)；參觀博物館、動(dòng)物園、科技館等；外出看電影、演出、體育比賽等”，共計(jì)6題，每個(gè)題目回答有6個(gè)選項(xiàng)，即1)從未做過、2)每年一次、3)每半年一次、4)每個(gè)月一次、5)每周一次、6)每周一次以上。加總后得到一個(gè)6至36分的連續(xù)變量，分?jǐn)?shù)越高說明與父母互動(dòng)的頻率越高。父母教育期望壓力，對(duì)學(xué)生來說，最主要的任務(wù)是學(xué)習(xí)。孩子對(duì)父母所施加的教育期望的壓力情況，在問卷中就有問到“你對(duì)這種期望感到”如何，共5個(gè)選項(xiàng):1)毫無壓力、2)有點(diǎn)壓力、3)一般、4)壓力比較大、5)壓力很大，分值越高則說明孩子的學(xué)業(yè)壓力越大。

基期的健康狀況也被放入模型作為衡量穩(wěn)健性的因素，包括自評(píng)健康，操作與上文的一致。精神健康是根據(jù)問卷中“在過去7天內(nèi)，你是否有以下感覺”，有5種負(fù)面情緒“沮喪、抑郁、不快樂、生活沒有意思、悲傷”，選項(xiàng)分別從1到5，即從不、很少、有時(shí)、經(jīng)常、總是，將5題數(shù)值加總，轉(zhuǎn)變選項(xiàng)方向，生成一個(gè)5分到25分的連續(xù)變量，數(shù)值越大說明精神健康越好。客觀健康在基期調(diào)查中并沒有生病頻率的問題，因此采用“過去一年中，你有沒有住過院”，選項(xiàng)有則賦值為1，沒有則賦值為0。

3.控制變量

控制變量主要包括學(xué)生性別、戶籍、兄弟姐妹數(shù)和遷移經(jīng)歷，這些變量都是來自CEPS 2013-2014學(xué)年基期調(diào)查數(shù)據(jù)。學(xué)生性別，男性賦值為1，女性賦值為0。戶籍是根據(jù)“你現(xiàn)在的戶籍類型”，農(nóng)業(yè)戶籍賦值為1，非農(nóng)戶籍賦值為0。兄弟、姐妹數(shù)則是一個(gè)連續(xù)變量，數(shù)目越多說明兄弟、姐妹越多。遷移經(jīng)歷考察是否是遷移群體，省內(nèi)遷移和跨省遷移賦值為1，沒有則賦值為0。需要注意的是CEPS是通過學(xué)校層面進(jìn)行抽樣的，因此控制住學(xué)校層面的因素，減少因?qū)W校異質(zhì)性而導(dǎo)致的誤差，其中包括學(xué)校師生比、教師的本科率、人均學(xué)生經(jīng)費(fèi)、地區(qū)和校園設(shè)施等。本研究所有變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表2。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)(N＝8738)

(三)統(tǒng)計(jì)模型

調(diào)查抽樣是以學(xué)校為基礎(chǔ)進(jìn)行，因此本研究使用固定效應(yīng)模型(fixed-effects model)。模型設(shè)定時(shí)將112所學(xué)校作為固定效應(yīng)控制起來(即對(duì)每一個(gè)學(xué)校估計(jì)一個(gè)固定的系數(shù))，同時(shí)學(xué)校也是從38個(gè)地區(qū)抽樣而來，因此控制學(xué)校也同時(shí)控制了地區(qū)的差異，這樣最大可能控制住學(xué)校層面中未觀測(cè)到的異質(zhì)性，盡量避免生態(tài)謬誤的產(chǎn)生。相比較有序多分類Logistic模型，多元線性回歸系數(shù)具有可比性，另外在以往眾多的同類研究中也將自評(píng)健康水平作為連續(xù)性變量，因此本研究采用多元線性回歸模型。

其中，yij是因變量，代表的是j學(xué)校i個(gè)體(學(xué)生)的健康狀況；Xkij代表j學(xué)校i個(gè)體(學(xué)生)的第k個(gè)個(gè)體層次的變量；βk是第k個(gè)個(gè)體層次的變量的回歸系數(shù)；αj是固定截距，所有學(xué)校層面未觀察到的異質(zhì)性在其中；εij是個(gè)體層次的隨機(jī)誤差項(xiàng)。

與一般的多元線性回歸模型相比，固定效應(yīng)模型增加了αj，這相當(dāng)于每個(gè)學(xué)校的蓄力變量，實(shí)際上是學(xué)生都在j學(xué)校內(nèi)，不同學(xué)生的健康是否有差異。納入αj后，固定效應(yīng)模型不能估計(jì)學(xué)校層面的了，如學(xué)校師生比、教師的本科率、人均學(xué)生經(jīng)費(fèi)、地區(qū)和校園設(shè)施等，因?yàn)閷?duì)于同一學(xué)校的學(xué)生來說這些都是相同的。

四、數(shù)據(jù)分析結(jié)果

本研究的數(shù)據(jù)分析結(jié)果分為兩部分，第一部分是描述性的統(tǒng)計(jì)分析，分析父母與孩子的居住方式與生活方式、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和父母監(jiān)管等因素的分布，第二部分考察居住方式是如何影響孩子的健康。

(一)居住方式相關(guān)因素的描述性分析

1.居住方式與家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位

經(jīng)濟(jì)地位剝奪是居住方式對(duì)孩子健康的剝奪機(jī)制之一，在文獻(xiàn)中表明雙親家庭有著更高的平均收入水平[21]。通過樣本數(shù)據(jù)，我們發(fā)現(xiàn)四種不同的居住方式的家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況(圖2)。

圖2 居住方式與家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位分布圖(數(shù)據(jù)已加權(quán))

與雙親同住的家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)均值為44.6437(標(biāo)準(zhǔn)差14.3636)，與母親同住家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位均值38.8558(標(biāo)準(zhǔn)差13.7964)，只與父親同住的家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位均值38.2934(標(biāo)準(zhǔn)差13.1249)，雙親都不在(雙親缺位)的家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)均值39.718(標(biāo)準(zhǔn)差12.4934)。雙親同住的家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位最高，而與母親同住或與父親同住的家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位低。這表明模型中經(jīng)濟(jì)地位剝奪模式解釋了與母親和父親一方同住的情況，因?yàn)榧彝ド鐣?huì)經(jīng)濟(jì)地位低，對(duì)孩子的健康產(chǎn)生負(fù)面影響。但是在中國(guó)造成這樣的影響不僅是因?yàn)榛橐鲆蛩?，另一個(gè)重要原因就是城鄉(xiāng)間的經(jīng)濟(jì)差異，或者說是發(fā)達(dá)地區(qū)與非發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)差異，因?yàn)榻?jīng)濟(jì)差異造成了工作流動(dòng)的現(xiàn)象，孩子留守或是與雙親一方居住，因此會(huì)造成非雙親同住家庭的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)比雙親同住家庭低的現(xiàn)象。

2.居住方式與孩子生活方式

圖3 居住方式與孩子飲食習(xí)慣(數(shù)據(jù)已加權(quán))

健康生活習(xí)慣的養(yǎng)成也是重要的青少年健康剝奪機(jī)制，不同居住方式會(huì)產(chǎn)生不同的生活方式。對(duì)于飲食方面，如圖3所示，在與雙親同住的家庭內(nèi)的，孩子吃不健康食物和喝不健康飲品的頻率高于其他同住形式，這是與中國(guó)現(xiàn)在的發(fā)展階段密切相關(guān)，高油脂食物和碳酸高糖飲料依舊是被很多人作為有營(yíng)養(yǎng)的好東西被大多數(shù)父母提供給孩子。而在與母親同住的家庭中，吃不健康食物的頻率最少，與父親同住的家庭喝不健康飲品的概率在四類中最少，其中經(jīng)濟(jì)能力可能是重要的原因。

從抽煙、喝酒的頻率看(圖4)，與父親同住的孩子抽煙、喝酒的頻率遠(yuǎn)高于其他類型，雙親缺位的家庭排第二，父親很少關(guān)注孩子的生活，孩子甚至?xí)艿礁赣H抽煙、喝酒行為的影響，增加他們的抽煙、喝酒的頻率，并且沒有母親角色的阻攔。

圖4 居住方式與抽煙、喝酒(已加權(quán))

圖5 居住方式與孩子鍛煉(已加權(quán))

3.居住方式與父母監(jiān)管與互動(dòng)

從圖6和圖7可以看出父母互動(dòng)、監(jiān)督和孩子感到的教育期望壓力在不同居住方式中存在差異。從父母監(jiān)管強(qiáng)度和互動(dòng)情況看，在雙親同住的家庭里孩子受到更多的監(jiān)管和互動(dòng)。在成長(zhǎng)時(shí)期，監(jiān)管和互動(dòng)可以減少孩子壞習(xí)慣的產(chǎn)生(抽煙、喝酒)，這些都是影響健康的重要影響因素。

鍛煉身體的頻率方面(圖5)，雙親中生活的孩子鍛煉的頻率最高，而雙親缺位家庭中的孩子鍛煉頻率最少。完整的家庭更加注重孩子的鍛煉習(xí)慣，與父同住比與母同住使得孩子有更多鍛煉的機(jī)會(huì)，而雙親缺位的家庭則在運(yùn)動(dòng)頻率方面最低。

圖6 居住方式與父母監(jiān)管(已加權(quán))

圖7 居住方式與父母互動(dòng)(已加權(quán))

在家庭中父母除了關(guān)心孩子的成長(zhǎng)，另一點(diǎn)就是關(guān)注孩子的學(xué)業(yè)。父母對(duì)孩子的教育期望如果給孩子帶來巨大的學(xué)業(yè)壓力，則會(huì)影響他們的健康，這一點(diǎn)在上文的數(shù)據(jù)分析中已經(jīng)得到論證。如圖8所示，居住方式與父母教育期望的壓力分布，雙親同住家庭中父母給孩子的教育期望并沒有產(chǎn)生過大的壓力，他們了解孩子，能夠給予合適的教育期望。而雙親都不在的家庭教育期望產(chǎn)生很大的壓力，因?yàn)槿狈εc孩子接觸的家庭父母的教育期望給孩子產(chǎn)生很大的壓力，其中僅與父親同住的家庭，孩子的教育期望壓力最大，與母親同住的家庭還可以與孩子交流，做出比較合適的教育期望，減少孩子的教育壓力，不會(huì)危害孩子的健康。

(二)居住方式與青少年健康

在描述性分析的基礎(chǔ)上，使用固定效應(yīng)模型估計(jì)居住方式對(duì)青少年自評(píng)健康的影響，表3的回歸模型結(jié)果顯示了居住方式對(duì)青少年自評(píng)健康的效應(yīng)。根據(jù)模型1基準(zhǔn)模型的估計(jì)結(jié)論，控制了個(gè)體特征變量(性別、戶籍、兄弟姐妹數(shù)和遷移與否)，非雙親同住的三種居住方式變量系數(shù)都是負(fù)向并且顯著，這說明與生活在雙親同住家庭中的孩子相比，其他三類居住形式下孩子的自評(píng)健康水平都更差。具體來說，只與母親同住的家庭與雙親同住家庭相比自評(píng)健康少0.147個(gè)單位(p＜0.001)，只與父親同住的家庭系數(shù)也是呈現(xiàn)負(fù)向作用，減少0.138個(gè)單位(p＜0.01)。雙親缺位家庭里，孩子的自評(píng)健康比完整家庭差0.134個(gè)單位，雙親缺位的家庭與雙親都在的差異在0.001的標(biāo)準(zhǔn)上顯著。從影響系數(shù)上看，與母親同住的孩子健康受損在三者中最嚴(yán)重。控制變量中只有性別因素顯著，其他變量都不顯著。男性相對(duì)于女性自評(píng)健康更好，在控制其他變量的情況下兩者相差0.114個(gè)單位(p＜0.001)。

模型2是在基準(zhǔn)模型上加入青少年的自身生活方式變量，結(jié)果顯示生活方式對(duì)青少年健康有著顯著的作用，吃不健康食物的頻率越多，那么自評(píng)健康就減少0.071個(gè)單位(p＜0.001)，表示吃油炸、燒烤、膨化、西式快餐之類的食品不利于健康，而且吃的頻率越高產(chǎn)生的傷害越大。而對(duì)喝含糖飲料(如奶茶)或者碳酸飲料(如可樂)也顯示出對(duì)自評(píng)健康的負(fù)向作用，但是并沒有統(tǒng)計(jì)學(xué)上的意義。

對(duì)還在上初中的學(xué)生來說，抽煙、喝酒是一種十分嚴(yán)重的不良行為，數(shù)據(jù)結(jié)果也顯示了抽煙、喝酒的頻率越多，青少年的健康水平也會(huì)越差，影響系數(shù)為0.065(p＜0.01)。鍛煉對(duì)青少年的健康呈現(xiàn)出正向作用，控制其他變量，鍛煉頻率變量每提升一個(gè)單位，自評(píng)健康就增加0.038個(gè)單位(p＜0.001)。青少年的生活方式解釋了部分居住方式對(duì)于自評(píng)健康的效應(yīng)，三類居住方式變量的回歸系數(shù)都減小，其中與父親同住的孩子回歸系數(shù)減小的最多(-0.013)，并且變量顯著性由0.01變?yōu)?.05。說明生活方式解釋了部分與父親同住給孩子自評(píng)健康帶來的危害，即與父親同住的家庭比雙親同住的孩子生活習(xí)慣上更欠缺，沒辦法使孩子養(yǎng)成更健康的生活方式。

模型3是在基準(zhǔn)模型基礎(chǔ)上加入了家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位變量，進(jìn)而來檢驗(yàn)家庭經(jīng)濟(jì)地位對(duì)孩子健康的作用?？刂破渌兞?，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)孩子的自評(píng)健康是有促進(jìn)作用，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位每提升一個(gè)單位，孩子的自評(píng)健康增加0.004個(gè)單位(p＜0.001)。加入社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位變量，控制其他變量，非雙親同住家庭變量的回歸系數(shù)都有一定下降，其中與父親同住的家庭系數(shù)和顯著性減小幅度最大，回歸系數(shù)減小得最多(-0.013)，并且變量顯著性由0.01變?yōu)?.05，說明家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位解釋部分居住方式帶來的自評(píng)健康損失。

圖8 居住方式與教育期望壓力(已加權(quán))

表3 估計(jì)居住方式和自評(píng)健康的線性固定效應(yīng)模型① 參照組變量中:居住方式為雙親同住；基線住院情況-住院賦值為1；性別:男性賦值為1；戶籍狀況為農(nóng)業(yè)戶籍賦值為1；遷移狀況為遷移賦值為1。

模型4在模型1基準(zhǔn)模型基礎(chǔ)上加入父母因素，父母因素變量主要包括父母的監(jiān)管、與孩子的互動(dòng)強(qiáng)度和孩子對(duì)父母教育期望的壓力程度。從結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，父母的監(jiān)管和互動(dòng)對(duì)孩子的自評(píng)健康有正向作用，即控制其他變量，父母的監(jiān)管提升一個(gè)單位，孩子的自評(píng)健康增加0.013個(gè)單位(p＜0.001)，即父母對(duì)青少年的作業(yè)、考試；在學(xué)校表現(xiàn)；每天上學(xué)；每天幾點(diǎn)回家；和誰交朋友；穿著打扮；上網(wǎng)時(shí)間；看電視的時(shí)間管理的越嚴(yán)格，實(shí)際上減少了健康的危害。經(jīng)常與父母一起互動(dòng)也會(huì)增加孩子的自評(píng)健康程度，父母與孩子互動(dòng)變量每提升一個(gè)單位，自評(píng)健康增加0.016個(gè)單位(p＜0.001)。另外，父母對(duì)孩子教育期望壓力、學(xué)業(yè)壓力對(duì)自評(píng)健康的作用是反向的，即孩子感到父母教育期望的壓力感越大，那么他們的自評(píng)健康則會(huì)越差，孩子感受的教育期望壓力每提升一個(gè)單位，孩子的自評(píng)健康減少0.037個(gè)單位。父母互動(dòng)變量都是在0.001的標(biāo)準(zhǔn)上顯著，而這三個(gè)變量也解釋了部分居住方式對(duì)孩子自評(píng)健康的作用，三類居住方式的回歸系數(shù)都有所減少。其中與父親同住的家庭變量系數(shù)相比模型1減半，顯著性消失，這說明互動(dòng)因素解釋了父親撫養(yǎng)孩子的剝削機(jī)制，僅與父親同住的孩子的監(jiān)管和互動(dòng)都不如雙親都在的家庭，這樣給孩子自評(píng)健康帶來危害。父母互動(dòng)因素加入，與母親同住和父母缺失的變量系數(shù)與模型1相比也都大幅度下降，說明非雙親同住家庭在父母互動(dòng)方面都是缺失的，也都會(huì)損害青少年的健康。

模型5是將生活方式、家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和父母互動(dòng)都加入模型，數(shù)據(jù)結(jié)果顯示控制這些變量完全解釋了與父親同住孩子自評(píng)健康受損的機(jī)制，也部分解釋了其他兩類非完整家庭自評(píng)健康受損的原因。居住方式變量與模型1相比系數(shù)都有所減少，母親同住變量系數(shù)減少0.03，顯著性沒變，雙親缺失系數(shù)減少0.033，顯著程度由0.001變到了0.01，說明了與母親同住和雙親缺失受到的健康危害，除了以上三個(gè)機(jī)制外，還有其他原因。

模型6是全模型上加入基線健康狀況，體現(xiàn)的是健康的延續(xù)性，基線健康好(自評(píng)健康、精神健康和客觀健康)的孩子有利于第二期的自評(píng)健康。控制了基線健康，居住方式對(duì)孩子自評(píng)健康的危害系數(shù)減小，但是在與母親同住和雙親缺位家庭中生活的孩子自評(píng)健康仍然受損。

表3中的模型1驗(yàn)證了假設(shè)1，即生活在非雙親同住家庭中，孩子的健康狀況會(huì)比生活在雙親同住家庭中的差。模型3驗(yàn)證了假設(shè)2，即非雙親同住的家庭與雙親同住的相比，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位更差，而這會(huì)造成對(duì)孩子的健康投入不同，從而導(dǎo)致健康差異。模型2驗(yàn)證了假設(shè)3，在非雙親同住家庭中孩子生活方式會(huì)更不健康，如抽煙、喝酒的可能性更高，這都會(huì)使孩子的健康受損。模型4驗(yàn)證了假設(shè)4，雙親同住的家庭相對(duì)于非雙親家庭，家長(zhǎng)會(huì)對(duì)孩子有更多的監(jiān)督和互動(dòng)，這些監(jiān)督和互動(dòng)都有利于孩子的健康。因此由表3模型估計(jì)結(jié)果可見，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位會(huì)對(duì)青少年健康產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)剝奪，青少年的生活方式會(huì)對(duì)健康產(chǎn)生的習(xí)慣剝奪，父母互動(dòng)因素對(duì)青少年健康產(chǎn)生的互動(dòng)剝奪，因?yàn)榫幼》绞竭@三種機(jī)制都會(huì)作用于青少年健康，從而產(chǎn)生了青少年的健康損害。

五、結(jié)論與討論

中國(guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展產(chǎn)生了大量人口流動(dòng)，帶來孩子與父母同流動(dòng)或留守，加之離婚率上升等因素，中國(guó)的居住方式發(fā)生了巨大變化。隨著居住方式的變化帶來的是家庭功能的變化，本研究探討居住方式對(duì)家庭、對(duì)孩子健康功能的作用及機(jī)制。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)居住方式與子代的健康狀況密切相關(guān)，控制了相應(yīng)變量之后，非雙親同住的孩子在自評(píng)健康水平比雙親同住家庭中生活的孩子差，非雙親同住的居住方式對(duì)孩子的健康是一種剝奪。

我們?cè)诜治鲋邪l(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)地位剝奪、生活方式影響和家庭互動(dòng)剝奪的機(jī)制相互影響。在經(jīng)濟(jì)地位剝奪中，在基準(zhǔn)模型中加入家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位后，與母親同住和與父親同住家庭相比，雙親同住家庭自評(píng)健康的負(fù)面效應(yīng)減弱，這說明非雙親同住家庭與雙親同住家庭相比一部分因?yàn)榻?jīng)濟(jì)落后導(dǎo)致孩子健康受到剝奪，與父親同住家庭的效應(yīng)更加明顯。第二種剝奪機(jī)制是在不同居住方式下產(chǎn)生的生活方式，和父親同住的孩子抽煙、喝酒的頻率更高，這對(duì)孩子健康產(chǎn)生嚴(yán)重危害，因此加入生活方式變量非雙親家庭健康損失被解釋部分，與父親同住的解釋尤為明顯，說明生活方式是一個(gè)主要的剝奪機(jī)制。第三種就是父母互動(dòng)參與的剝奪，父母互動(dòng)對(duì)于孩子的自評(píng)健康都有顯著的正向作用，而非雙親同住家庭因?yàn)楦改覆糠只蛉咳笔Вc孩子的互動(dòng)減少或沒有，這些都會(huì)對(duì)孩子的健康起消極作用，其中與父親同住的孩子受到更少的家長(zhǎng)監(jiān)管，但同時(shí)也遭受更大的教育期望壓力。因此加入父母互動(dòng)因素后，與父親同住變量對(duì)健康作用的顯著性消失，表明與父親同住所產(chǎn)生的健康損失可以被父母互動(dòng)解釋。在費(fèi)孝通的《生育制度》中強(qiáng)調(diào)父母與孩子組成的家庭穩(wěn)定的關(guān)系，母親承擔(dān)生理性撫育任務(wù)，父親更多承擔(dān)的是社會(huì)性撫育[22]。數(shù)據(jù)結(jié)果也顯示出這樣的現(xiàn)象，父親對(duì)于照顧孩子并不在行，與父親同住的孩子有更高的抽煙、喝酒比例，更多的教育期望壓力和更少的監(jiān)管。

本研究的重要作用就是驗(yàn)證了家庭對(duì)孩子的撫育與保護(hù)功能，雙親同住的家庭可以提供給孩子必要的物質(zhì)基礎(chǔ)和精神保障，這就對(duì)應(yīng)著家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和父母孩子的互動(dòng)情況，另外一方面家長(zhǎng)功能的缺失對(duì)孩子的健康生活習(xí)慣養(yǎng)成有著重要的損害。雙親都在的家庭經(jīng)濟(jì)條件會(huì)更好，并且能夠給孩子提供更多的關(guān)注、監(jiān)管，較低的教育期望壓力，有助于他們養(yǎng)成良好的生活方式。社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件影響了居住方式，進(jìn)而產(chǎn)生了不一樣的照顧模式，影響子代的健康狀況。如果家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位高，則更可能維持雙親都在的完整同住形式，而這樣的居住方式會(huì)有利于子代健康生活方式的養(yǎng)成，更多的互動(dòng)交流和經(jīng)濟(jì)支持，這些都是父母影響青少年健康的渠道。

在中國(guó)的情境下，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位不高的家庭會(huì)為了改變生活狀態(tài)和經(jīng)濟(jì)條件，而被迫與孩子分開居住，這樣造成了留守兒童或者隔代養(yǎng)育現(xiàn)象。而這樣產(chǎn)生的居住方式則可能會(huì)增加孩子養(yǎng)成生活壞習(xí)慣的比例，另外缺乏父母監(jiān)管和互動(dòng)對(duì)子代的健康產(chǎn)生損害，從而形成新的健康剝削機(jī)制。貧困家庭因收入差距導(dǎo)致的健康差異將會(huì)愈加嚴(yán)重甚至產(chǎn)生惡性循環(huán)，父母為了工作而不與孩子同住，父母與孩子的居住形式成為青少年健康不平等生成的渠道，也會(huì)產(chǎn)生新的貧困，因此需要我們有更多的關(guān)注。

[1]Smilkstein， G.“The cycle of family function:a conceptual model for family medicine”， Journal of Family Practice，11.2(1980):223-32.

[2]Parsons， Talcott.“The social structure of the family”， Rv Anshen the Family， ITS Function ＆ Destiny， Pp 1944:173-201.

[3]關(guān)穎:《家庭結(jié)構(gòu)的涵義及類型》，載《家教指南》2003年第2期。

[4]楊舸:《社會(huì)轉(zhuǎn)型視角下的家庭結(jié)構(gòu)和代際居住模式——以上海、浙江、福建的調(diào)查為例》，載《人口學(xué)刊》2017年第2期。

[5]王躍生:《中國(guó)城鄉(xiāng)家庭結(jié)構(gòu)變動(dòng)分析——基于2010年人口普查數(shù)據(jù)》，載《中國(guó)社會(huì)科學(xué)》2013年第12期。

[6]王培安:《中國(guó)家庭發(fā)展報(bào)告》，北京:中國(guó)人口出版社2014年版。

[7]沈可、章元、鄢萍:《中國(guó)女性勞動(dòng)參與率下降的新解釋:家庭結(jié)構(gòu)變遷的視角》，載《人口研究》2012年第5期。

[8]徐廣明、張佩佩、王芳、梁淵:《家庭結(jié)構(gòu)與功能對(duì)居民心理健康的影響——城鄉(xiāng)差異比較案例分析》，載《中國(guó)社會(huì)醫(yī)學(xué)雜志》2014年第6期。

[9]王艷禎、滕洪昌、張進(jìn)輔:《不同家庭結(jié)構(gòu)下兒童人格特征研究》，載《保健醫(yī)學(xué)研究與實(shí)踐》2010年第2期。

[10]賴文琴:《不同家庭結(jié)構(gòu)類型高中生心理健康狀況比較》，載《健康心理學(xué)雜志》2000年第1期。

[11]許琪:《子女需求對(duì)城市家庭居住方式的影響》，載《社會(huì)》2013年第3期。

[12]高紅霞、劉露華、李浩淼、金廷君、施利群、陳迎春、徐娟:《基于家庭結(jié)構(gòu)和功能視角的農(nóng)村留守家庭健康狀況分析》，載《醫(yī)學(xué)與社會(huì)》2016年第7期。

[13]Carr， Deborah， and K.W.Springer.“Advances in Families and Health Research in the 21st Century”， Journal of Marriage＆ Family， 72.3(2010):743-761.

[14]Richard B.Slatcher.“Marital Functioning and Physical Health:Implications for Social and Personality Psychology”， Social＆ Personality Psychology Compass， 4.7(2010):455-469.

[15]Koball， Heather L， et al.“What do we know about the link between marriage and health?” Journal of Family Issues 31.8(2010):1019-1040.

[16]Williams， K， and D.Umberson.“Marital status， marital transitions， and health:a gendered life course perspective”， Journal of Health＆ Social Behavior，45.1(2004):81.

[17]Alaimo， K， et al.“Food insufficiency， family income， and health in US preschool and school-aged children”， American Journal of Public Health，91.5(2001):781.

[18]彭渝、懋彬:《當(dāng)代中國(guó)家庭結(jié)構(gòu)的變化及子女的社會(huì)化環(huán)境》，載《社會(huì)科學(xué)研究》1994年第6期。

[19]齊亞強(qiáng):《自評(píng)一般健康的信度和效度分析》，載《社會(huì)》2014年第6期。

[20]吳愈曉、黃超:《基礎(chǔ)教育中的學(xué)校階層分割與學(xué)生教育期望》，載《中國(guó)社會(huì)科學(xué)》2016年第4期。

[21]Entwisle， Doris R.， and K.L.Alexander.“A Parent’s Economic Shadow:Family Structure versus Family Resources as Influences on Early School Achievement”， Journal of Marriage ＆ Family， 57.2(1995):399-409.

[22]費(fèi)孝通:《生育制度》，北京:生活·讀書·新知三聯(lián)書店2014年版。

The Effect of Mechanisms of Living Arrangement to Health Deprivation among Adolescent

LIANG Hai-xiang，Nanjing University

Using the data from China Education Panel Survey 2013-2014＆2014-2015，the paper focuses on the role and influence of living arrangement in the health of adolescents.The results show that living with both parents contributes to the child’s health.The way of living influences the health of adolescents through three mechanisms:lifestyle，family socioeconomic status and parental interaction.Parental interaction can be the main reason why the health of the children living with fathers is worse than those living with both parents.In China’s social development， the migration of population is frequent， and the change of living arrangement has destroyed the traditional family’s health function.It can lead to health problems for children and new health inequalities.

living arrangement； health inequalities； adolescent； deprivation mechanism

C913.31

A

1671-7023(2017)06-0098-10

梁海祥，南京大學(xué)社會(huì)學(xué)院博士研究生

2017-04-08

責(zé)任編輯 吳蘭麗