馬健囡

(廈門(mén)市社會(huì)科學(xué)院，福建 廈門(mén) 361000)

1 引言

在我國(guó)及東亞、東南亞很多國(guó)家和地區(qū)，贍養(yǎng)上一輩是家庭的功能和責(zé)任，也是家庭凝聚力強(qiáng)固的重要標(biāo)志。21世紀(jì)以來(lái)，隨著我國(guó)社會(huì)保障體系逐步完善，特別是養(yǎng)老和醫(yī)療保險(xiǎn)制度能夠幫助解決養(yǎng)老的實(shí)際困難，使老年人自身抵抗風(fēng)險(xiǎn)的能力得以提升，以老年夫妻互相扶持、雇傭看護(hù)為主，子女照料為輔的“馬賽克式”養(yǎng)老成為現(xiàn)代中國(guó)家庭養(yǎng)老的主要圖景。中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)結(jié)果顯示，子女對(duì)上一輩的贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)在某種意義上已逐漸減弱，40歲以上的中年家庭中，認(rèn)同“養(yǎng)老主要依靠子女”的比例不足一半，能夠經(jīng)常性地給父母提供金錢(qián)、生活照料和心理支持的比例均不足四分之一[1]。

雖然長(zhǎng)期直接性的供養(yǎng)和照護(hù)減弱，但子代家庭為老人抵御風(fēng)險(xiǎn)的功能不降反升[2]。特別是對(duì)有高齡、失能老人或老年病患需要照料的低收入、獨(dú)生子女和子女長(zhǎng)期外出務(wù)工家庭，影響更為突出[3]。對(duì)北京、深圳等大型城市的調(diào)查顯示，30-59歲的中青年人是所有人群中感到養(yǎng)老負(fù)擔(dān)最重的群體，近40%的30-49歲中青年人認(rèn)為對(duì)老人的照料會(huì)影響個(gè)人事業(yè)發(fā)展，約15%認(rèn)為影響了對(duì)自己子女的關(guān)照[4]；超過(guò)90%的50-59歲中年人感到照料老人心理方面的壓力[5]，贍養(yǎng)上一輩有可能減弱了中年家庭的人力資本投資能力[6]。

這種宏觀上家庭養(yǎng)老負(fù)擔(dān)減弱與微觀上中年子女感到贍養(yǎng)壓力巨大的認(rèn)知偏差從何而來(lái)？可以從兩方面來(lái)探討，一是老人失能、衰老以及經(jīng)濟(jì)自給能力的間接作用被忽略了；二是某些促使子代家庭保持“向上”發(fā)展的重要因素被忽略了。那么，在現(xiàn)有社會(huì)保障條件和“馬賽克式”的養(yǎng)老圖景下，贍養(yǎng)上一輩如何繼續(xù)影響著中年階段家庭的發(fā)展能力？不同類(lèi)型、隊(duì)列的家庭是否有差異？是我們研究的出發(fā)點(diǎn)。討論家庭養(yǎng)老問(wèn)題不能將老年成員從子代家庭中剝離，特別是步入全面老齡化社會(huì)，養(yǎng)老政策更要從“完整性家庭”視角，兼顧子代家庭發(fā)展能力培育和家庭養(yǎng)老的功能完善。基于此，本文采用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)2016年的家庭配對(duì)數(shù)據(jù)，利用結(jié)構(gòu)方程模型，驗(yàn)證贍養(yǎng)上一輩對(duì)子代家庭發(fā)展能力的影響路徑，以期為我國(guó)進(jìn)一步精準(zhǔn)實(shí)施家庭支持政策提供建議。

2 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

2.1 經(jīng)濟(jì)、人力、情感資源——衡量家庭發(fā)展能力的三個(gè)要素

家庭發(fā)展能力由家庭功能論發(fā)展演變而來(lái)，西方學(xué)者認(rèn)為經(jīng)濟(jì)功能是家庭實(shí)現(xiàn)社會(huì)生活所必不可少的[7]，是滿足家庭成員的生理、心理、生活、發(fā)展等方面需求，決定家庭其他功能運(yùn)轉(zhuǎn)和提升的基礎(chǔ)。隨著家庭的社會(huì)化發(fā)展，時(shí)間和人力資源都變得更為稀缺，很多時(shí)間密集型和人力密集型的家庭功能，比如撫養(yǎng)功能、教育功能和贍養(yǎng)功能等均可以通過(guò)外部購(gòu)買(mǎi)或政策支持來(lái)實(shí)現(xiàn)。憑借家庭購(gòu)買(mǎi)能力或政策資源獲取能力，外部社會(huì)資源在一定程度上可以和家庭內(nèi)部功能彼此替代，所以經(jīng)濟(jì)資源(收入和財(cái)產(chǎn))成為越來(lái)越重要的家庭能力[8]。

現(xiàn)代家庭發(fā)展能力理論的雛形是家庭人力資源概念，早期西方學(xué)者從微觀視角探討贍養(yǎng)老人對(duì)年輕家庭的影響時(shí)，將其簡(jiǎn)化為教育投入和勞動(dòng)時(shí)間分配兩個(gè)關(guān)鍵變量。舒爾茨(Schultz，1979)的家庭人力資本學(xué)說(shuō)認(rèn)為，在公平合理、資源有限(綁定預(yù)算限制)和外部借款困難(信貸市場(chǎng)失靈)的環(huán)境下，家庭負(fù)責(zé)單獨(dú)對(duì)每個(gè)成員的發(fā)展支出進(jìn)行決策，家庭養(yǎng)老支出會(huì)擠占對(duì)其他成員的教育資源投資[9-10]，年輕子女為老人提供經(jīng)濟(jì)支持和日常照料的時(shí)間投入增多，將會(huì)永久減少工作時(shí)間和收入[11]，并給家庭照護(hù)者帶來(lái)心理負(fù)擔(dān)和壓力。他從社會(huì)勞動(dòng)力角度理解家庭人力資源，認(rèn)為家庭的價(jià)值在于為社會(huì)培育和提供源源不斷的高素質(zhì)勞動(dòng)力，并形成不斷向上發(fā)展的動(dòng)力。當(dāng)社會(huì)養(yǎng)老保障完善的情況下，子代家庭成員的勞動(dòng)時(shí)間分配和教育投資明顯得到提升。

20世紀(jì)80年代后，西方出現(xiàn)所謂“第二代人口轉(zhuǎn)型”，家庭發(fā)展的價(jià)值不僅僅在于為社會(huì)提供勞動(dòng)生產(chǎn)力和實(shí)現(xiàn)基本功能，更關(guān)鍵的是化解與應(yīng)對(duì)家庭內(nèi)部沖突、外部風(fēng)險(xiǎn)，使每個(gè)成員能夠在健康、溫馨的家庭環(huán)境中生活。由此，家庭發(fā)展能力不再僅僅指收入、勞動(dòng)力的教育投入和勞動(dòng)時(shí)間分配，還增加了反映家庭成員情感關(guān)系的諸多“軟要素”，包括親密度、家庭角色分工、情感表達(dá)與反饋、溝通、權(quán)力配置等指標(biāo)[12-16]，產(chǎn)生了各有側(cè)重的理論體系。比如家庭系統(tǒng)理論強(qiáng)調(diào)親密的關(guān)系和家庭溝通是處理家庭內(nèi)部成員沖突的關(guān)鍵因素，因此家庭功能可以量化為家庭權(quán)力特征、親密度、有效溝通、情緒、表達(dá)方式等13個(gè)指標(biāo)[17]；環(huán)狀理論認(rèn)為家庭成員之間在態(tài)度行為、個(gè)人稟賦上的平衡與相互適應(yīng)是應(yīng)對(duì)外部危機(jī)的重要因素，因此家庭發(fā)展的核心指標(biāo)為家庭溝通、適應(yīng)性，強(qiáng)調(diào)家庭成員之間的平衡性[18]；麥克馬斯特家庭功能理論將家庭發(fā)展能力分為6個(gè)維度的指標(biāo)，即家庭解決問(wèn)題的能力，溝通，家庭角色，情感反饋、情感投入和行為控制[19]，強(qiáng)調(diào)成員間的情感卷入是克服危機(jī)的關(guān)鍵。

上述研究提示，實(shí)現(xiàn)家庭發(fā)展一方面要保持家庭現(xiàn)有階層不掉隊(duì)，即家庭能夠抵抗外部風(fēng)險(xiǎn)并且內(nèi)部不會(huì)解體；另一方面家庭要具備繼續(xù)“向上”的潛力，即家庭作為社會(huì)勞動(dòng)力屬性能夠持續(xù)發(fā)揮價(jià)值，而其他功能則可以通過(guò)購(gòu)買(mǎi)服務(wù)實(shí)現(xiàn)社會(huì)轉(zhuǎn)移。微觀層面的家庭發(fā)展能力應(yīng)包括三個(gè)要素：一是經(jīng)濟(jì)資源，即一個(gè)家庭經(jīng)濟(jì)收入和收入來(lái)源多樣性，為家庭抵抗外界風(fēng)險(xiǎn)沖擊、提升家庭生活質(zhì)量提供基礎(chǔ)保障；二是人力資源，即對(duì)家庭成員的教育投入和充足的工作時(shí)間，以實(shí)現(xiàn)家庭培育社會(huì)勞動(dòng)力的基本功能；三是情感資源，即代際之間、夫妻之間的情感與互信水平，這是保持家庭關(guān)系穩(wěn)固，促進(jìn)家庭妥善解決內(nèi)部沖突、抵御外部風(fēng)險(xiǎn)的重要因素。當(dāng)然，實(shí)際分析中必須根據(jù)問(wèn)題的特征對(duì)具體指標(biāo)進(jìn)行取舍。英國(guó)家庭政策咨詢書(shū)從五個(gè)方面綜合衡量家庭發(fā)展能力，分別是家庭經(jīng)濟(jì)狀況、家庭成員團(tuán)聚的時(shí)間、抵御更嚴(yán)重的家庭風(fēng)險(xiǎn)能力、婚姻關(guān)系牢固和父母贍養(yǎng)支持[20]，但是這種分類(lèi)存在具體指標(biāo)與概念性指標(biāo)的混合。我國(guó)學(xué)者石智雷將其歸納為家庭稟賦、家庭功能和家庭策略3個(gè)核心要素，家庭稟賦指家庭擁有的人力資本、社會(huì)資本、經(jīng)濟(jì)資本和自然資本；家庭功能指家庭的關(guān)系結(jié)構(gòu)、反映靈活性、家庭成員交往質(zhì)量以及家庭親密度和適應(yīng)性等；家庭策略是家庭對(duì)發(fā)展機(jī)會(huì)的把握及開(kāi)展的一系列活動(dòng)的組合[21]，但選取的指標(biāo)過(guò)多且較為宏觀。因此，以家庭發(fā)展能力為潛變量構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型能夠較好的處理因變量不可測(cè)問(wèn)題。

2.2 失能、衰老與經(jīng)濟(jì)自給——上一輩對(duì)子代家庭的影響路徑

贍養(yǎng)上一輩的負(fù)擔(dān)可能來(lái)自哪些方面？東西方對(duì)此有不同的解釋邏輯。西方家庭代際間表現(xiàn)出清晰的財(cái)產(chǎn)分化、空間分化和事務(wù)權(quán)分化[22]，所以贍養(yǎng)上一輩對(duì)子代家庭的影響路徑清晰，直接表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)支出對(duì)子代家庭人力資源的影響。國(guó)內(nèi)沿這一路徑進(jìn)行探討的文獻(xiàn)較為豐富，多運(yùn)用宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行代際數(shù)值建模分析。比如毛毅利用世代交疊模型預(yù)測(cè)家庭養(yǎng)老對(duì)中國(guó)家庭儲(chǔ)蓄率、教育投資的影響，研究發(fā)現(xiàn)贍養(yǎng)支出會(huì)顯著減少子代家庭的人均儲(chǔ)蓄、增加家庭對(duì)子女的教育投資，但忽視了贍養(yǎng)老人會(huì)擠占子女工作時(shí)間，間接影響個(gè)人工資水平[23]。李宜航修正了他的模型，發(fā)現(xiàn)贍養(yǎng)上一輩和撫養(yǎng)子女對(duì)家庭人力資本投資均有擠出作用，對(duì)農(nóng)村家庭、西部地區(qū)和低收入階層家庭人力資本投資的擠出效應(yīng)更為顯著[24]。以上研究一般采用老年人口負(fù)擔(dān)比和養(yǎng)老金貼現(xiàn)率等指標(biāo)反映養(yǎng)老負(fù)擔(dān)，用家庭教育投資、個(gè)人工資水平、工作時(shí)間等反映家庭人力資源。陳曉毅從微觀視角分析了養(yǎng)老支出對(duì)家庭消費(fèi)水平的影響，發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老支出降低了子代家庭在文教娛樂(lè)等方面的消費(fèi)水平，且養(yǎng)老支出對(duì)家庭邊際消費(fèi)傾向的影響存在著顯著的城鄉(xiāng)差異，城鎮(zhèn)家庭的邊際消費(fèi)傾向降低而農(nóng)村家庭的邊際消費(fèi)傾向升高[25]。但他以“家中是否有65 歲以上人口”反映養(yǎng)老負(fù)擔(dān)，未對(duì)老年人的經(jīng)濟(jì)能力和個(gè)人健康狀態(tài)等的影響進(jìn)行綜合評(píng)判。不管從宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展還是微觀家庭消費(fèi)情況上來(lái)看，贍養(yǎng)上一輩的經(jīng)濟(jì)支出都會(huì)對(duì)子代家庭人力資源、經(jīng)濟(jì)資源產(chǎn)生影響，且這種影響極大概率是負(fù)向的，但當(dāng)老人經(jīng)濟(jì)自給能力較強(qiáng)時(shí)，對(duì)家庭的影響可能會(huì)減弱。我們提出假設(shè)1：

假設(shè)1：老年人的經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)子代家庭發(fā)展能力具有顯著影響。

我國(guó)并沒(méi)有嚴(yán)格按照西方家庭現(xiàn)代化理論，向子代與父代家庭完全分化的方向行進(jìn)，而是受傳統(tǒng)孝道文化、人口城鎮(zhèn)化流動(dòng)和養(yǎng)老、育兒照料的市場(chǎng)化的綜合影響，老年人并未與成年子女完全脫離，或是經(jīng)過(guò)階段性脫離后又重新與子代家庭聚合在一起[26]，子代家庭還必須應(yīng)對(duì)由老人衰老變化帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)、日常生活和精神生活等方面的脆弱性[27]。因此我國(guó)還存在著贍養(yǎng)上一輩對(duì)子代家庭的另外兩條影響路徑，即老人失能情況、衰老變化對(duì)子代家庭的影響。

首先，老年人失能會(huì)對(duì)子代家庭的發(fā)展能力產(chǎn)生影響。我國(guó)90%以上的失能老人主要依靠家庭照料，這種影響是多方面的，包括時(shí)間投入、金錢(qián)投入、精神負(fù)擔(dān)和夫妻關(guān)系的緊張等。失能程度越重，對(duì)子代家庭日常生活的影響越重[28]。杜鵑等人利用SDS量表對(duì)北京市東城區(qū)744名失能老人家庭照護(hù)者的心理狀況進(jìn)行了測(cè)量，發(fā)現(xiàn)照顧低齡失能老人的家庭成員患抑郁的可能性最高，照顧者患抑郁與老人失能評(píng)分、醫(yī)療花費(fèi)顯著相關(guān)。

其次，老年人表現(xiàn)出的衰老特征(主要是由于生理老化和脫離社會(huì)所帶來(lái)的心理風(fēng)險(xiǎn))也會(huì)給子代家庭帶來(lái)心理負(fù)擔(dān)和照護(hù)負(fù)擔(dān)。關(guān)于這一路徑的研究并不多見(jiàn)，呂青對(duì)農(nóng)村留守老人贍養(yǎng)情況的調(diào)查顯示，身體健康的老人會(huì)通過(guò)延長(zhǎng)參加農(nóng)耕及其他有收入的勞動(dòng)時(shí)間來(lái)提高自養(yǎng)能力，減少子代的贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)[29]，甚至承擔(dān)部分隔代養(yǎng)育的責(zé)任，而身體孱弱的老人則迫使子女回流，導(dǎo)致子代家庭夫妻異地和外出務(wù)工減少。隨著年齡增長(zhǎng)，老年人的負(fù)性情緒上升，這是一個(gè)正常的生理過(guò)程[30]，但如果負(fù)性情緒長(zhǎng)久得不到緩解，會(huì)加速對(duì)健康自我老化的感知，降低老年人健康的總體水平。封婷認(rèn)為養(yǎng)老負(fù)擔(dān)包含潛在維度，指隨著衰老的加劇，老年人尚未表現(xiàn)出來(lái)的脆弱性以及家庭進(jìn)一步補(bǔ)償老年人未來(lái)風(fēng)險(xiǎn)的能力，可用患慢性病的數(shù)量、住院治療情況、訪員觀察的健康狀況等指標(biāo)進(jìn)行衡量[31]。因此我們提出假設(shè)：

假設(shè)2：老年人失能情況和衰老特征會(huì)影響子代家庭發(fā)展能力。

失能情況和衰老特征很多情況下并不是獨(dú)立對(duì)子代家庭發(fā)展能力發(fā)揮作用，家庭人力資源理論提示我們，健康風(fēng)險(xiǎn)高、負(fù)面情緒強(qiáng)、失能程度深的老人可以通過(guò)購(gòu)買(mǎi)居家陪護(hù)、心理輔導(dǎo)、補(bǔ)貼子女、異地隨遷等方式進(jìn)行功能替代，緩解因照護(hù)需求不斷提升而給子代家庭帶來(lái)的人力資源和情感資源負(fù)擔(dān)，所以衰老特征和失能情況對(duì)子代家庭發(fā)展能力的影響并不是獨(dú)立存在的，老年人自身經(jīng)濟(jì)能力可能調(diào)節(jié)對(duì)子代家庭發(fā)展能力的影響。因此提出以下假設(shè)：

假設(shè)3：老年人衰老特征和失能情況通過(guò)經(jīng)濟(jì)狀況的中介效應(yīng)影響子代家庭發(fā)展能力。

我國(guó)家庭養(yǎng)老呈現(xiàn)“馬賽克”式的圖景，所以有必要對(duì)不同群組間的差異進(jìn)行分析。鑒于我國(guó)社保方面存在顯著的城鄉(xiāng)、隊(duì)列分異，撫養(yǎng)子女也會(huì)顯著影響子代家庭的支出結(jié)構(gòu)，所以提出以下假設(shè)：

假設(shè)4：贍養(yǎng)上一輩對(duì)不同育兒類(lèi)型家庭發(fā)展能力的影響路徑存在顯著差異。

假設(shè)5：贍養(yǎng)上一輩對(duì)城市家庭和農(nóng)村家庭發(fā)展能力的影響路徑存在顯著差異。

盡管對(duì)老年人失能、經(jīng)濟(jì)能力單獨(dú)影響子代家庭的研究較為豐富，但現(xiàn)實(shí)中的影響往往不是單獨(dú)發(fā)生的，也不是突然發(fā)生的，關(guān)于老年人衰老特征、經(jīng)濟(jì)狀況、失能情況對(duì)子代家庭發(fā)展能力的綜合影響路徑仍未清晰，不同隊(duì)列、群組之間的差異也甚少探討，給本文留下了繼續(xù)研究的空間。

3 變量處理和模型構(gòu)建

3.1 數(shù)據(jù)來(lái)源與研究對(duì)象

本文使用北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心進(jìn)行的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies，CFPS)2016年的數(shù)據(jù)。CFPS在全國(guó)25 個(gè)省、市、自治區(qū)采取三階段不等概率的整群抽樣，收集了個(gè)體、家庭和社區(qū)三個(gè)層次的數(shù)據(jù)，包含家庭關(guān)系、經(jīng)濟(jì)活動(dòng)、教育獲得、時(shí)間分配、健康等諸多主題。2016年完成了對(duì)14019戶家庭，36892名成人，8090名老年人的訪問(wèn)，利用這些豐富的數(shù)據(jù)資料，可以全面檢驗(yàn)養(yǎng)老負(fù)擔(dān)對(duì)家庭發(fā)展能力的影響。

本文關(guān)注夫妻同處在中年期階段的家庭(即“子代家庭”)因承擔(dān)必需的贍養(yǎng)義務(wù)而對(duì)自身家庭發(fā)展能力產(chǎn)生的影響，選取合適的對(duì)象至關(guān)重要。根據(jù)家庭生命周期理論，一個(gè)家庭中，核心夫妻成員年齡在30-55歲為家庭成長(zhǎng)期，同時(shí)承擔(dān)養(yǎng)育下一代和照顧上一輩的責(zé)任，50-65歲為家庭成熟期，下一代逐漸離巢，家庭重心轉(zhuǎn)移到照顧更老的一代，由于我國(guó)大多女性在55歲退休，男性在60歲退休，所以將研究對(duì)象定為子代家庭成員在30-55歲的中年期最為合適。本研究需要考察夫妻同時(shí)承擔(dān)的養(yǎng)老壓力對(duì)家庭整體發(fā)展的影響，所以入選的家庭樣本必須同時(shí)滿足已婚、雙方父母之中至少有一位健在且完訪的條件，篩選過(guò)后的CFPS2016年家庭戶和成人數(shù)據(jù)以家庭ID為鍵進(jìn)行合并，去掉了關(guān)鍵變量缺失的樣本后，最終得到1207組中年期階段家庭組合樣本。其中戶籍在城市的家庭占43.7%，農(nóng)村家庭占56.3%，夫妻年齡平均為41歲，受教育年限為8.21年，家中老人平均年齡在69.39歲上下，大多數(shù)家庭(60%)育有2個(gè)及以上子女，子代家庭自報(bào)年均收入為73934元，家庭平均同吃住的人數(shù)為4.5人，較為符合研究預(yù)設(shè)的“大家庭”特征。

3.2 指標(biāo)變量的選取與描述

結(jié)構(gòu)方程模型(Structural Equation Modeling，SEM)能夠妥善地處理潛變量和自變量的誤差，對(duì)不可直接觀測(cè)的變量(即潛變量)進(jìn)行估計(jì)與檢定，比較適合探討“子代家庭發(fā)展能力”這一抽象概念的研究假設(shè)。

首先篩選家庭發(fā)展能力指標(biāo)。結(jié)合文獻(xiàn)和問(wèn)卷，初入選的子代家庭發(fā)展能力指標(biāo)有21個(gè)(1)分別是人均家庭收入、家庭負(fù)債、子代健康狀況自評(píng)、子代繼續(xù)教育情況、家庭收入多樣性、孫代教育支出、子代與父母的關(guān)系、子代對(duì)父母的信任度、子代夫妻受教育程度、子代夫妻家務(wù)時(shí)間差、子代夫妻受教育程度差、子代子女?dāng)?shù)目、子代家庭同吃住人數(shù)、子代收入情況自評(píng)、子代每周與家人吃飯次數(shù)、子代書(shū)籍閱讀量、子代照顧父母的頻率、子代看望父母的頻率、子代聯(lián)系父母的頻率、子代家庭總收入、子代房產(chǎn)總值。，采用探索性因子分析方法(2)KMO與Bartlett檢驗(yàn)顯示，KMO=0.626，P<0.05，適合進(jìn)行因子分析。，逐步篩除公因子方差不足0.5的因子，最終入選的指標(biāo)變量及賦值情況詳見(jiàn)表1：一類(lèi)反映家庭人力資源。包括子代夫妻繼續(xù)教育情況、孫代教育投入；二類(lèi)反映家庭經(jīng)濟(jì)資源。包括家庭人均收入、家庭收入多樣性；三類(lèi)反映家庭情感資源。包括代際情感和夫妻情感2種，其他變量均被篩除。值得關(guān)注的是，本研究并不涉及探討個(gè)人在家庭中的作用，而是將家庭看作一個(gè)整體對(duì)象進(jìn)行研究。所以對(duì)夫妻的單人指標(biāo)均進(jìn)行了加總處理，以代表家庭綜合特征。這就導(dǎo)致一些變量并未納入。比如子代受教育程度并未入選，一方面是因?yàn)樽哟芙逃潭纫话阌绊懙氖莻€(gè)人收入，而不是其后續(xù)發(fā)展能力；另一方面可能是由于我們用夫妻受教育程度和來(lái)體現(xiàn)家庭情況，掩蓋了個(gè)人受教育程度的影響(3)如果以小學(xué)或文盲、初中、高中、大學(xué)、研究生為5個(gè)梯度水平，則樣本中17.56%的子代夫妻間的受教育程度相差2個(gè)梯度以上。。這說(shuō)明在以家庭為觀測(cè)對(duì)象的前提下，受家庭內(nèi)部彈性的影響，這些變量與其他入選變量相比對(duì)家庭發(fā)展能力的解釋性并不強(qiáng)。夫妻情感指標(biāo)無(wú)法通過(guò)現(xiàn)有問(wèn)卷獲取，根據(jù)文獻(xiàn)，夫妻感情越好，家務(wù)更傾向于由夫妻雙方均衡承擔(dān)，所以我們采用夫妻間家務(wù)時(shí)間差的絕對(duì)值來(lái)替代，并通過(guò)了因子分析檢驗(yàn)，樣本中夫妻雙方每周平均家務(wù)時(shí)間相差4.36個(gè)小時(shí)。

由于SEM需要滿足連續(xù)的正態(tài)內(nèi)生變量的基本條件，所以我們對(duì)問(wèn)卷中的計(jì)分情況做了處理。教育投入、家庭人均收入、醫(yī)療支出、退休金收入4個(gè)觀測(cè)變量的數(shù)值采用歸一化法轉(zhuǎn)化為0到1之間的分值，有助于模型結(jié)果的讀取。家庭收入來(lái)源多樣性是考察家庭經(jīng)濟(jì)抗風(fēng)險(xiǎn)能力的重要指標(biāo)，采取較為通用的熵值法(Entropy Index)對(duì)收入多樣化進(jìn)行測(cè)量，計(jì)算公式如下：

式中，Ei為熵值，代表收入的多樣化程度，xi為某家庭內(nèi)某項(xiàng)收入來(lái)源占總收入的比重，數(shù)據(jù)中家庭收入來(lái)源分為工資性收入、務(wù)農(nóng)收入、個(gè)體經(jīng)營(yíng)收入、政府轉(zhuǎn)移收入、財(cái)產(chǎn)性收入5類(lèi)，如果該家庭只有一種收入來(lái)源，熵值即為0，說(shuō)明收入多樣化程度最低，熵值越大，收入多樣化程度越高。樣本子代家庭收入多樣性平均值為0.494，城市家庭收入多樣性平均為0.54，農(nóng)村家庭平均為0.47，城鄉(xiāng)之間差異顯著(T檢驗(yàn)，P<0.001)。

其次篩選贍養(yǎng)上一輩指標(biāo)。每個(gè)家庭對(duì)贍養(yǎng)上一輩需要付出、能夠付出、實(shí)際付出的認(rèn)知都有很大差異，直接采用宏觀家庭承受力方面的指標(biāo)并不可取。對(duì)個(gè)體家庭來(lái)說(shuō)，贍養(yǎng)老人是滿足老年人養(yǎng)老需求所必須付出多少，而不是家庭能夠付出多少，實(shí)際付出即便未達(dá)到家庭可承受能力的閾度，也會(huì)大量擠占子代家庭的發(fā)展能力。因此根據(jù)假設(shè)路徑，從老年人個(gè)體需求出發(fā)選取贍養(yǎng)指標(biāo)：第一，老年人的經(jīng)濟(jì)能力。包括固定的退休金收入和醫(yī)療花費(fèi)的自費(fèi)部分。老年人的經(jīng)濟(jì)支出會(huì)改變子代家庭的支出結(jié)構(gòu)[32]，當(dāng)老年人醫(yī)療保健方面的支出與收入能夠正常相抵，對(duì)子代家庭的經(jīng)濟(jì)需求就變得具有彈性，子代家庭在文教、撫養(yǎng)子女等項(xiàng)目上的消費(fèi)抑制得以減輕。樣本老年人的平均退休金收入為895元/月，城市老人平均退休金收入為1630元/月，農(nóng)村老人僅為369元/月，城鄉(xiāng)之間有顯著差異(T檢驗(yàn)，P<0.001)。第二，衰老特征。它能夠反映隨著老年人年齡的增大，尚未表現(xiàn)出來(lái)的脆弱性以及子代家庭進(jìn)一步補(bǔ)償老年人未來(lái)風(fēng)險(xiǎn)的能力[33]。它表現(xiàn)為兩方面：一是患退行性疾病可能帶來(lái)的未來(lái)身體狀況下降。代表指標(biāo)有以往患病史、住院史等直接反映身體健康狀況的指標(biāo)以及生活習(xí)慣、是否高齡等潛在因素。樣本老人的平均健康風(fēng)險(xiǎn)為1.54。二是負(fù)面情緒。老年人的心理需求基本從家庭成員身上得到滿足，情感交流頻繁不會(huì)形成子代贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)，只有當(dāng)老年人與家人交流的需求長(zhǎng)期得不到滿足，產(chǎn)生孤獨(dú)、不安等負(fù)面情緒時(shí)，才會(huì)給子女帶來(lái)壓力，這種負(fù)擔(dān)一般發(fā)生在子女流動(dòng)不在身邊、未流動(dòng)卻分開(kāi)居住、老人年齡增大社會(huì)交往和互動(dòng)減少的情況下，樣本老人的負(fù)面情緒平均值為14.86。第三，自理能力。通常自理能力用ADLs得分來(lái)表示，ADLs得分高的老人，越需要家庭投入更多的人力以滿足其生活照料需求。樣本中老年人平均得分在2.42分。

表1 變量說(shuō)明、賦值與描述性統(tǒng)計(jì)

4 模型構(gòu)建與結(jié)果分析

所有觀測(cè)變量樣本均值近似地服從正態(tài)分布，適合進(jìn)行SEM分析。潛變量“家庭發(fā)展能力”包含3個(gè)觀測(cè)變量，分別是“人力資源”，“情感資源”，“經(jīng)濟(jì)資源”，根據(jù)假設(shè)1、2、3，構(gòu)建潛變量老年人衰老特征、經(jīng)濟(jì)狀況、失能情況對(duì)子代家庭發(fā)展能力影響的結(jié)構(gòu)模型，見(jiàn)圖1。運(yùn)用SEM群組比較方法對(duì)假設(shè)4、5進(jìn)行驗(yàn)證，通過(guò)P值檢驗(yàn)判定不同群體之間是否存在顯著差異，通過(guò)群組比較參數(shù)矩陣Z值判定法找到不同群體之間存在差異的路徑。

表2 整體人群結(jié)構(gòu)方程模型整體擬合優(yōu)度指標(biāo)

4.1 基于整體人群的模型適配度檢驗(yàn)與模型優(yōu)化

圖1 優(yōu)化后整體人群模型標(biāo)準(zhǔn)化路徑

將全部群體樣本進(jìn)入模型進(jìn)行擬合，模型共包含3 個(gè)潛變量，其中，子代家庭發(fā)展能力(簡(jiǎn)稱“核心家庭”)為因變量，老人特征、老年人經(jīng)濟(jì)能力為自變量，失能情況為外因顯性變量。概念模型輸出結(jié)果的顯著性概率小于0.001，卡方自由度為11.834，適配度指標(biāo)RMSEA為0.095，總體來(lái)看不符合理想標(biāo)準(zhǔn)，需要對(duì)模型進(jìn)行修正。參照模型修正指標(biāo)值，重新界定老人健康風(fēng)險(xiǎn)的殘差值e6與老人醫(yī)療支出的殘差e1、老人負(fù)面情緒的殘差e7與老人醫(yī)療支出的殘差e1兩組共變關(guān)系，擬合輸出的模型自由度為13，適配度卡方值為16.263，顯著性概率值為0.235，未達(dá)0.05的顯著水平，接受虛無(wú)假設(shè)，觀察數(shù)據(jù)與假設(shè)模型相契合。

如表2所示，優(yōu)化模型和問(wèn)卷數(shù)據(jù)擬合的各項(xiàng)主要適配度檢驗(yàn)指標(biāo)總體良好，作為重要檢驗(yàn)指標(biāo)的卡方之自由度比為1.251，在理想邊界值3以內(nèi)。RMSEA值通常被視為最重要的適配指標(biāo)信息，其理想值以小于0.05為優(yōu)異適配，本研究的RMSEA 值為0.014，除此之外，其他重要檢驗(yàn)指標(biāo)適配度指數(shù)的值都大于0.9，可以說(shuō)是非常好的適配結(jié)果，說(shuō)明優(yōu)化后的結(jié)構(gòu)模型適配較為優(yōu)異。

4.2 全部群體的模型分析

優(yōu)化后全體群體模型標(biāo)準(zhǔn)化路徑圖見(jiàn)圖1，外因潛變量老人失能情況對(duì)子代家庭發(fā)展能力的直接影響為負(fù)向，標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為-0.248，說(shuō)明老人失能情況每加重1個(gè)單位，子代家庭發(fā)展能力降低24.8%。老人衰老特征對(duì)子代家庭發(fā)展能力的直接影響為正向，標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為0.135，但P值=0.247，影響并不顯著。中介變量老人經(jīng)濟(jì)能力對(duì)內(nèi)因潛變量子代家庭發(fā)展能力的直接影響為正向，標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為0.957，說(shuō)明老年人經(jīng)濟(jì)能力每提升1個(gè)單位，子代家庭發(fā)展能力上升95.7%。老人經(jīng)濟(jì)能力、老人衰老特征、失能情況3個(gè)變量對(duì)內(nèi)因潛在變量子代家庭發(fā)展能力的聯(lián)合解釋變異量(R2)為82%。

當(dāng)模型中有中介變量存在時(shí)，自變量與因變量之間的關(guān)系以總效應(yīng)、間接效應(yīng)、直接相應(yīng)來(lái)詮釋更為準(zhǔn)確[34]。采用Bootstrap法對(duì)效應(yīng)加以檢驗(yàn)[35]，結(jié)果見(jiàn)表4。從總效應(yīng)看，老人失能情況和經(jīng)濟(jì)能力對(duì)子代家庭發(fā)展能力影響均顯著，且老人經(jīng)濟(jì)能力的影響程度大于失能情況，因此接受研究假設(shè)2，即老年人的經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)子代家庭發(fā)展能力具有顯著的正向影響。老人衰老特征對(duì)子代家庭發(fā)展能力沒(méi)有顯著影響，因此拒絕假設(shè)3，即老年人健康狀況和心理并不直接對(duì)子代家庭發(fā)展能力產(chǎn)生影響。這提示我們，總體上中國(guó)家庭存在較高程度的代際分化，中年子代家庭對(duì)老年人的各項(xiàng)衰老表現(xiàn)并不敏感，老人的日常身體健康問(wèn)題、心理問(wèn)題容易被子代家庭所忽略，老人生病住院的看護(hù)需求、慢性病照料需求、日常情感需求并不能經(jīng)常在子女處得到滿足。這與很多研究結(jié)論相吻合，即老人的主要照料者往往是配偶而不是子女，那么子女的贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)從何而來(lái)呢？

從直接、間接效應(yīng)看，失能狀況直接影響子代家庭的發(fā)展能力，影響方向?yàn)樨?fù)，同時(shí)失能狀況通過(guò)老人經(jīng)濟(jì)能力的中介作用影響子代家庭發(fā)展能力，影響方向?yàn)檎?，且?duì)子代家庭發(fā)展能力的總效應(yīng)影響方向?yàn)檎?，說(shuō)明老年人的經(jīng)濟(jì)能力能夠顯著調(diào)節(jié)失能對(duì)子女家庭產(chǎn)生的負(fù)向影響，在失能老人自身?yè)碛休^好的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)能力的情況下，失能對(duì)子女家庭的負(fù)向影響將會(huì)顯著減弱。

老人衰老特征對(duì)子代家庭發(fā)展能力影響路徑的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均顯著，但影響系數(shù)的方向相反，總校應(yīng)并不顯著，且衰老特征對(duì)子代家庭發(fā)展能力的總效應(yīng)(-0.018)的絕對(duì)值小于直接效應(yīng)(0.135)的絕對(duì)值，根據(jù)MacKinnon等人關(guān)于中介效應(yīng)和遮掩效應(yīng)(suppressing effects)的判斷方法[36]，可知老年人經(jīng)濟(jì)能力在解釋衰老特征對(duì)子代家庭發(fā)展能力的影響中起到了“遮掩效應(yīng)”，如何理解這種“遮掩效應(yīng)”？對(duì)健康風(fēng)險(xiǎn)和負(fù)面情緒水平進(jìn)行高、低劃分，將健康風(fēng)險(xiǎn)分?jǐn)?shù)在0-1的定義為“低風(fēng)險(xiǎn)”，得分在2及以上的定義為“高風(fēng)險(xiǎn)”；將負(fù)面情緒在1-15的定義為“低負(fù)面”，得分在16分及以上的定義為“高負(fù)面”，這樣得到了反映健康風(fēng)險(xiǎn)和負(fù)面情緒交互作用的四類(lèi)老年特征人群，分別是“雙高老人”(高負(fù)面情緒、高健康風(fēng)險(xiǎn)的)，“雙低老人”(低負(fù)面情緒、低健康風(fēng)險(xiǎn))，“樂(lè)天派老人”(低負(fù)面情緒、高健康風(fēng)險(xiǎn))和“悲觀老人”(低健康風(fēng)險(xiǎn)、高負(fù)面情緒)。

表3 全部群體總效應(yīng)、直接效應(yīng)與間接效應(yīng)

圖2 子代家庭發(fā)展能力的老年人健康風(fēng)險(xiǎn)特征

圖2顯示了四類(lèi)人群子代家庭發(fā)展能力的均值差異。從圖中可知，四類(lèi)老人所對(duì)應(yīng)的子代家庭發(fā)展能力差異不大，均在1.6左右徘徊，“雙高老人”所對(duì)應(yīng)的子代家庭發(fā)展能力略低于“雙低老人”。同時(shí)，當(dāng)“雙低老人”的健康風(fēng)險(xiǎn)提高或負(fù)面情緒升高時(shí)，子代家庭發(fā)展能力反而略有提升。只有當(dāng)健康風(fēng)險(xiǎn)和負(fù)面情緒同時(shí)提升時(shí)，子代家庭發(fā)展能力才會(huì)明顯下降。由此我們可以推斷，可能存在一種調(diào)節(jié)作用，掩飾了健康風(fēng)險(xiǎn)和負(fù)面情緒對(duì)子代家庭發(fā)展能力的部分影響效應(yīng)，使老人由“雙低”走向“雙高”的變化過(guò)程中，對(duì)子代家庭發(fā)展能力的影響不會(huì)被迅速的反映出來(lái)。假設(shè)4得到了部分驗(yàn)證，即老年人健康風(fēng)險(xiǎn)和負(fù)面情緒通過(guò)經(jīng)濟(jì)狀況的遮掩效應(yīng)影響子代家庭發(fā)展能力，而不是中介效應(yīng)[37]。

圖3 老人經(jīng)濟(jì)能力對(duì)子代家庭發(fā)展能力

從子代家庭發(fā)展能力與老人經(jīng)濟(jì)能力的擬合曲線可知(見(jiàn)圖3)，隨著老年人經(jīng)濟(jì)能力的上升，子代家庭發(fā)展能力形成了先上升后下降的倒U型趨勢(shì)，即產(chǎn)生了邊際效應(yīng)。隨著時(shí)間的推移，老人經(jīng)濟(jì)能力對(duì)子代家庭發(fā)展能力的提升作用逐漸降低，最后達(dá)到一個(gè)飽和點(diǎn)，超過(guò)了這個(gè)點(diǎn)，子代家庭發(fā)展能力將疲于增長(zhǎng)。但“雙高老人”的U型開(kāi)口明顯比其他三種特征的老人寬，說(shuō)明在曲線的上升階段，對(duì)“雙高老人”來(lái)講，經(jīng)濟(jì)條件對(duì)子代家庭發(fā)展能力的提升效果與其他群組的老人相比是最弱的。在曲線的下降階段，“雙高老人”也是所有其他群組里下降最緩慢的。

結(jié)合圖2可見(jiàn)，在沒(méi)有控制老人經(jīng)濟(jì)能力的情況下，不同衰老特征所對(duì)應(yīng)的子代家庭發(fā)展能力影響差異被掩蓋了。一旦控制老人經(jīng)濟(jì)能力這個(gè)變量，不同心態(tài)情緒和健康風(fēng)險(xiǎn)的老人之間的差異隨即擴(kuò)大。合理的解釋是，當(dāng)老人產(chǎn)生孤獨(dú)等負(fù)面情緒或因慢性病加重導(dǎo)致健康風(fēng)險(xiǎn)提高時(shí)，老年人會(huì)傾向于與子女產(chǎn)生更為密切的勾聯(lián)，這種勾聯(lián)以老人的經(jīng)濟(jì)能力為前提。比如隨著年齡的增大，越來(lái)越孤單的老人會(huì)產(chǎn)生與子女同住的需求。實(shí)際生活中，經(jīng)濟(jì)條件好的老人可以通過(guò)購(gòu)置大房子實(shí)現(xiàn)與子女同住，并補(bǔ)貼一定的購(gòu)房款給子女，間接增加了子女家庭的經(jīng)濟(jì)資源和照料人手。同樣，因生病住院或慢性病治療需要，經(jīng)濟(jì)條件好的老人能夠負(fù)擔(dān)基本的醫(yī)療支出，可以主動(dòng)增加子女陪伴前往醫(yī)院體檢和治療的次數(shù)，年輕夫妻在齊心協(xié)力陪伴老人對(duì)抗疾病的過(guò)程中，情感更加緊密，家庭發(fā)展能力可得到提升?？梢?jiàn)老人的經(jīng)濟(jì)能力掩蓋了老人衰老特征對(duì)子女家庭發(fā)展能力的影響。但是，這種掩蓋作用是有限的，對(duì)于“雙高老人”來(lái)說(shuō)，老人經(jīng)濟(jì)能力邊際效應(yīng)出現(xiàn)的最晚，調(diào)節(jié)作用最弱。因此，中年階段家庭感受到的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)壓力來(lái)自于兩個(gè)主要路徑：一是老人失能、經(jīng)濟(jì)支出帶來(lái)的直接、間接壓力；二是生理和心理的衰老疊加形成的壓力，通過(guò)老人自身經(jīng)濟(jì)能力的遮掩效應(yīng)，不甚敏感的表現(xiàn)出來(lái)。

4.3 不同隊(duì)列的模型差異比較

樣本家庭跨越了近30年，按照夫妻出生年份，將樣本分成1957-1966、1967-1976、1977-1986三個(gè)群組，分別構(gòu)建3個(gè)隊(duì)列的SEM，結(jié)果如表5所示。三個(gè)模型的顯著性概率P>0.05，且RMSEA<0.05，AGFI>0.900，卡方自由度均小于3，說(shuō)明假設(shè)模型與觀察數(shù)據(jù)契合度較高，驗(yàn)證了衰老、失能、經(jīng)濟(jì)能力影響中年階段家庭發(fā)展能力的路徑理論在不同出生隊(duì)列中均具有解釋能力。1976-1987年出生組與理論模型的適配性最好，1957-1966年出生組的適配性最差，可能是由于該組的樣本數(shù)據(jù)偏低。

表4 三個(gè)隊(duì)列的SEM擬合優(yōu)度對(duì)比①

從標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)來(lái)看，1976-1987年出生組受老人衰老特征和失能情況的直接影響最大(0.271，0.040)，受老年人自身經(jīng)濟(jì)能力的直接影響和間接影響較小(0.420，0.054，0.113)。說(shuō)明夫妻平均年齡在30-39歲的家庭，可能出于方便照顧孫輩等原因，與家中長(zhǎng)輩同住或處在親密的代際關(guān)系中，對(duì)老年人的衰老變化和照護(hù)需求更加敏感。1967-1976年出生組受老年人的經(jīng)濟(jì)能力的直接影響最大(0.644)，老人特征和失能情況對(duì)家庭發(fā)展能力的間接影響也是最強(qiáng)的(0.064，0.147)，同時(shí)老人特征、失能情況和老人經(jīng)濟(jì)能力3個(gè)變量對(duì)子代家庭發(fā)展能力聯(lián)合解釋力最高(42%)。說(shuō)明40歲后，隨著老人年紀(jì)的增大，一方面子代與上一輩逐漸分化，另一方面上一輩的護(hù)理和醫(yī)療需求增加，所以老人自身經(jīng)濟(jì)能力的直接作用、間接作用凸顯。1957-1966組子代平均年齡在50歲以上，父輩多處于高齡階段且醫(yī)保情況較差、個(gè)人積蓄不多，有待針對(duì)性研究，不做比較。

4.4 不同群組的模型差異比較

我國(guó)家庭內(nèi)部結(jié)構(gòu)差異較大，通過(guò)計(jì)算不同群組之間模型路徑系數(shù)的差值，更加直觀精確的解釋群組之間的不同。第一類(lèi)按家庭所在地進(jìn)行分組，產(chǎn)生城市家庭528戶，農(nóng)村家庭679戶；第二類(lèi)按育兒類(lèi)型進(jìn)行分組。選取育兒數(shù)量、孫代年齡、孫代健康水平、孫代是否上學(xué)、孫代BMI值5個(gè)變量做二階聚類(lèi)分析，刪除關(guān)鍵變量缺失的樣本，得到有效家庭配對(duì)樣本834組，模型平均Silhouette值達(dá)到0.6，聚類(lèi)結(jié)果優(yōu)秀，家庭分為2個(gè)群組(4)按照變量重要性對(duì)中心化后的變量值進(jìn)行加權(quán)，可得到一個(gè)數(shù)值，明顯A類(lèi)家庭的值低于B類(lèi)家庭，但育兒負(fù)擔(dān)是主觀感受，我們摒棄了高負(fù)擔(dān)、低負(fù)擔(dān)組的命名，僅以A、B來(lái)替代。各項(xiàng)數(shù)值平均值為：A型家庭養(yǎng)育孩子數(shù)=1.08，年齡=7.80歲，健康水平=6.05，是否上學(xué)=0.57，N=508；B型家庭養(yǎng)育孩子數(shù)=2.14，年齡=11.02，是否上學(xué)=0.99，健康水平=5.57，N=326。：A型家庭子女較少，孩子年齡較低，大部分并未進(jìn)入義務(wù)教育階段，健康水平較高；B型家庭一般有2個(gè)以上子女，孩子的年齡較大且已進(jìn)入學(xué)校學(xué)習(xí)，健康水平中等。A型家庭的家長(zhǎng)主要負(fù)責(zé)日常生活照顧和陪伴；B型家庭的家長(zhǎng)主要承擔(dān)孩子的課余時(shí)間教育監(jiān)督。

結(jié)構(gòu)方程群組比較模型共產(chǎn)生六個(gè)模型，模型A和模型A’為無(wú)限制模型，均假設(shè)在不受任何限制的情況下，不同群組模型中所有因素負(fù)荷量不存在顯著差異。模型B和B’為路徑系數(shù)相等模型，均假設(shè)在不受因素負(fù)荷量的影響下，不同群組模型中所有路徑系數(shù)不存在顯著差異。模型C和C’為結(jié)構(gòu)系數(shù)相等模型，均假設(shè)在不受因素負(fù)荷量的影響下，不同群組模型中測(cè)量系數(shù)相等、結(jié)構(gòu)系數(shù)相等。當(dāng)P值小于0.05時(shí)表明兩群組模型存在顯著差異。結(jié)果顯示，模型B和模型C的P值均小于0.05，說(shuō)明A型家庭及B型家庭群組的路徑系數(shù)和相關(guān)系數(shù)存在顯著差異，模型C’的P值小于0.05，說(shuō)明城市家庭和農(nóng)村家庭的路徑系數(shù)和相關(guān)系數(shù)存在顯著差異。不同群組比較參數(shù)詳見(jiàn)表5。

表5 不同群組模型比較參數(shù)

進(jìn)一步分析家庭類(lèi)型、城鄉(xiāng)兩個(gè)群組各自調(diào)節(jié)作用之間的差異，檢查群組比較參數(shù)矩陣，可見(jiàn)模型A、模型B兩條路徑系數(shù)的參數(shù)差異決斷值分別等于-2.272和-3.031，其絕對(duì)值均大于1.96，表示A、B兩類(lèi)家庭在以下兩條路徑存在顯著差異：一是失能情況通過(guò)老人經(jīng)濟(jì)能力的中介作用影響子代家庭發(fā)展能力(PW8-W8)；另一個(gè)是老年人的經(jīng)濟(jì)能力直接影響核心家庭發(fā)展能力(PW9-W9)。模型B’路徑系數(shù)PW8和W8的參數(shù)差異決斷值等于-3.388，其絕對(duì)值均大于1.96，表示城市子代家庭中，失能情況通過(guò)老人經(jīng)濟(jì)能力的中介作用對(duì)子代家庭發(fā)展能力產(chǎn)生的影響，與農(nóng)村家庭具有顯著差異。由于兩組模型的路徑系數(shù)在“失能情況—老人經(jīng)濟(jì)能力”(即PW8-W8)這條路徑上，均有大于1.96的值出現(xiàn)，所以可以接受假設(shè)5、假設(shè)6，不同育兒類(lèi)型、不同戶籍的核心家庭，失能情況通過(guò)老人經(jīng)濟(jì)能力的中介作用對(duì)子代家庭發(fā)展能力產(chǎn)生的影響均有顯著差異，差異主要體現(xiàn)在失能狀況受老人經(jīng)濟(jì)能力的中介作用而對(duì)子代家庭發(fā)展能力產(chǎn)生的影響上。群組影響的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)詳見(jiàn)圖4。

圖4 不同群組模型標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)比較

進(jìn)一步比較不同群組之間自變量對(duì)因變量的影響路徑的總校應(yīng)、直接效應(yīng)、間接效應(yīng)及其P值，結(jié)果如表6所示。各群體模型中變量之間的路徑關(guān)系具有一定的一致性，首先體現(xiàn)在各群組老人經(jīng)濟(jì)能力變量的總效應(yīng)均為最大，其次，除農(nóng)村家庭外，老人衰老特征變量的總效應(yīng)均小于失能變量的總校應(yīng)。說(shuō)明子女對(duì)老人的日常生活關(guān)照和聯(lián)系變得輕微，基本贍養(yǎng)功能多通過(guò)購(gòu)買(mǎi)社會(huì)服務(wù)實(shí)現(xiàn)了轉(zhuǎn)嫁，而購(gòu)買(mǎi)社會(huì)服務(wù)的經(jīng)濟(jì)資源主要來(lái)自于老人自身而不是子女，子女對(duì)老人的直接經(jīng)濟(jì)支持減弱。在農(nóng)村地區(qū)，子代家庭和老人還保持著較為密切的經(jīng)濟(jì)支持、事務(wù)性聯(lián)系和空間聯(lián)系，衰老加劇使老人無(wú)法繼續(xù)參與勞作、生活自理能力變差、生病住院或慢性病病程加劇，這些都對(duì)子女家庭發(fā)展能力影響較大。

具體來(lái)看，群組差異體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：首先，對(duì)比A型家庭與B型家庭。A型家庭老人經(jīng)濟(jì)能力的直接效應(yīng)顯著低于B型家庭，說(shuō)明在B型家庭中，老年人經(jīng)濟(jì)條件對(duì)家庭發(fā)展能力的直接作用凸顯，這與很多人力資源角度的結(jié)論相吻合，即撫養(yǎng)孩子和贍養(yǎng)老人都會(huì)擠壓子代家庭的人力資源，且一定程度上是此消彼長(zhǎng)的關(guān)系，B型家庭為照顧孫代需要花費(fèi)更多的精力和金錢(qián)[38]，如果老人經(jīng)濟(jì)能力較好，能夠承擔(dān)自身的醫(yī)療費(fèi)用、購(gòu)買(mǎi)社會(huì)服務(wù)滿足照護(hù)需求，則對(duì)B型家庭發(fā)展能力的提升作用會(huì)更加有效和直接。

在“老人衰老特征影響子代家庭發(fā)展能力”這一路徑，A型家庭老人經(jīng)濟(jì)能力的間接效應(yīng)(-0.021)低于B型家庭(-0.233)，且A型家庭老人經(jīng)濟(jì)能力具有遮掩效應(yīng)，說(shuō)明老人經(jīng)濟(jì)能力對(duì)B型家庭更能發(fā)揮中介作用。這與大多數(shù)社會(huì)學(xué)研究一致，即為照顧年幼的孫輩，A型家庭的老年人與子代家庭實(shí)現(xiàn)“階段性共居”，二者保持了密切的經(jīng)濟(jì)、空間和事務(wù)聯(lián)系，當(dāng)老人因衰老產(chǎn)生照護(hù)需求時(shí)，親密的A型家庭可以很快實(shí)現(xiàn)陪伴和調(diào)節(jié)；而隨著孩子逐漸長(zhǎng)大，老人不再與子女共同居住，B型家庭的父輩與子代回歸完全的空間、經(jīng)濟(jì)和事務(wù)分化，老人的衰老變化被子代家庭所忽視。

在“失能情況影響子代家庭發(fā)展能力”這一路徑上，A型家庭老人經(jīng)濟(jì)能力的間接效應(yīng)為0.047，B型型家庭為0.468，且失能情況對(duì)B型家庭發(fā)展能力的影響完全通過(guò)老人經(jīng)濟(jì)能力的中介作用產(chǎn)生，說(shuō)明在B型家庭中，一旦老人失能，幾乎必須通過(guò)老人自身及外界提供經(jīng)濟(jì)支持，購(gòu)買(mǎi)醫(yī)療、照護(hù)服務(wù)，才能緩解對(duì)子代家庭發(fā)展能力的負(fù)向影響。總體來(lái)看，老人經(jīng)濟(jì)能力對(duì)B型家庭的影響更大，也就是說(shuō)“上有老、下有多個(gè)小”的家庭更具脆弱性。

表6 不同群組總效應(yīng)、直接效應(yīng)、間接效應(yīng)的比較

其次，對(duì)比城市家庭和農(nóng)村家庭。城市家庭老人經(jīng)濟(jì)能力的直接效應(yīng)(0.662)顯著高于農(nóng)村老人(0.659)，說(shuō)明老人的經(jīng)濟(jì)能力在城市更能發(fā)揮直接作用，即在城市生活工作的家庭，贍養(yǎng)老人的直接經(jīng)濟(jì)壓力比在農(nóng)村小。

在“老人衰老特征影響子代家庭發(fā)展能力”這一路徑上，城市家庭老人經(jīng)濟(jì)能力的間接效應(yīng)(-0.046)高于農(nóng)村家庭(-0.013)，說(shuō)明老人經(jīng)濟(jì)能力在城市更能發(fā)揮中介作用。該差異由城鄉(xiāng)公共服務(wù)質(zhì)量、養(yǎng)老保障水平的差異和代際關(guān)系分化導(dǎo)致。首先，城市能夠提供種類(lèi)繁多、價(jià)格多樣的社會(huì)化養(yǎng)老服務(wù)，且城市老年職工醫(yī)療保障和養(yǎng)老保障也相對(duì)完善，老人可購(gòu)買(mǎi)到更多有效的醫(yī)療服務(wù)和照護(hù)服務(wù)來(lái)抵消因?yàn)樗ダ蠋?lái)的生理、心理不適，子女并不需要投入較多的人力和物力資本來(lái)照護(hù)老人的日常生活；其次，城市家庭代際分化更為徹底，老人與子代家庭的空間聯(lián)系、事務(wù)性聯(lián)系微弱。老人的日常衰老變化極易被子代家庭所忽視。

在“失能情況影響子代家庭發(fā)展能力”這一路徑上，城市群組老人經(jīng)濟(jì)能力的間接效應(yīng)(0.134)低于農(nóng)村群組(0.227)，說(shuō)明老人經(jīng)濟(jì)能力在農(nóng)村更能發(fā)揮中介作用。這與我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入、公共服務(wù)等領(lǐng)域的二元化密切相關(guān)。失能導(dǎo)致老人對(duì)人力照護(hù)的需求大幅增加，城鄉(xiāng)老人不約而同的選擇離子女更近，以便獲得家庭成員的周到照顧。但這種由小家庭向“大家庭”的重新回歸在城市群組里更加容易實(shí)現(xiàn)，因?yàn)榉课葜脫Q的成本更低。并且快速衰老期慢性病患病時(shí)間長(zhǎng)、并發(fā)癥多、治療難度大，因此次均門(mén)診費(fèi)與住院費(fèi)均較高，老年人消費(fèi)的醫(yī)療衛(wèi)生資源一般是其他人群的3～5倍[39]。與之相比，失能期的城市家庭并沒(méi)有額外支付更多的醫(yī)療費(fèi)用和照護(hù)費(fèi)用，甚至?xí)a(chǎn)生盈余，照顧者也由原來(lái)的社會(huì)提供，變成由家庭成員共同分擔(dān)，所以經(jīng)濟(jì)要素的中介作用有所減弱。

而在農(nóng)村群組則是另一番景象。老人失能后對(duì)農(nóng)村家庭的沖擊是多方面的，一是在農(nóng)村老人失能意味著家庭勞動(dòng)力喪失，經(jīng)濟(jì)收入降低；二是在農(nóng)村難以購(gòu)買(mǎi)到高質(zhì)量的醫(yī)療照護(hù)服務(wù)，且養(yǎng)老、醫(yī)療保障水平較低的情況下，騰出人手照料老人勢(shì)必會(huì)影響子代家庭的人力資源和經(jīng)濟(jì)資源，長(zhǎng)輩多由兒媳照料，也可能導(dǎo)致夫妻異地引發(fā)情感危機(jī)。如果老人自身收入較高或頗有積蓄，可以給子代家庭予以補(bǔ)貼，那么將大大減輕子女的負(fù)擔(dān)，所以老人自身經(jīng)濟(jì)能力就對(duì)緩解農(nóng)村家庭的照護(hù)壓力和經(jīng)濟(jì)壓力具有更突出的作用。

農(nóng)村家庭是一個(gè)較為特殊的群組。第一，老人衰老特征的總效應(yīng)大于老人失能情況。第二，衰老特征影響子代家庭發(fā)展能力的直接效應(yīng)、總效應(yīng)、間接效應(yīng)均不顯著。最后，老人失能情況對(duì)子代家庭發(fā)展能力的負(fù)向直接影響在所有群組中最大(-0.205)，老人經(jīng)濟(jì)能力在這之中的調(diào)節(jié)作用也是較大的(0.227)。說(shuō)明在農(nóng)村，即便老人對(duì)子代家庭的依存性很強(qiáng)，老人健康風(fēng)險(xiǎn)和負(fù)面情緒也是被子女所忽視的。在身體“健康”時(shí)期，老人作為大家庭勞動(dòng)力的一員，給子女帶來(lái)大量家庭發(fā)展紅利，但一旦老人失能后，這種情況馬上發(fā)生改變，由于社會(huì)有效支持不足，履行贍養(yǎng)義務(wù)會(huì)使子女家庭發(fā)展能力受到較大沖擊，子代家庭會(huì)想方設(shè)法減少老人失能情況給家庭的負(fù)面影響，比如由子女輪流照料，集中托管給村里的養(yǎng)老院，甚至對(duì)老人不管不顧，因此出現(xiàn)由“大家庭”返回“小家庭”的情形，對(duì)農(nóng)村老人和農(nóng)村失能老人家庭的支持刻不容緩。

5 結(jié)論

本文從微觀層面選取數(shù)據(jù)，使用SEM模型對(duì)贍養(yǎng)老人影響家庭發(fā)展能力的路徑進(jìn)行了驗(yàn)證性分析，對(duì)我國(guó)復(fù)雜多樣的家庭養(yǎng)老模式下，中年階段家庭與贍養(yǎng)上一輩的關(guān)系做了探討。

第一，子代的直接經(jīng)濟(jì)支持減弱了嗎？回答是肯定的。一方面，老人自身的經(jīng)濟(jì)能力是保障晚年生活質(zhì)量的關(guān)鍵因素，對(duì)減輕中年子女家庭負(fù)擔(dān)的影響系數(shù)高達(dá)96%。另一方面，由衰老引起的一般性照料需求可以通過(guò)老人自身的經(jīng)濟(jì)能力進(jìn)行掩蓋，當(dāng)老人處在較好的公共服務(wù)和社會(huì)保障體系中時(shí)，家庭的日常照料功能基本實(shí)現(xiàn)了社會(huì)轉(zhuǎn)化，大大減輕了子女的照護(hù)負(fù)擔(dān)。

第二，子代的贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)減弱了嗎？從總體上看，很難籠統(tǒng)的說(shuō)子代家庭的贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)正在減弱或是增強(qiáng)。

首先，失能對(duì)子代家庭發(fā)展能力有顯著的負(fù)直接影響。目前我國(guó)對(duì)居家失能老人的政策支持體系并不完善，這部分需求很難獲得及時(shí)有效的外界支持，所以失能對(duì)子代家庭的負(fù)面影響是迅速上升的，尤以B型家庭和農(nóng)村家庭為甚。其次，即便家庭實(shí)現(xiàn)了完全代際分化，子代家庭對(duì)上一輩的抵御風(fēng)險(xiǎn)作用也十分突出。因?yàn)樗ダ咸卣鳢B加是轉(zhuǎn)化為失能的高風(fēng)險(xiǎn)窗口期，子女或外界支持的適時(shí)介入可有效延遲高齡失能的到來(lái)。子代家庭雖然享受者家庭代際分化帶來(lái)的日常照護(hù)人力資源和經(jīng)濟(jì)資源的解放，但也承擔(dān)了老人失能提前到來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)。特別是對(duì)“雙高老人”來(lái)說(shuō)，老人自身的經(jīng)濟(jì)能力發(fā)揮作用有限，子女家庭發(fā)展能力面臨很大的風(fēng)險(xiǎn)。目前我國(guó)對(duì)老年慢性病患、老年健康管理、老年人孤獨(dú)等的關(guān)注十分欠缺，這部分也是家庭支持政策的盲區(qū)。最后，部分脆弱性強(qiáng)的家庭贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)正在加重。比如上一輩自身養(yǎng)老積蓄少，享有醫(yī)療、養(yǎng)老保障程度較低；子代家庭收入來(lái)源單一，養(yǎng)育子女?dāng)?shù)量多；地區(qū)的公共服務(wù)資源數(shù)量和質(zhì)量較差，照護(hù)服務(wù)市場(chǎng)發(fā)育不足，有這些脆弱性特征的家庭對(duì)贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)變化極為敏感。

綜上所述，進(jìn)一步提升居家養(yǎng)老家庭支持政策效果需要把握幾個(gè)要點(diǎn)：一是增加針對(duì)高風(fēng)險(xiǎn)衰老特征人群的政策支持。這部分為子代家庭所忽視，但公共服務(wù)有效介入可以幫助家人及時(shí)掌握老人在健康風(fēng)險(xiǎn)和負(fù)面情緒上出現(xiàn)的問(wèn)題，極大減少高齡失能風(fēng)險(xiǎn)，減輕后期子代家庭的經(jīng)濟(jì)投入和照護(hù)投入。這類(lèi)政策措施必須抓住時(shí)機(jī)，深入到家庭中去，尤其是在老人孤獨(dú)、焦慮等負(fù)面情緒早期和慢性病無(wú)危險(xiǎn)階段，幫助子女及時(shí)辨識(shí)、降低進(jìn)一步發(fā)展的風(fēng)險(xiǎn)；對(duì)因突發(fā)疾病、意外事故導(dǎo)致住院、手術(shù)的老人，基層衛(wèi)生服務(wù)機(jī)構(gòu)必須加強(qiáng)對(duì)本人及照護(hù)者的后期康復(fù)鍛煉、護(hù)理支持，關(guān)注老人骨折、腦出血、中風(fēng)等常見(jiàn)突發(fā)疾病的恢復(fù)，避免后期康復(fù)不當(dāng)導(dǎo)致失能；加強(qiáng)對(duì)農(nóng)村地區(qū)老人的健康管理。幫助改善家庭衛(wèi)生、飲食習(xí)慣，開(kāi)展健康檢查，對(duì)生活習(xí)慣差、健康意識(shí)淡漠的老人及其家人提供支持和幫助。二是提升對(duì)老人的直接經(jīng)濟(jì)支持政策。對(duì)多子女家庭中的失能老人來(lái)說(shuō)，外界支持必須直接作用于老人自身而不是通過(guò)子女，采取更為直接的經(jīng)濟(jì)補(bǔ)助效果更好，有別于以往對(duì)失能老人的補(bǔ)助方式是由子女代領(lǐng)或國(guó)外較多采用的補(bǔ)貼給居家照護(hù)的子女的方式，應(yīng)根據(jù)老人的失能情況和經(jīng)濟(jì)條件，給予失能老人直接的經(jīng)濟(jì)補(bǔ)貼、照護(hù)補(bǔ)貼、醫(yī)療補(bǔ)助，提高老人自身的經(jīng)濟(jì)支配能力，完善養(yǎng)老市場(chǎng)服務(wù)供給。三是關(guān)注農(nóng)村地區(qū)失能老人的救助，采取綜合性手段支持農(nóng)村失能老人家庭，比如適當(dāng)降低農(nóng)村失能老人家庭的教育成本，增加收入多樣性提高農(nóng)村家庭抵御風(fēng)險(xiǎn)的能力，幫助農(nóng)村老人進(jìn)行健康管理，為農(nóng)村失能老人家庭提供互助型支持等。四是對(duì)不同衰老特征的群體采取有區(qū)別的支持政策。國(guó)外已經(jīng)開(kāi)展了一系列家庭照顧者社會(huì)支持服務(wù)，包括家庭支持、小組支持、喘息性服務(wù)、為個(gè)人提供信息支持和幫助等，國(guó)內(nèi)的家庭支持政策較為粗放，容易出現(xiàn)邊際效應(yīng)遞減和社保資源浪費(fèi)，建議根據(jù)不同衰老表現(xiàn)、失能狀況、經(jīng)濟(jì)支付能力和子代家庭情況，制定更為細(xì)化、綜合性的失能老人家庭救助、支持政策。比如鼓勵(lì)企業(yè)為失能老人家庭提供彈性工作時(shí)間制度，加強(qiáng)家庭成員基本照護(hù)技能培訓(xùn)，加強(qiáng)夫妻雙方共擔(dān)家庭責(zé)任教育，對(duì)慢性病老人、術(shù)后老年病患、獨(dú)居老人的健康風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行高危預(yù)警并及時(shí)介入，開(kāi)發(fā)家庭喘息性服務(wù)等。

為盡量簡(jiǎn)化SEM結(jié)構(gòu)，本文在數(shù)據(jù)處理方面顯得有些粗糙，如家庭人力資源指標(biāo)的選取并不全面、以夫妻家務(wù)時(shí)間差代表夫妻感情的做法也值得商榷。同時(shí)，受樣本所限，50-59歲中年階段家庭發(fā)展能力的路徑分析模型并不理想。實(shí)際上，采用縱向追蹤數(shù)據(jù)，使用更加細(xì)化的年齡層面探討影響路徑更加有研究意義，有待于進(jìn)一步的研究。