耿艷玲,彭華民

(1.西北大學(xué) 哲學(xué)學(xué)院，陜西 西安 710127；2.南京大學(xué) 社會學(xué)院，江蘇 南京 210023)

人口快速老齡化是中國經(jīng)濟和社會發(fā)展面臨的突出挑戰(zhàn)。根據(jù)全國第七次人口普查數(shù)據(jù)，截至2020年11月，全國65歲及以上的老年人占到了人口總數(shù)的13.5%，中國即將全面邁入深度老齡化社會[1]。老年人整體福利水平的保障有賴于獲得其所需的經(jīng)濟支持、生活照料和情感支持，其中經(jīng)濟支持作為老年人維持日常所需的物質(zhì)保障，對老年人衣食住行等基本生活需要的滿足有重要影響[2]。中國作為發(fā)展中國家，可以用來提供老年人收入保障和提升老年人福利水平的公共資源還比較有限，家庭在老年人支持和照顧領(lǐng)域仍然扮演著政府、社會等福利提供主體無法取代的重要角色。而在城鄉(xiāng)社會保障體系二元分化的背景下，農(nóng)村老年人對家庭支持的依賴更為明顯[3]。

孝文化是中國家庭養(yǎng)老的文化支撐，然而隨著個人主義文化的日漸盛行，孝傳統(tǒng)受到一定程度的影響；加之人口流動性增大、成年子女離開家鄉(xiāng)到非戶籍地就業(yè)發(fā)展成為常態(tài)，家庭結(jié)構(gòu)也發(fā)生了很大變化，這些都對傳統(tǒng)的家庭養(yǎng)老模式帶來沖擊[4-5]。在這樣的社會背景下，與父母分離而居的成年子女是否還愿意為老年父母提供經(jīng)濟支持？支持的程度如何？城鄉(xiāng)不同區(qū)域內(nèi)影響經(jīng)濟支持發(fā)生與否的因素是否有差別？這些就成為本研究關(guān)注的核心問題。

整合代際團結(jié)理論和動機理論兩大視角，使用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(China Health and Retirement Longitudinal Study,簡稱CHARLS)數(shù)據(jù)，可以對中國城鄉(xiāng)老年人獲得非同住子女家庭經(jīng)濟支持的狀況進行深入分析。

一、文獻綜述與研究假設(shè)

(一)代際團結(jié)理論與老年人家庭經(jīng)濟支持

代際團結(jié)研究興起于20世紀80年代的歐洲。Shanas等學(xué)者指出，雖然傳統(tǒng)的大家庭日益少見，核心家庭成為主流，父母與子女分離而居日益普遍，但代際之間的溝通互動依舊非常頻繁，且代際之間的互助關(guān)系也非常強[6]。延續(xù)Shanas等學(xué)者的討論，Bengtson和Roberts建構(gòu)了代際團結(jié)的基礎(chǔ)理論模型，將代際團結(jié)分為六個維度，分別是結(jié)構(gòu)維度、聯(lián)系維度、情感維度、共識維度、功能維度，以及規(guī)范維度[7]。這六個維度之間存在一定的相關(guān)關(guān)系，例如代際之間的功能性團結(jié)(如子女對父母的經(jīng)濟支持)受情感性團結(jié)激發(fā)，并受結(jié)構(gòu)性團結(jié)(如家庭結(jié)構(gòu)和子女個數(shù)等)制約[8]。

Szydlik進一步對影響代際團結(jié)的因素進行了區(qū)分，指出影響代際團結(jié)的因素可以分為三個層面四個維度，包括微觀層面的個人機會結(jié)構(gòu)和需要結(jié)構(gòu)、中觀層面的家庭結(jié)構(gòu)、以及宏觀層面的社會文化-環(huán)境結(jié)構(gòu)[9]。個人機會結(jié)構(gòu)反映的是個人實現(xiàn)代際團結(jié)所擁有的機會和資源，它使家庭成員之間的互動和互助成為可能。需要結(jié)構(gòu)反映的是家庭成員對代際支持的需求，這些需求可能表現(xiàn)為經(jīng)濟問題、健康問題等，是代際支持發(fā)生的重要誘因。家庭結(jié)構(gòu)是處于中觀層面的影響因素，它包括家庭的人口規(guī)模以及居住結(jié)構(gòu)等。社會文化-環(huán)境結(jié)構(gòu)則是一個更為宏觀的概念，它包括社會、經(jīng)濟、稅收、福利系統(tǒng)，以及城鄉(xiāng)二元體系等，強調(diào)的是宏觀社會環(huán)境所能產(chǎn)生的影響。

作為代際團結(jié)的重要主體，老年人是否能收到家庭經(jīng)濟支持受其多重需要結(jié)構(gòu)影響。例如，郭志剛的研究發(fā)現(xiàn)接受家庭經(jīng)濟凈供養(yǎng)的老年人比例隨老年人年齡的增長而提高，這一比例在60-65歲老年人中為27.8%，而在75～80歲和85歲以上的老年人群體中則分別達到50%和70%[10]。Attias-Donfut指出,由于女性老年人平均壽命更長、年老守寡及患老年疾病的可能性更大，加之許多女性在年輕時因需要照顧家庭而難以連續(xù)參與社會就業(yè)，阻礙了其在社會福利獲取權(quán)等方面的積累，導(dǎo)致其晚年產(chǎn)生更強的家庭支持需要[11]。Logan等人的研究發(fā)現(xiàn)獨身或喪偶的老年人因為缺乏另一半的支持和照顧，整體上的需要也更多[12]。就教育程度的影響而言，老年人的受教育程度越低，他們所擁有的社會及經(jīng)濟資源可能越少，因而經(jīng)濟支持需要越大[13]。老年人的健康狀況越差，與之相對應(yīng)的維持健康所需的經(jīng)濟支持也越多[14]。除了年齡、性別、婚姻狀況、受教育程度和健康狀況等因素，老年父母的經(jīng)濟特征同樣是其需要結(jié)構(gòu)的重要反映，如果老年人自身有養(yǎng)老金或其他經(jīng)濟來源，則其對子女經(jīng)濟支持的需要程度可能就會降低。Cox和Jimenez在秘魯?shù)难芯烤桶l(fā)現(xiàn)，相比較于沒有養(yǎng)老金的老年人，享有養(yǎng)老金的老年人收到家庭經(jīng)濟支持的可能性要低11%[15]。此外，一些研究也發(fā)現(xiàn)老年人的家庭收入與他們收到非同住子女經(jīng)濟支持的可能性呈負相關(guān)關(guān)系，表現(xiàn)為老年人自身所在家庭的收入越低，收到非同住子女支持的可能性越高[16-17]。

除了微觀需要結(jié)構(gòu)因素的影響，Szydlik強調(diào)中觀層面的家庭結(jié)構(gòu)因素同樣會對代際團結(jié)產(chǎn)生影響[9]。然而，就家庭結(jié)構(gòu)因素對老年人家庭經(jīng)濟支持的影響而言，實證研究的發(fā)現(xiàn)并不統(tǒng)一。一些研究指出老年人所擁有的子女個數(shù)和家庭居住結(jié)構(gòu)對其是否能收到經(jīng)濟支持的影響不大，但也有另一些研究發(fā)現(xiàn)這些因素確有顯著影響[18-19]。以子女個數(shù)的影響為例，夏傳玲、桂世勛等學(xué)者提出老年人經(jīng)濟支持“填補”理論，指出子女是否為老年父母提供經(jīng)濟支持并不受子女個數(shù)的影響，而主要受制于父母所擁有的資源與他們滿足自身生活所需要的資源之間的缺口[20-21]。然而， “填補”理論一經(jīng)提出就受到質(zhì)疑，郭志剛和張愷悌對這一理論進行再驗證時即發(fā)現(xiàn)，子女數(shù)量對老年人家庭經(jīng)濟支持存在顯著的影響作用[22]。Lillard和Willis的研究也指出老年人擁有的子女數(shù)量越多，他們收到子女經(jīng)濟支持的可能性就越大[23]。而就家庭居住安排的影響而言，相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)與子女同住的老年父母獲得非同住子女經(jīng)濟支持的概率較低，而獨居老年人因其自身需要較多，也由于子女的補償心理，收到非同住子女金錢和實物幫助的可能性更高[24]。

文化-環(huán)境結(jié)構(gòu)為老年人家庭經(jīng)濟支持的發(fā)生提供了基礎(chǔ)的社會背景。在中國，城鄉(xiāng)間不同的社會、經(jīng)濟、勞動力及福利體系等差異很好地呈現(xiàn)了宏觀社會文化-環(huán)境結(jié)構(gòu)的不同[25-26]。并且，生活在城鎮(zhèn)和農(nóng)村的老年人在收入及消費結(jié)構(gòu)、健康狀況等方面亦存在一定差異[27-28]。在此背景下，城鄉(xiāng)老年人家庭經(jīng)濟支持現(xiàn)狀及其影響因素是否存在差別，成為值得探索和回答的問題。

因此，基于代際團結(jié)理論，本研究提出以下假設(shè)：

假設(shè)1:老年人是否能收到家庭經(jīng)濟支持受其需要結(jié)構(gòu)影響，需要程度較高(如高齡、女性、單身、受教育程度較低、健康狀況和經(jīng)濟條件較差)的老年人收到非同住子女經(jīng)濟支持的可能性更高。

假設(shè)2:老年人是否能收到家庭經(jīng)濟支持受家庭結(jié)構(gòu)影響，家庭結(jié)構(gòu)較有支持性(如非同住子女個數(shù)較多)的老年人以及不與子女同住的老年人收到非同住子女經(jīng)濟支持的可能性更高。

假設(shè)3：老年人是否能收到家庭經(jīng)濟支持受社會文化-環(huán)境結(jié)構(gòu)影響，農(nóng)村老年人收到非同住子女經(jīng)濟支持的可能性更高。

假設(shè)4:老年人收到家庭經(jīng)濟支持的狀況，以及相關(guān)因素的影響作用存在城鄉(xiāng)差異。

(二)動機視角與老年人家庭經(jīng)濟支持

除去代際團結(jié)因素，家庭經(jīng)濟支持發(fā)生與否同樣可能受動機影響。經(jīng)濟學(xué)文獻中常討論的支持動機有兩種類型，分別為利他動機和利己交換動機。利他動機認為家庭成員的相互支持主要源于感情、道德責(zé)任感或義務(wù)感，譬如成年子女給予老年父母支持和幫助主要是因為他們關(guān)心父母的生活品質(zhì)，并能夠從滿足父母需要的過程中得到自身價值的滿足；利己交換動機則認為一個人給予其他人幫助主要是源于對受助人回報的期待，譬如家庭成員可能會以日常照顧和情感支持換取財力支持等[29]。盡管不少研究都在爭論究竟利他和利己兩類動機哪個在主導(dǎo)家庭代際經(jīng)濟支持的發(fā)生，但研究結(jié)果尚無定論。Secondi等學(xué)者指出，利他和利己動機看似相互排斥，實際上卻同時存在，并共同激發(fā)了代際之間相互的支持行為[30]。

類似的，社會學(xué)文獻同樣強調(diào)動機對人際支持的影響。Künemund和Rein指出成年子女和老年父母之間的支持關(guān)系受三重動機影響，包括互惠動機、親密動機以及責(zé)任動機[31]。胡仕勇和劉俊杰基于對中國農(nóng)村的研究也指出，子女是否給予父母經(jīng)濟支持受到孝觀念、對父母的責(zé)任和義務(wù)意識、親子感情鏈接以及對父母養(yǎng)育之恩的回饋等多重動機影響[32]。以老年人家庭經(jīng)濟支持為例，出于利他動機和責(zé)任意識，成年子女會為有需要的父母提供經(jīng)濟支持。而基于利己交換動機和互惠動機，成年子女為父母提供經(jīng)濟支持的狀況在很大程度上可能會受老年父母對其支持的回饋和反向支持提供的影響。

鑒于此，整合相關(guān)動機視角，本研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)5:老年人是否能收到家庭經(jīng)濟支持受其所能提供的反向支持的影響，為子女提供支持和協(xié)助的老年人收到家庭經(jīng)濟支持的可能性更高。

二、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究使用CHARLS全國基線調(diào)查數(shù)據(jù)。該調(diào)查于2011—2012年在全國28個省份(不包括港澳臺等)展開，調(diào)查員訪問了隨機抽取的10257戶家庭中的17708位年齡高于45歲的中老年人。由于CHARLS中測量的是受訪者是否收到非同住子女的經(jīng)濟支持以及收到的數(shù)量，因此本研究選取年齡超過60歲并且擁有非同住子女的老年人作為研究對象，并以家庭作為分析單位。

(二)變量處理

本研究因變量“家庭經(jīng)濟支持”的測量為 “過去一年您或您配偶是否接到過非同住子女的經(jīng)濟支持？”，具體賦值為1=是，0=否。

本研究的自變量包括老年人個人需要結(jié)構(gòu)變量、家庭結(jié)構(gòu)變量、文化-環(huán)境結(jié)構(gòu)變量和代際支持交換變量。具體來說，老年人的需要結(jié)構(gòu)變量包括老年人的年齡(出生日期)、性別(男/女)、婚姻狀況(已婚與配偶一同居住=1，已婚因工作暫未共同居住=2，分居=3，離異=4，喪偶=5，從未結(jié)婚=6)，受教育程度(您的最高學(xué)歷，從文盲=1到博士=11)，健康狀況(從很差=1到很好=5)，是否有養(yǎng)老金(1=是，0=否)，家庭收入(涵蓋工資性收入、農(nóng)業(yè)收入、個體經(jīng)營或開辦私營企業(yè)的收入及家戶政府轉(zhuǎn)移支付收入，并剔除農(nóng)業(yè)投資與個體經(jīng)營投資)，以及是否接受了其他非同住親友的經(jīng)濟支持(1=是，0=否)。常規(guī)而言，性別和婚姻狀況通常作為兩個獨立變量使用，但鑒于本研究以家庭為分析單位，且以往也有研究證實單身女性老年人相對而言需要程度更高，因此本研究將性別和婚姻狀況兩個要素合成一個變量，即性別婚姻狀況，具體賦值為1=在婚夫婦，2=單身(含分居、離異、喪偶、從未結(jié)婚)男性老年人，3=單身(含分居、離異、喪偶、從未結(jié)婚)女性老年人，數(shù)據(jù)分析過程中以 “在婚夫婦”為參照組。此外，出于數(shù)據(jù)分析需要，對家庭收入同樣進行了虛擬化處理，將收入低于中位數(shù)1/2的家庭劃歸為低收入家庭，收入高于中位數(shù)2倍的家庭劃歸為高收入家庭，其余為中收入家庭,數(shù)據(jù)分析中以“低收入家庭”為參照組。

老年人的家庭結(jié)構(gòu)變量包括是否與子女同住(1=是，0=否)，以及其所擁有的非同住子女個數(shù)。文化-環(huán)境結(jié)構(gòu)變量為城鄉(xiāng)差異(1=城鎮(zhèn)地區(qū)，0=農(nóng)村地區(qū))。代際支持交換因素則主要包括受訪老年人是否給予非同住子女經(jīng)濟支持(1=是，0=否)，以及受訪老年人是否提供了孫子女照顧(1=是，0=否)。

CHARLS數(shù)據(jù)庫中數(shù)據(jù)缺失比例較低，單個變量數(shù)據(jù)缺失比例最高為2.3%。本研究對缺失值個案予以刪除，最終有4781個家庭被選入最后的分析框。

(三)分析策略

本研究使用SPSS進行數(shù)據(jù)分析。首先通過描述性統(tǒng)計，探索老年人收到家庭經(jīng)濟支持的狀況以及相關(guān)影響因素的基本分布，并使用卡方檢驗和獨立樣本T檢驗進行城鄉(xiāng)差異檢驗。在此基礎(chǔ)上，使用Logistic回歸分析城鄉(xiāng)老年人需要結(jié)構(gòu)變量、家庭結(jié)構(gòu)變量、文化-環(huán)境結(jié)構(gòu)變量以及代際支持交換變量等對老年人是否能夠收到非同住子女經(jīng)濟支持的影響，并探索相關(guān)因素的影響作用在城鄉(xiāng)間的異同。由于Logistic回歸的殘差變異問題，對不同群體間的模型系數(shù)進行簡單直接比較存在較大偏誤風(fēng)險[33]，因此為提高數(shù)據(jù)分析結(jié)果的穩(wěn)健性，參考既有研究經(jīng)驗[34]，本研究在Logistic回歸分析的基礎(chǔ)上，進行線性概率模型(LPM)估計作為結(jié)果參照。在進行Logistic回歸分析的過程中，使用Box-Tidwell Test來檢驗連續(xù)型自變量與因變量的對數(shù)幾率(log odds)是否成直線性關(guān)系，并基于Cook距離對數(shù)據(jù)中的極端值進行篩查處理。

三、分析結(jié)果

數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示，老年人收到非同住子女家庭經(jīng)濟支持的狀況存在明顯的城鄉(xiāng)差別。并且，如代際團結(jié)理論和動機理論所預(yù)測的，影響老年人是否能收到家庭經(jīng)濟支持的因素是多層面的，且部分因素的具體影響在城鄉(xiāng)也有所不同。

(一)老年人家庭經(jīng)濟支持基本狀況

如表1所示，在年滿60歲且擁有非同住子女的受訪老年人/夫妻中，農(nóng)村老年人有3690戶，占總體的77.2%，城鎮(zhèn)老年人有1091戶，占總體的22.8%。樣本中53.5%的老年人收到了非同住子女的經(jīng)濟支持，其中農(nóng)村地區(qū)收到非同住子女經(jīng)濟支持的老年人比例為58%，城鎮(zhèn)地區(qū)為38.4%，農(nóng)村老年人收到經(jīng)濟支持的比例高出城鎮(zhèn)老年人近20%。城鄉(xiāng)老年人收到家庭經(jīng)濟支持的額度也有所不同，在過去一年收到過非同住子女經(jīng)濟支持的老年人中，農(nóng)村老年人收到的年均經(jīng)濟支持額度約為5003元，城鎮(zhèn)老年人約為8091元，前者僅為后者的61.8%。因此，總體而言，農(nóng)村老年人收到非同住子女經(jīng)濟支持的比例較高，但城鎮(zhèn)老年人獲得經(jīng)濟支持的額度相對較高。

(二)老年人家庭經(jīng)濟支持影響因素基本分布

就老年人需要結(jié)構(gòu)因素而言，樣本總體中老年人的年齡均值為69.59歲，相較而言，城鎮(zhèn)老年人的平均年齡要高出農(nóng)村老年人0.58歲，并且這一差異具有統(tǒng)計學(xué)意義上的顯著性。老年人群體的性別婚姻狀況以在婚為主，約有70%的老年人和老伴一起生活。在約30%的單身老年人當中，農(nóng)村單身女性老年人的比例為21.1%，城鎮(zhèn)單身女性老年人的比例為23.3%，都遠高于對應(yīng)區(qū)域內(nèi)男性老年人的單身比例(農(nóng)村9.4%，城鎮(zhèn)6.1%)。城鎮(zhèn)老年人的健康狀況相對更好一些(城鎮(zhèn)老年人健康均值3.11，農(nóng)村老年人健康均值2.85)，且其受教育程度相對也更高(城鎮(zhèn)老年人受教育程度均值4.35，農(nóng)村老年人受教育程度均值2.79)。城鄉(xiāng)老年人的家庭收入狀況不很樂觀，低收入家庭占比皆超過56%。就養(yǎng)老金而言，通過表1的數(shù)據(jù)可以看到，在數(shù)據(jù)收集的年份，農(nóng)村老年人中擁有養(yǎng)老金的比例(23.9%)顯著低于城鎮(zhèn)老年人(75.1%)，并且擁有養(yǎng)老金的農(nóng)村老年人所能領(lǐng)取到的養(yǎng)老金年均額度(10198元)也遠低于城鎮(zhèn)老年人(33921元)。在接受其他非同住親友經(jīng)濟支持的比例上，農(nóng)村老年人有更高的接受比例(農(nóng)村老年人16.5%，城鎮(zhèn)老年人6.6%)，這也在一定程度上間接反應(yīng)了他們有相對更大的接受經(jīng)濟支持的需要。

表1 老年人家庭經(jīng)濟支持狀況及影響因素描述統(tǒng)計表

家庭結(jié)構(gòu)方面，農(nóng)村老年人擁有的非同住子女個數(shù)更多，平均為3.16個，城鎮(zhèn)老年人擁有的非同住子女平均個數(shù)為2.57個，顯著少于農(nóng)村老年人。農(nóng)村老年人和子女同住的比例也更高，42%的農(nóng)村老年人與子女住在一起，而在城鎮(zhèn)老年人當中，這一比例為36.5%。

在代際支持交換方面，城鎮(zhèn)老年人給予非同住子女經(jīng)濟支持的比例相對較高，約為11.5%，而農(nóng)村老年人中這一比例僅為4.6%。兩個群體在提供孫子女照顧方面的差異并不顯著，28.7%的農(nóng)村老年人和30.2%的城鎮(zhèn)老年人為后代提供了孫子女照顧支持。

(三)城鄉(xiāng)老年人家庭經(jīng)濟支持影響因素Logistic回歸分析

使用Logistic回歸進一步分析相關(guān)因素對老年人是否能收到家庭經(jīng)濟支持的影響，并比較各因素影響作用的城鄉(xiāng)差異。數(shù)據(jù)分析結(jié)果如表2所示。

1.老年人家庭經(jīng)濟支持影響因素Logistic回歸分析

如表2模型1所示，老年人是否能收到非同住子女的經(jīng)濟支持，受到老年人需要結(jié)構(gòu)、家庭結(jié)構(gòu)、文化-環(huán)境結(jié)構(gòu)和代際支持交換等多重因素的影響。

表2 老年人家庭經(jīng)濟支持Logistic模型和LPM模型(N=4781)

老年人需要結(jié)構(gòu)變量中，性別婚姻狀況、年齡、經(jīng)濟狀況等皆能顯著影響家庭經(jīng)濟支持發(fā)生的可能性。具體來說，單身女性老年人收到家庭經(jīng)濟支持的發(fā)生比(odds)高于在婚夫婦39.7%(e0.334-1≈0.397)；老年人年齡每增加1歲，其收到家庭經(jīng)濟支持的發(fā)生比即增加1.1% (e0.011-1 ≈0.011)；享有養(yǎng)老金的老年人收到家庭經(jīng)濟支持的發(fā)生比低于無養(yǎng)老金老年人32.4% (1-e-0.391≈0.324)；高收入家庭老年人獲得家庭經(jīng)濟支持的發(fā)生比高于低收入老年人32.8%(e0.283-1≈0.328)；接受過其他非同住親友經(jīng)濟支持的老年人獲得非同住子女家庭經(jīng)濟支持的發(fā)生比高于未接受過其他非同住親友支持的老年人266.8%(e1.3-1≈2.668)。

老年人家庭結(jié)構(gòu)變量中，非同住子女個數(shù)及老年人是否與某個子女同住皆能顯著影響老年人收到非同住子女經(jīng)濟支持的可能性。其中，與子女同住的老年人收到家庭經(jīng)濟支持的發(fā)生比低于無同住子女老年人35.4%(1-e-0.438≈0.354)；而老年人的非同住子女個數(shù)每增加一個，其收到經(jīng)濟支持的發(fā)生比即增加20.9% (e0.19-1≈0.209)。

社會文化-環(huán)境結(jié)構(gòu)變量同樣能夠顯著影響老年人收到家庭經(jīng)濟支持的可能性。相較于農(nóng)村老年人，城鎮(zhèn)老年人收到家庭經(jīng)濟支持的發(fā)生比要低34.9%(1-e-0.429≈0.349)。

代際支持交換變量中，給予非同住子女經(jīng)濟支持并不顯著影響老年人收到家庭經(jīng)濟支持的可能性，而提供孫子女照顧則可以。相比較于未提供孫子女照顧的老年人，提供孫子女照顧的老年人獲得家庭經(jīng)濟支持的發(fā)生比要高58.1%(e0.459-1≈0.581)。

總體來說，與研究假設(shè)相一致，老年人中需要較為明顯(無養(yǎng)老金、單身女性、年齡較高以及需要其他非同住親友支持)的老年人、不與子女同住的老年人、擁有較多非同住子女的老年人、生活在農(nóng)村地區(qū)的老年人以及提供孫子女照顧的老年人收到非同住子女家庭經(jīng)濟支持的可能性較高。與研究假設(shè)相悖，本研究發(fā)現(xiàn)低收入家庭的老年人收到非同住子女經(jīng)濟支持的可能性要低于高收入家庭的老年人，經(jīng)分析可能原因有二：一是家庭經(jīng)濟狀況具有一定的代際傳遞性，自身經(jīng)濟狀況較差的老年人，其非同住子女的家庭經(jīng)濟條件可能也較差，因而為父母提供經(jīng)濟支持的能力有限；二是家庭內(nèi)的代際支持提供可能受利己交換動機影響，子女寄希望于通過為經(jīng)濟狀況相對較好的老年父母提供經(jīng)濟支持換取老年父母的后續(xù)回饋。

2.老年人家庭經(jīng)濟支持影響因素城鄉(xiāng)比較分析

為比較老年人需要結(jié)構(gòu)、家庭結(jié)構(gòu)及代際支持交換等因素的作用方式在城鄉(xiāng)的異同，在Logistic回歸模型1基礎(chǔ)上，本研究在模型2中加入各相關(guān)因素與城鎮(zhèn)變量的交互項。研究結(jié)果顯示，和農(nóng)村養(yǎng)老金享有者相比，城鎮(zhèn)養(yǎng)老金享有者能夠收到家庭經(jīng)濟支持的可能性更低(B=-0.441，p<.05)；和農(nóng)村地區(qū)與子女同住的老年人相比，城鎮(zhèn)地區(qū)與子女同住的老年人獲得家庭經(jīng)濟支持的可能性相對較高(B=.429,p<.05)。其余變量與城鎮(zhèn)變量交互項的影響作用皆不顯著，表明這些變量的作用方式及作用程度在城鄉(xiāng)無顯著差異。LPM模型的分析結(jié)果進一步證實了這一發(fā)現(xiàn)。

為何養(yǎng)老金與家庭居住結(jié)構(gòu)對老年人家庭經(jīng)濟支持的影響會有顯著城鄉(xiāng)差異？就養(yǎng)老金的影響而言，CHARLS數(shù)據(jù)顯示相比較于農(nóng)村養(yǎng)老金享有者所能領(lǐng)取到的養(yǎng)老金額度(年均10198元)，城鎮(zhèn)養(yǎng)老金享有者所能領(lǐng)取到的額度明顯更高(年均33921元)，前者僅約為后者的30%。所以即便同樣能領(lǐng)取到養(yǎng)老金，農(nóng)村養(yǎng)老金享有者的需要仍在較大程度上難以得到完全滿足，因而不得不更高比例地依靠家庭獲得經(jīng)濟支持。而就家庭居住結(jié)構(gòu)的影響而言，數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示，與子女同住的城鎮(zhèn)老年人收到非同住子女經(jīng)濟支持的可能性顯著高于與子女同住的農(nóng)村老年人，其原因可能與城鄉(xiāng)不同的住房現(xiàn)狀和住房成本相關(guān)。統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，我國城鎮(zhèn)地區(qū)的住房成本明顯高于農(nóng)村地區(qū)，且城鎮(zhèn)居民的人均住房面積低于農(nóng)村居民[35]。在這一現(xiàn)實背景下，雖然城鎮(zhèn)老年人與子女同住也能更好地得到基本需要滿足，但是非同住子女可能會出于對父母及與父母同住的兄弟姐妹的補償心理，依舊堅持為老年父母提供經(jīng)濟支持。此外，由于農(nóng)村住房資源相對富余，在農(nóng)村多子女家庭中，一種較為常見的養(yǎng)老支持模式為老年父母在多個子女(尤其是兒子)家輪流居住，并由共同居住的孩子負責(zé)贍養(yǎng)和照顧，這可能也會降低非同住期間農(nóng)村子女對老年父母的支持。

四、結(jié)論與建議

本研究在中國人口快速老齡化的背景下展開，使用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，探索老年人收到非同住子女家庭經(jīng)濟支持的現(xiàn)狀及影響因素，并就相關(guān)城鄉(xiāng)差異展開對比和討論。實證分析結(jié)果可以概括如下：

首先，老年人接受非同住子女家庭經(jīng)濟支持的現(xiàn)象廣泛存在，且表現(xiàn)出較大的城鄉(xiāng)差異。全國樣本中超過半數(shù)(53.5%)的老年人收到了非同住子女的經(jīng)濟支持，其中農(nóng)村老年人收到經(jīng)濟支持的比例為58%，高于城鎮(zhèn)老年人約20%。相比于城鎮(zhèn)老年人，數(shù)據(jù)顯示農(nóng)村老年人表現(xiàn)出更明顯的需要，如擁有養(yǎng)老金的比例更低、受教育程度更低、健康狀況更差等，這也在一定程度上為城鄉(xiāng)老年人家庭經(jīng)濟支持發(fā)生率的差異提供了解釋。然而，雖然農(nóng)村老年人收到家庭經(jīng)濟支持的比例較高，但其收到的年均供養(yǎng)額度(5003元)遠低于城鎮(zhèn)老年人(8091元)。這在某種程度上可能源于農(nóng)村老年人子女的收入遠低于城鎮(zhèn)老年人子女，而這一子女供給能力的差異進一步導(dǎo)致城鄉(xiāng)老年人收到的經(jīng)濟支持額度顯著不同。

其次，老年人是否能收到家庭經(jīng)濟支持受老年人需要結(jié)構(gòu)、家庭結(jié)構(gòu)、社會文化-環(huán)境結(jié)構(gòu)以及代際支持交換等諸多因素影響，并且部分因素具體的影響作用在城鄉(xiāng)有較大不同。個人需要結(jié)構(gòu)方面，單身女性老年人、年齡較大的老年人、沒有養(yǎng)老金的老年人，以及接受其他非同住親友經(jīng)濟支持的老年人收到非同住子女經(jīng)濟支持的可能性較高。其中，享有養(yǎng)老金對城鎮(zhèn)老年人家庭經(jīng)濟支持的擠出效應(yīng)顯著高于農(nóng)村老年人。這一差異，很大程度上可能源于城鄉(xiāng)老年人所能領(lǐng)取到養(yǎng)老金額度的顯著差別。

家庭結(jié)構(gòu)方面，擁有數(shù)量較多的非同住子女能夠顯著提高老年人收到家庭經(jīng)濟支持的可能性，因而即便在當下，子女依舊是父母養(yǎng)老的重要資源和依托。而就是否與子女同住的影響而言，與子女同住的老年人收到非同住子女經(jīng)濟支持的可能性顯著更低，并且這一因素對農(nóng)村老年人的影響顯著高于城鎮(zhèn)老年人。究其原因，與子女同住能夠較好地實現(xiàn)老年人的基本需要滿足，因而降低對非同住子女經(jīng)濟支持的需求度。然而在城鎮(zhèn)地區(qū)，由于住房資源相對緊張且住房成本較高，部分非同住子女可能會出于無法為父母提供住房支持的補償心理，依舊堅持為與其兄弟姐妹同住的老年父母提供經(jīng)濟支持。

代際支持交換對老年人收到家庭代際經(jīng)濟支持可能性的影響在城鄉(xiāng)兩區(qū)域基本類似，表現(xiàn)為提供孫子女照顧的老年人收到非同住子女經(jīng)濟支持的可能性顯著高于不提供孫子女照顧的老年人，這也在一定程度上支持了本文的研究假設(shè)，即家庭成員之間的相互支持受到利己交換動機的影響。

基于以上結(jié)論，本研究認為社會福利可以為老年人及其家庭提供如下支持：

第一，提高養(yǎng)老金替代率，推動社會福利均等化，為更多老年人提供更充足、更可持續(xù)的養(yǎng)老保障。本研究發(fā)現(xiàn)，作為老年人晚年生活的重要經(jīng)濟保障和家庭養(yǎng)老的重要補充，擁有較高水平的養(yǎng)老金能顯著降低老年人對子女經(jīng)濟支持的依賴程度。近年來，隨著我國適度普惠型社會福利體系的建立和城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險覆蓋面的快速擴大，絕大多數(shù)老年人獲得了養(yǎng)老金領(lǐng)取資格。在此基礎(chǔ)上，應(yīng)進一步提高城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險的替代率水平，推動不同類型養(yǎng)老金體系的融合與均等化，使更多的老年人能夠獲得充足的經(jīng)濟保障。此外，有針對性地為單身女性老年人等特殊困難群體提供適度額外支持亦十分必要。

第二，提供社會政策與社會服務(wù)支持，維護家庭養(yǎng)老保障功能的持久穩(wěn)定。子女是父母晚年生活品質(zhì)的重要保障和家庭福利穩(wěn)定供給的重要支撐，子女數(shù)量的增多能夠顯著增加老年人獲得家庭經(jīng)濟支持的可能性。然而，盡管我國近十年來不斷放寬人口生育政策，但總體生育率水平仍呈下滑趨勢，對家庭養(yǎng)老模式的可持續(xù)性提出極大挑戰(zhàn)。在當前全面實施三孩政策的背景下，應(yīng)積極配合生育政策的放寬為家庭提供配套的兒童照顧、醫(yī)療、教育、住房等各方面的支持，通過拉動生育意愿提高人口生育率，為未來家庭福利體系的穩(wěn)定構(gòu)筑扎實根基。