唐代盛，陳蓉，卜濤

(北京交通大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100044)

1 引言

一直以來，家庭居住安排都是人口學(xué)、社會學(xué)、人類學(xué)等領(lǐng)域研究的重要課題(Logan等，1998；曾毅等，2004；Steven，2007；章英華等，2014)[1-4]，居住安排方式探討的理論意義在于它反映了家庭的產(chǎn)生和家庭生活的組織形式，于是在結(jié)構(gòu)層面上決定了家庭成員的互動方式，尤其是父輩與子輩間的互動(陳皆明等；2016)[5]。將其擴(kuò)展開看，居住安排方式作為家庭生活中的一個重要結(jié)構(gòu)特征也反映了一個社會的基本組織狀態(tài)。老齡化以及人口遷移的快速發(fā)展更賦予了家庭居住安排這一課題深刻的現(xiàn)實(shí)意義。眾多學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，社會環(huán)境對個人的健康有重要影響，探究不同居住安排下個人的身心健康水平會產(chǎn)生何種差異，有助于進(jìn)一步了解環(huán)境與健康的關(guān)系(Zimmer,2005；Sereny,2011；張夢潔，2019；Zhou等，2019)[6-9]。

隨著我國社會轉(zhuǎn)型速度的加快，家庭規(guī)模、結(jié)構(gòu)和居住安排模式也隨之發(fā)生改變。利用人口普查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，我國家庭戶規(guī)模正在逐漸縮小，核心家庭占主導(dǎo)。夫婦、隔代家庭以及單人戶逐漸增多，主干家庭比例下降，聯(lián)合家庭接近消失。老年人與子女同住依舊是主要的居住形式，但是這一比例正在下降，“空巢”家庭老年人占比逐漸增加，夫妻都是獨(dú)生子女婚后更傾向于與父母分開居住(郭志剛，2008；宋健等；2011；胡湛等，2014)[10-12]。這種家庭結(jié)構(gòu)、居住安排模式的轉(zhuǎn)變會如何影響老年人的福祉？這一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注的重點(diǎn)。已有研究證實(shí)，當(dāng)老年人由不與子女同住變?yōu)橥r有利于降低其死亡風(fēng)險(李春華等，2015)[13]，與家人同住的老年人心理健康狀況相對獨(dú)居的老年人更好(張夢潔，2019；Zhou等，2019)[8-9]，而Chen(2012)基于中國健康與營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，同住可能帶來矛盾，造成成員之間關(guān)系緊張進(jìn)而對健康產(chǎn)生危害[14]。綜上，可以看出家庭居住安排模式的改變使得代際關(guān)系呈現(xiàn)出復(fù)雜性和多樣性，國內(nèi)外學(xué)者也就居住安排對老年人健康的影響進(jìn)行了深入而廣泛的討論，那么，作為硬幣的另一面——子女，居住安排會對他們的心理健康產(chǎn)生怎樣的影響？目前很少有相關(guān)研究。從功能主義的角度看，當(dāng)前我國社會轉(zhuǎn)型速度加快，對成年人適應(yīng)社會的能力提出更高要求，這時家庭便成為子女在現(xiàn)代社會生活中最后的“安全避風(fēng)港”，身處社會更加需要代際共生關(guān)系下的情感和物質(zhì)支持。然而，家庭居住安排的急劇變遷使得代際溝通和親情關(guān)系的建立受到阻礙和沖擊，以致成年人在適應(yīng)社會時部分壓力得不到有效排解，易催生心理健康問題(張勁梅等，2019)[15]。同時，成年子女作為社會發(fā)展和家庭生活的中堅力量，他們的健康問題不容忽略。這一群體中勞動力的教育人力資本和健康人力資本是推動社會經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)生動力(楊建芳等，2006)[16]，他們的健康狀況事關(guān)宏觀經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行效率(張輝，2017)[17]。還有相關(guān)研究表明，抑郁和焦慮等心理健康問題會對身體機(jī)能造成損傷，帶來更高的醫(yī)療成本(Helen等，2013；王鑒忠等，2019； Muller，2020)[18-20]；成年子女的心理健康狀況也會直接影響到其照料父母的質(zhì)量以及家庭代際關(guān)系的穩(wěn)定。因此，有父母需要照料、正在照料的、已至中老年的子女的心理健康問題值得關(guān)注。

本文聚焦于成年子女，研究父母居住安排與子女心理健康之間的關(guān)系，以及這一影響存在的地區(qū)、戶口、婚姻狀況差異，并嘗試探尋二者之間的中介變量，旨在為改善子女心理健康狀況和家庭代際關(guān)系以積極應(yīng)對老齡化提供針對性的建議。

2 研究現(xiàn)狀

根據(jù)文化影響理論的觀點(diǎn)，父母和子女的居住安排方式受到他們所處地區(qū)文化環(huán)境的影響，所以在不同文化的影響下不同地區(qū)的居住安排方式差異極大(Hajnal，1982)[21]。中國從先秦時期就開始遵奉孝道，以血緣為基礎(chǔ)的家庭經(jīng)濟(jì)形態(tài)在這時就奠定了中國以家庭養(yǎng)老為主的養(yǎng)老方式(朱海龍等，2015)[22]?！缎⒔?jīng)》中就有言:“孝子之事親，居則致其敬，養(yǎng)則致其樂，病則致其憂，喪則致其哀，祭則致其嚴(yán)。五者備矣，然后能事親?！钡?，按照現(xiàn)代化理論的觀點(diǎn)，居住安排方式由社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平?jīng)Q定。隨著經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，不同的社會家庭體系最后都會趨同于西方核心家庭的發(fā)展模式(陳皆明等，2016)[23]。中國自改革開放以來，經(jīng)濟(jì)社會發(fā)生了巨大變化，這使得傳統(tǒng)的養(yǎng)老觀念開始有所弱化。隨著人口流動速度的加快，過去“父母在，不遠(yuǎn)行”的觀念開始逐步發(fā)生轉(zhuǎn)變，越來越多的子女為了實(shí)現(xiàn)自我價值開始遠(yuǎn)行尋求發(fā)展機(jī)會，我國傳統(tǒng)的“侍奉在側(cè)”的親孝模式被逐步打破。不可否認(rèn)，居住安排方式的選擇會受到文化和經(jīng)濟(jì)發(fā)展等宏觀因素的影響。

從社會交換理論的角度來看，每個個體都有理性判斷能力，他們會在交流和權(quán)衡后做出選擇。所以某種居住安排方式的出現(xiàn)和形成，也是社會中無數(shù)的、不同的家庭中的父輩和子輩互動、討論和交換的結(jié)果。那么父輩和子輩是如何決定居住方式的？郭志剛(2002)基于1998年高齡老人健康長壽調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，老年人在居住安排選擇上有明顯的性別偏好，更傾向于與兒子同住[24]。顯然，這是傳統(tǒng)男權(quán)文化作用的結(jié)果。但風(fēng)笑天(2009)利用2008年全國五大城市已婚青年夫妻的調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)在子女結(jié)構(gòu)的約束下，男權(quán)文化的影響也逐漸減弱，比如在獨(dú)生子女家庭，父母更多的選擇與女兒同住[25]。金石群(2016)通過田野調(diào)查也發(fā)現(xiàn)目前子女獨(dú)立性在不斷增強(qiáng)以及父代權(quán)威日漸式微[26]?？紤]子女的需求，許琪(2013)基于2010年中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)子女的收入低或者住房條件較差時，會更多地選擇與父母同住[27]。而隨著教育程度(Cherlin，2008)[28]和經(jīng)濟(jì)能力的提升(閻云翔，2012)[29]，子女會增強(qiáng)同父輩分開居住的動機(jī)。

那么代際間居住或者養(yǎng)老觀念的沖突會對子女的健康狀況產(chǎn)生怎樣的影響？郭麗花(2014)基于濟(jì)南五個城市社區(qū)的訪談?wù){(diào)查研究表明，傳統(tǒng)的家庭養(yǎng)老仍然是主流的養(yǎng)老方式，但是成年子女與父母的養(yǎng)老觀念已經(jīng)開始出現(xiàn)分化(占比36.7%)，大部分老年父母堅持與子女同住的養(yǎng)老觀念，而部分子女更希望可以雇人而不同住[30]；根據(jù)扭力理論(張杰等,2011)[31]，這種代際間居住安排觀念的不同極可能會給子女帶來不良情緒，尤其是當(dāng)子女在行為上向老人妥協(xié)時，會對心理造成更大傷害。Guo等(2015)進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)子女不得不與自理能力受損的父母同住以及雇人觀念發(fā)生沖突(子女希望雇人而父母不愿意雇人)時，會顯著增加子女心理焦慮和抑郁程度[32]。上述研究多以訪談和理論分析為主，并且考察的是居住觀念發(fā)生沖突時子女的心理健康狀況。深入探索父母與子女實(shí)際的居住安排對子女的影響時，Braithwaite(1992)、Schulz等(1999)和Vasoontara(2012)等通過調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)子女作為照料者與父母共同居住，照料活動會增加其精神壓力、焦慮和煩惱從而使其抑郁程度加大[33-35]。而照料活動是如何影響照料者的心理健康呢？基于2011年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，袁笛和陳滔(2019)研究發(fā)現(xiàn)，老年照料活動會通過減少子女的閑暇時間和相對收入從而對其心理健康帶來直接的負(fù)面影響[36]；分性別來看，荊彩龍(2016)研究發(fā)現(xiàn)，女性照料者因?yàn)槌袚?dān)了社會再生產(chǎn)活動和家庭照料勞動的雙重責(zé)任，在時間、健康和經(jīng)濟(jì)上會有較強(qiáng)的緊張感，抑郁程度會較男性嚴(yán)重[37]。陳璐和范紅麗(2016)基于1991-2009年中國健康與營養(yǎng)調(diào)查面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，女性過去四周患病率顯著提高(5.51%-17.04%)，且不論是城鎮(zhèn)還是農(nóng)村地區(qū)女性從事照料活動都會顯著降低其健康水平[38]。分年齡來看，Serrano等(2006)通過調(diào)查發(fā)現(xiàn)，照料者的年齡越大，負(fù)擔(dān)感越高[39]。尤其是65-74歲的照料者應(yīng)對方式會比較消極，往往采取壓制自身感受的情感聚焦型應(yīng)對策略，可能引發(fā)不良情緒(Folkman等，1987)[40]。也有部分學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)老年照料對子女的健康有積極影響，因?yàn)檎樟险咴趲椭约簮鄣娜送瑫r可以感受到自身價值的存在(Lawton，1991)[41]，而且被照料者提供的生活、情感幫助可以有效的降低照料者的負(fù)擔(dān)感(Chen，2004)[42]。雖然亞洲文化更加注重家庭和孝道觀念，以至于照料者的負(fù)擔(dān)感和抑郁程度更重，但是在溫暖和濃厚的家庭氛圍中，照料者也會更多的從照料活動中感受到與被照料者之間的親密關(guān)系，也更容易得到其他家庭成員支持，這些都有利于提高照料者對照料活動的積極評價(Zhan等，2006)[43]。雖然該類研究考慮到影響子女心理健康的具體原因，但是主要將父母作為被照料者、子女作為照料者的角色進(jìn)行分析，并未從社會支持的角度思考雙方在家庭中角色的多重性，雖然老年照料通過減少子女的閑暇時間和相對收入增加了子女的抑郁水平，但當(dāng)父母不是被照料者時，他們能通過情感慰藉、經(jīng)濟(jì)支持和幫助子女分擔(dān)家務(wù)等來減輕子女的生活壓力，進(jìn)而對其心理狀況產(chǎn)生影響。不考慮照料者與被照料者的家庭角色，劉亞飛和張敬云(2018)基于2011和2013年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)與身體健康狀況一般或較好的父母住在一起對子女的抑郁程度沒有顯著影響；與身體健康狀況較差的父母一起居住時，會顯著增加女性抑郁程度[44]。但是其并未對不同居住安排下子女的心理健康狀況變化進(jìn)行動態(tài)的考察。綜上，既有研究主要考慮的是居家養(yǎng)老的成本，并未細(xì)致分析父母對子女的情感和物質(zhì)支持。同時主要關(guān)注親子共同居住的情形，并未對親子間居住距離的遠(yuǎn)近進(jìn)行區(qū)分以動態(tài)地考察二者之間的情感聯(lián)系。本文擬以子女作為研究對象，從親子居住距離的動態(tài)視角，納入社會支持的中介機(jī)制，考察親子就近或共同、遠(yuǎn)離居住對子女心理健康的影響。其中，考慮到中老年人群較年輕群體的異質(zhì)性特征，本文將進(jìn)一步對研究對象進(jìn)行分組，觀測居住距離變化對子女心理狀況的不同影響。

本文可能的研究貢獻(xiàn)在于：(1)與以往研究中主要以老年人群體(父母)為主不同，考慮到健康老齡化的深層次含義，本文主要的研究對象為成年子女。即從一個全新的視角來考慮老齡化問題，為積極應(yīng)對老齡化問題尋找新的方向。(2)不局限于探討同住和不同住對子女心理抑郁程度的增加或減少作用，而是將視角拓寬到父母與子女居住距離的擴(kuò)大和縮小對子女心理健康的影響。即將研究主題細(xì)化，從而更深層次和全面的評估鼓勵成年子女與老年父母就近或共同居住的政策意義。(3)由于心理健康狀況研究較為復(fù)雜，經(jīng)常要多個中介變量才能更具體的解釋研究主題，以及親子就近或共同居住涉及到較為復(fù)雜的家庭代際關(guān)系，所以本文根據(jù)社會支持理論選擇了中介變量，從情感和物質(zhì)支持兩方面建立了并行多重中介模型，旨在更細(xì)致的探討父母居住安排是通過何種機(jī)制影響子女的心理健康，為研究子女心理健康問題和改善家庭代際關(guān)系提供更廣泛的思路。

3 模型設(shè)定與數(shù)據(jù)

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來源于中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查2015年數(shù)據(jù)(China Health and Retirement Longitudinal Study，下文簡稱CHARLS)。該調(diào)查旨在建立一套代表中國45歲及以上中老年人家庭和個人的高質(zhì)量的微觀數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)包括從廣泛的社會經(jīng)濟(jì)狀況到個人和家戶的居住安排、收入、養(yǎng)老保障、健康等各方面信息。2015年CHARLS追蹤調(diào)查覆蓋了全國150個縣、區(qū)的450個村、居委會，總計約1.24萬戶家庭、2.3萬名受訪者。在數(shù)據(jù)處理上，保留了所有年齡段數(shù)據(jù)，得到18807個有效樣本。同時，本文還將主要的解釋變量進(jìn)行了滯后一期處理，考察了父母居住安排在時間維度上的彈性系數(shù)，探究其隨著時間推移是否會產(chǎn)生更大的邊際作用。

3.2 變量選取

3.2.1 被解釋變量

本文選取個人的“心理健康”作為被解釋變量，在CHARLS 2011基線調(diào)查問卷中，心理健康通過抑郁程度來衡量(Jonathan等，2007)[45]。CHARLS問卷采用了一個包含10個問題的抑郁量表來測量受訪者的心理狀況，問題設(shè)計遵循了流行病學(xué)研究中心抑郁量表(CES-D)內(nèi)容。其中包含了2個正向問題，分別為“我對未來充滿希望”、“我很愉快”；8個負(fù)向問題，分別為“我感到情緒低落”、“我覺得做任何事都很費(fèi)勁”等，這些問題從正負(fù)兩個方面反映了被訪者的抑郁程度。答案包括了4個選項(xiàng)，分別是：“很少或根本沒有”、“不太多”、“有時或者說有一半的時間”、“大多數(shù)的時間”。參照J(rèn)onathan等(2007)的研究，對“很少或根本沒有”賦值0，“不太多”賦值1，“有時或者說有一半的時間”賦值2，“大多數(shù)的時間”賦值3(正向問題反向賦分)[45]。受訪者得分越低，心理健康水平越高，得分越高抑郁程度越高，心理健康水平越低。

3.2.2 解釋變量

本文選取“父母居住安排”作為解釋變量。根據(jù)問題“您的親生父親親生母親繼父繼母養(yǎng)父養(yǎng)母配偶的親生父親配偶的親生母親配偶的繼父配偶的繼母配偶的養(yǎng)父配偶的養(yǎng)母一般住在哪里？”來判斷，回答有我的常住地所在縣(或者市、區(qū)的其他村子、社區(qū))、其他省、國外、與我住在同一個院子(公寓)或者相鄰的院子(公寓)、我的常住地所在的村或社區(qū)、與我同住6種。依據(jù)受訪者回答，劃分為三種不同的居住安排類型，即“遠(yuǎn)離子女居住”賦值1，“與子女相鄰居住”賦值2，“與子女共同居住”賦值3。數(shù)據(jù)中只要母親、父親、父母與我同住或者配偶的父母與我同住即視為父母與子女同住。此外，對于個人及配偶雙方父母都不健在賦值為0，并將其作為參照組。

3.2.3 控制變量

根據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)梳理，本文選取以下三類控制變量：一是個人特征，包括性別、年齡、健康狀況、教育程度、是否城區(qū)居住(葉欣，2018)[46]。二是家庭特征，包括兄弟姐妹數(shù)(吳愈曉，2012)[47]、婚姻狀況(Richard，2010)[48]、父母是否對子女提供經(jīng)濟(jì)支持、子女是否對父母提供經(jīng)濟(jì)支持。三是社會特征，包括勞動參與(朱禮華，2013)[49]、社交頻率。進(jìn)一步的，為了考察過多的社交是否會對心理健康產(chǎn)生負(fù)向作用，本文還引入了社交頻率的平方項(xiàng)(1)性別：“男性”賦值0，“女性”賦值1；年齡：通過詢問受訪者得到。另外有調(diào)查發(fā)現(xiàn)人一生中的幸福感高低變化呈U型曲線，所以年齡對個人心理健康的影響存在非線性關(guān)系。除了“年齡”變量以外，本文還設(shè)置了“年齡平方/100”，目的在于更準(zhǔn)確的解讀回歸結(jié)果；健康狀況：“健康狀況良好”賦值1，“健康狀況一般或較差”賦值0；教育程度：“初中及以上教育程度”賦值1，“初中以下教育程度”賦值0；是否城區(qū)居住：“城區(qū)居住”賦值1，“非城區(qū)居住”賦值0；兄妹姐妹數(shù)：通過詢問受訪者得到；婚姻狀況：“已婚且與配偶同住”賦值1，“未婚”賦值0；父母是否對子女提供經(jīng)濟(jì)支持：“父母對子女提供經(jīng)濟(jì)支持”賦值1，“父母不對子女提供經(jīng)濟(jì)支持”賦值0；子女是否對父母提供經(jīng)濟(jì)支持：“子女對父母提供經(jīng)濟(jì)支持”賦值1，“子女不對父母提供經(jīng)濟(jì)支持”賦值0；勞動參與：“參加勞動”賦值1，“未參加勞動”賦值0；社交頻率：根據(jù)社交頻率賦分，得分越高社交頻率越高。除了“社交頻率”以外，本文還計算了“社交頻率的平方”。。

3.3 模型選定

為探索父母居住安排與子女心理健康的關(guān)系，本文構(gòu)建如下模型：

Y=β0+β1LP+λXi+φXj+γXk+ε

(1)

式中，Y代表子女心理健康狀況，LP為父母居住安排，Xi、Xj、Xk分別為個人、家庭、社會特征的控制變量，β0是截距項(xiàng)，β1是父母居住安排對子女心理健康狀況影響的回歸系數(shù)，λ、φ、γ是控制變量Xi、Xj、Xk的回歸系數(shù)，ε是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

3.4 樣本的描述性統(tǒng)計

變量的描述性統(tǒng)計見表1。表1顯示，受訪者心理健康狀況的平均得分為7.386，以10作為嚴(yán)重抑郁的臨界值，表明受訪者中有大部分子女的抑郁程度較嚴(yán)重。樣本中有13%的父母遠(yuǎn)離子女居住，14%的父母與子女相鄰居住，而僅有5%的父母與子女共同居住，這一比例較低。44.5%的父母與子女間的互動頻率較高，有53%和70.4%的父母愿意幫助子女照料孩子以及提供經(jīng)濟(jì)支持。在控制變量中，受訪者平均年齡61.9歲，男女比例較為均衡，平均教育程度都在初中以上，身體健康狀況在一般及以上。從圖1來看，在父母不同的居住安排選擇下，子女的抑郁程度的均值有差異(進(jìn)行單因素方差分析發(fā)現(xiàn)p=0.0004，即分組比較的差異在統(tǒng)計上非常顯著)。從圖中可以看出，父母與子女同住的子女的抑郁程度最低，心理健康狀況最好，父母均不健在的子女抑郁程度高于其他三組。

圖1 父母不同居住安排與子女的心理抑郁程度的關(guān)系

表1 主要變量的基本統(tǒng)計量

4 估計結(jié)果

4.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果估計

采用逐步回歸方法，結(jié)果見表2。模型(1)結(jié)果顯示，父母居住安排與子女的心理健康狀況呈顯著負(fù)向關(guān)系，模型(2)在個人特征基礎(chǔ)上加入了家庭特征變量，模型(3)進(jìn)一步加入社會特征變量，結(jié)論依然穩(wěn)健。逐步增加控制變量擬合優(yōu)度逐漸增加，且方差膨脹因子(VIF)檢驗(yàn)最大值為5，均值為6.25，皆小于10，不存在多重共線性問題。可以認(rèn)為，父母與子女住的越近越利于改善子女抑郁程度。對這一結(jié)果的合理的解釋是，隨著社會轉(zhuǎn)型速度的不斷加快，成年子女在外面對就業(yè)、住房、社會交往、養(yǎng)老等方面的壓力。從功能主義的視角看，家庭是個人現(xiàn)代社會生活中最后的“避風(fēng)港”，家庭代際關(guān)系則成為了個體抵御風(fēng)險最后的防線和堡壘，無法通過個人化解的社會壓力會使人們更加依賴代際關(guān)系來克服，以及人在社會中也依舊需要代際共生關(guān)系提供的家庭情感和物質(zhì)支持，而這種情感和物質(zhì)支持則能有效地降低個人抑郁程度。

表2 父母居住安排對子女心理健康影響估計結(jié)果

控制變量中，(1)男性比女性的抑郁程度低，進(jìn)一步證實(shí)了學(xué)者提出的從青春期早期開始，女性就更容易變得抑郁，而且這種趨勢會一直持續(xù)到成年(詹曉慧等，2004)[50]。(2)年齡對個人心理健康的影響呈“倒U型”，隨著年齡的增加，個人抑郁程度逐漸增加，到達(dá)一個頂點(diǎn)后(50歲左右)，隨著年齡的增加人的抑郁程度逐漸降低。(3)身體健康狀況好的人心理健康程度越高，因?yàn)槠淇赡芨俚氖艿郊膊淼睦_。(4)在城區(qū)居住的人生活便利，得到的社會支持網(wǎng)絡(luò)更加廣泛，文化生活相對豐富，有利于緩解抑郁程度。(5)從教育程度來看，受教育程度越高的人一般來說知識面更廣，自我緩解心理壓力的能力更強(qiáng)，抑郁程度相對較低(與OECD2018年對30個國家的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析的結(jié)論一致)。(6)已婚且與配偶同居、兄弟姐妹數(shù)越多，個人能更多的得到情感的慰藉，心理健康程度較高。(7)父母與子女互相向?qū)Ψ教峁┙?jīng)濟(jì)支持可以緩解個人的抑郁程度，可能與父母向子女提供經(jīng)濟(jì)支持可以緩解子女的經(jīng)濟(jì)壓力，子女向父母提供經(jīng)濟(jì)支持可以提升子女的自我成就感有關(guān)。(8)社交頻率對個人抑郁程度的影響呈“倒U型”關(guān)系，在一定程度上社交越多可能越多的要顧及人際關(guān)系的經(jīng)營和處理，其中伴隨著矛盾等，容易提高個人的焦慮和抑郁的程度。但隨著社交頻率的提高，對于社交逐漸熟悉以及人際關(guān)系相對穩(wěn)定，心理抑郁程度得到一定的緩解。

4.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.2.1 內(nèi)生性討論

父母居住安排會影響子女的心理健康狀況，同時子女的心理健康也會影響自身和父母的居住安排選擇(許琪，2018)[51]。如果子女心理健康狀況較差，父母也許會更多地選擇與子女同住或就近居住，同時子女也會更多的選擇與父母同住或就近居住。即出現(xiàn)了反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，可能導(dǎo)致回歸結(jié)果有偏。根據(jù)相關(guān)學(xué)者研究，個人行為會受到他們所屬的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的影響(張爽等，2007)[52]。進(jìn)一步的，有研究表明，同村老年人與子女居住的比例對老年人選擇與子女居住有顯著的促進(jìn)作用，具有明顯的“同群效應(yīng)”(戴常等，2019)[53]。為克服內(nèi)生性問題，本文選擇受訪者所在社區(qū)平均居住安排作為工具變量。因?yàn)楦改妇幼“才胚x擇可能會受所處社區(qū)居住安排影響，但是社區(qū)平均居住安排情況又不會受到子女心理健康狀況的影響，子女的心理健康狀況也不會影響到社區(qū)的居住安排情況。據(jù)此，社區(qū)平均居住安排是一個合理的外生變量，與子女心理健康之間不存在因果關(guān)系，滿足工具變量有效性的外生性假定。

表3中的模型(4)第一階段回歸結(jié)果表明社區(qū)居住安排對父母居住安排選擇產(chǎn)生顯著正向影響，即“社區(qū)居住安排”對“父母居住安排”具有較好的解釋力。且最小特征統(tǒng)計值大于對應(yīng)臨界值8.96(用有限信息最大似然法LIML得出的回歸系數(shù)也和兩階段回歸的系數(shù)非常接近)，因此不存在弱工具變量，“社區(qū)居住安排”是一個合適的工具變量。模型(5)結(jié)果通過了Hausman內(nèi)生性檢驗(yàn)，回歸結(jié)果表明父母居住安排與子女心理健康水平仍然保持顯著的負(fù)向關(guān)系。與表2回歸系數(shù)對比，不考慮內(nèi)生性問題會低估父母居住安排對子女心理健康水平的影響。綜上，引入工具變量的估計結(jié)果與表2的估計結(jié)果同樣顯著，父母居住安排是影響子女心理健康水平的重要因素，父母與子女的居住距離縮小能顯著改善子女的心理健康水平。

表3 工具變量兩階段回歸估計結(jié)果

4.2.2 基于傾向得分匹配方法的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

傾向值匹配是Rosenbaum等在1983年提出的一種基于“反事實(shí)框架”的方法。本研究的目的是分析父母居住安排對子女心理健康的影響，但現(xiàn)實(shí)是無法觀測到與父母同住或相鄰居住的樣本在不與父母同住或相鄰居住時的心理狀況，只能觀測到目前同住或相鄰居住時子女的心理健康狀況，這種狀態(tài)就是反事實(shí)。采用傾向得分匹配的目的就是為了解決這種不可觀測的事實(shí)，即借助傾向得分找到一組與實(shí)驗(yàn)組(父母與子女就近居住或同住的子女)稟賦特征相似的控制組(沒有與父母就近居住或同住的子女)之后按照一定的方式進(jìn)行匹配，在控制了外部的相同條件后，通過判斷處理組和控制組在心理健康狀況上的差異來分析父母居住安排對子女心理健康的影響。即基于反事實(shí)的框架進(jìn)一步檢驗(yàn)子女的心理健康在控制其他變量的影響下，父母居住安排是否是對其產(chǎn)生影響的重要因素。PSM采用的是Logit回歸，固該部分以父母與子女是否同住或相鄰居住為例進(jìn)行回歸。

表4結(jié)果顯示，通過近鄰匹配、半徑匹配、核匹配三種方法估計的平均處理效應(yīng)與OLS和2SLS回歸模型的結(jié)果比較相近，且估計效應(yīng)都通過了顯著性檢驗(yàn)。PSM的結(jié)果表明在考慮到樣本選擇性偏誤的情況下，父母居住安排方式對子女心理健康有顯著影響，也進(jìn)一步證明了父母居住安排是影響子女心理健康的重要因素。

表4 父母居住安排對子女心理健康影響的PSM檢驗(yàn)

4.2.3 基于居住安排分類變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表5把“居住安排”作為分類變量進(jìn)行回歸。模型(6)的結(jié)果顯示，相較于父母雙方均不健在的情形，父母遠(yuǎn)離子女居住對子女心理健康程度沒有顯著影響，父母與子女相鄰和共同居住與子女心理健康狀況呈顯著負(fù)向關(guān)系，從回歸系數(shù)來看，父母與子女共同居住比父母與子女相鄰居住對子女心理抑郁程度有更大的改善作用，即父母與子女居住距離越近越能顯著改善子女的抑郁程度。模型(7)和模型(8)逐步加入家庭特征變量，和社會特征變量，結(jié)果依然穩(wěn)健。

表5 不同父母居住安排方式對子女心理健康影響的估計結(jié)果

4.2.4 基于分位數(shù)回歸的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1978年，Koenker和Bassett提出了“分位數(shù)回歸”，使用殘差絕對值的加權(quán)平均作為最小化的目標(biāo)函數(shù)，固不易受到極端值的影響，結(jié)果較為穩(wěn)健。鑒于個體在心理健康問題的高度異質(zhì)性，表2中的回歸忽略了父母居住安排變化對不同心理健康狀況子女的影響程度，使得刻畫的準(zhǔn)確性降低。因此，本研究借鑒David等(2017)人的做法，采用分位數(shù)回歸探討在不同的分位點(diǎn)父母居住安排的變化對不同心理健康狀況的子女的影響以及表2的結(jié)論是否被支持[54]。如果能夠估計重要條件分位數(shù)，如中位數(shù)、四分之一分位數(shù)、四分之三分位數(shù)等，有助于把握對不同心理健康子女的邊際效應(yīng)。

表6估計結(jié)果顯示，隨著分位數(shù)的增加(0.25、0.5、0.9)，居住安排的分位數(shù)回歸系數(shù)呈上升趨勢。這表明父母與子女住得越近對子女心理健康條件分布的影響逐漸增加，也就是說，父母與子女居住距離的縮小對于心理健康程度較低、中等以及較高的子女均有顯著影響，其中，心理抑郁程度較高的子女能夠得到與父母就近或共同居住更大的心理改善。

表6 父母居住安排對子女心理健康影響的分位數(shù)回歸

4.2.5 基于滯后一期的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文進(jìn)一步采用關(guān)鍵變量替代的方法來檢驗(yàn)基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)健性，采取2013年父母居住安排情況來估計其對子女心理健康狀況的影響。對解釋變量滯后一期處理，首先，可以阻斷反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，其次，可以在更長周期觀測父母居住安排對子女心理健康的影響，進(jìn)一步考察居住安排對子女心理健康的影響是否是有限的。因?yàn)楦改赣绊懽优男睦斫】翟诰幼“才欧绞酱_定后，可能會隨時間推移發(fā)生變化。表7估計結(jié)果顯示，滯后一期父母居住安排對子女的心理健康有顯著負(fù)向影響。隨時間的推移，父母與子女住得越近可以顯著降低子女抑郁程度。表7的結(jié)果與表2類似，這表明居住安排對子女心理健康的影響是長遠(yuǎn)的且有意義的，也再次證明了本文基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)健性。除此之外，從模型估計系數(shù)來看(與表2相比)，父母與子女就近或同住的時間越長，對降低子女抑郁程度的作用就越大，這可能與父母與子女就近或共同居住時間越長，能使子女獲得更穩(wěn)定的情感和物質(zhì)支持有關(guān)。

表7 滯后一期父母居住安排對子女心理健康影響的估計結(jié)果

4.3 分異估計

4.3.1 地區(qū)分異估計

不同地區(qū)由于社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及生活文化不同，個人心理健康狀況也會存在差異(Yang，2017)[55]。因此，本文將樣本根據(jù)地區(qū)分為三組(表8)，即東部地區(qū)(模型15)、中部地區(qū)(模型16)、西部地區(qū)(模型17)，結(jié)果顯示，父母居住安排對東部和中部地區(qū)子女心理健康狀況沒有顯著影響，但顯著影響了西部地區(qū)子女心理健康。這一結(jié)果產(chǎn)生的原因可能有以下幾點(diǎn)：第一，東中部地區(qū)社會轉(zhuǎn)型速度較快，人口流動頻繁，一人戶和二人戶居多，尤其是東部地區(qū)，存在較多的“離巢”青年和“空巢”父母以及“空巢”家庭。父母與子女遠(yuǎn)離居住成為常態(tài)，因此父母居住安排對子女心理健康并無顯著影響。第二，東中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，成年子女為適應(yīng)現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)對流動和技能的要求，不得不拉大與父母在地理和社會上的距離，因而父母居住安排對東中部地區(qū)子女心理健康并無顯著影響。第三，東中部地區(qū)物質(zhì)文化豐富，擁有優(yōu)質(zhì)的醫(yī)療資源和教育資源，個人抑郁程度較低，父母居住安排對他們心理健康沒有顯著影響。與此對應(yīng)，西部地區(qū)物質(zhì)文化生活、醫(yī)療和教育資源水平較低，人口流動頻率相對東中部地區(qū)不高，父母與子女住的越近可能有助于改善他們的心理健康水平。

表8 父母居住安排對不同地區(qū)子女心理健康影響估計結(jié)果

4.3.2 個體分異估計

對個體分異估計，我們從個體戶口、健康和婚姻狀況三個方面做異質(zhì)性分析(表9)，結(jié)果顯示：(1)從戶口看，父母居住安排顯著改善了農(nóng)村戶口子女心理健康水平，但對城市戶口子女心理健康無顯著影響。這可能與不同戶口所在地生活環(huán)境和父母提供的生活支持不同相關(guān)，農(nóng)村地區(qū)物質(zhì)條件較差，父母社會支持(經(jīng)濟(jì)支持、情感慰藉等)能顯著改善子女心理水平，城市物質(zhì)生活水平相對較高以及社會網(wǎng)絡(luò)發(fā)達(dá)，父母居住安排對子女心理健康并無顯著影響；(2)從健康狀況看，父母居住安排對健康狀況一般或較差的子女心理健康有顯著影響，但對健康子女心理并無顯著影響。這可能是因?yàn)樯眢w較差子女抑郁程度相對較高，父母就近居住可以為他們提供生活照料和情感慰藉，能夠顯著降低他們的抑郁程度；(3)從婚姻狀況看，父母居住安排顯著改善了未婚子女心理抑郁程度，但對已婚且與配偶同居子女并無顯著影響，這可能與已婚且與配偶同住子女在生活和工作上有配偶的支持有關(guān)，但未婚子女在生活和工作上則更多依賴父母的支持，因而父母住得越近可以顯著改善未婚子女心理健康水平。

表9 父母居住安排對子女心理健康影響的分異估計結(jié)果

5 機(jī)制分析

本文研究的是父母居住安排對子女心理健康的影響，然而在心理、行為等一些社科研究領(lǐng)域，研究情況較為復(fù)雜，需要多個中介變量才能更清晰地分析解釋變量對被解釋變量的效應(yīng)(Mackinnon,2008)[56]，因此本文進(jìn)一步從社會支持理論視角探索父母居住安排對子女心理健康影響的中介機(jī)制。

社會支持其實(shí)在人類社會開始時就已經(jīng)廣泛存在，但是，其概念的形成并不是一個自然的過程。鮑爾拜最先在精神醫(yī)學(xué)領(lǐng)域提出了“依附理論”，該理論強(qiáng)調(diào)了父母與子女關(guān)系在個人生活中的重要性。隨后柯伯等提出了工具性和情緒性支持等概念。到了20世紀(jì)70年代，“社會支持”一詞被正式提出，西方學(xué)者拉什克認(rèn)為“社會支持”指的是個人在社會關(guān)系中，能得到的來自于他人的幫助、關(guān)心和支持，這種資源可以幫助個體有效的面對生活的困難和打擊(肖水源等，1987)[57]。從具體的分類來看，社會支持可分為物質(zhì)支持、情感支持、社會整合或網(wǎng)絡(luò)支持、信息支持和滿足自尊的支持等(陳立行等，2007；張彩萍等，2008)[58][59]。因此，社會支持理論認(rèn)為，如果個人擁有良好的社會支持網(wǎng)絡(luò)，就可以從該網(wǎng)絡(luò)中得到穩(wěn)定的物質(zhì)和精神支持，從而在面對壓力性事件時降低其對自身的心理沖擊和負(fù)面影響。相反，如果一個人的社會支持網(wǎng)絡(luò)較脆弱則易遭受挫折和打擊。由此可見，如果子女的生活出現(xiàn)問題并對心理健康產(chǎn)生威脅時，他們的社會支持網(wǎng)絡(luò)就可以發(fā)揮作用，幫助其穩(wěn)定心態(tài)，從而降低心理抑郁程度。從廣義上看，社會支持又分為正式和非正式支持兩種，正式支持包括政府、社會等提供的支持，非正式支持是家庭成員提供的物質(zhì)、情感幫助，這種情感和物質(zhì)的幫助大多以居住安排方式為載體(Barrera M等，1983)[60]。綜上，本文從家庭支持網(wǎng)絡(luò)架構(gòu)出發(fā)建立了父母居住安排對子女心理健康影響的理論模型(見圖2)，并參照柳士順和凌文輇(2009)提供的方法[61]，使用多重中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)中介效應(yīng)是否存在(見圖3)，明確父母的居住安排對子女心理健康影響的中介機(jī)制。

圖2 父母居住安排對子女心理健康影響的理論模型

圖3 父母居住安排、社會支持與子女心理健康的并行多重中介模型

首先，代際互動由父母與子女之間的溝通聯(lián)系頻率表示，對應(yīng)社會支持中的情感支持部分(葉欣，2018)[46]，葉欣基于2015年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)社會支持因素在居住安排與心理健康之間起到了中介作用，即居住安排通過改變代際聯(lián)系頻率影響了父母的心理健康狀況，獨(dú)居的老人一般與家人的聯(lián)系較少，這導(dǎo)致他們社交網(wǎng)絡(luò)變狹窄，更易產(chǎn)生負(fù)面情緒繼而引發(fā)心理健康問題。基于此，本文試圖探討父母居住安排方式是否會對代際聯(lián)系產(chǎn)生影響，進(jìn)而影響子女的心理健康水平。第二，隔代照料指的是父輩對孫輩的照顧，已有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)隔代照料提高了子女的勞動參與、減輕了子女的生活負(fù)擔(dān)(Compton，2013[62]，推動了家庭代際關(guān)系的和諧以及實(shí)現(xiàn)了家庭團(tuán)結(jié)(閻云翔，2006；宋璐等，2013)[63-64]。所以本文考慮父母居住安排的改變可能會影響他們對孫子女的照料行為從而對子女的心理健康產(chǎn)生影響。第三，樂章和馬珺(2017)基于2014年全國老齡健康影響因素跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)獨(dú)居會降低農(nóng)村老年人獲得子女經(jīng)濟(jì)支持的可能，從而降低其心理健康水平，因?yàn)楫?dāng)老年人獨(dú)居時，患病會使其心理狀態(tài)較脆弱，如果得不到有效及時的治療將會加劇這種消極的心理狀況[65]。同樣的，本文試圖探討父母居住安排方式是否會影響其對子女的經(jīng)濟(jì)支持決定，進(jìn)而影響子女的心理健康水平。綜上本文以“代際互動”、“隔代照料”、“父母是否對子女提供經(jīng)濟(jì)支持”作為中介變量，以此探索父母的支持對子女心理健康的影響。其中，代際互動由父母與子女經(jīng)?；ハ嗦?lián)系或一方經(jīng)常聯(lián)系另一方表示，包括“差不多每天”、“每周2-3次”、“每周一次”賦值1，父母與子女互相不經(jīng)常聯(lián)系，包括“每半個月一次”、“每月一次”、“每三個月一次”、“半年一次”、“每年一次”、“幾乎從來沒有”賦值0。隔代照料由父母是否照顧孫子女體現(xiàn)，“照顧孫子女”賦值1，“不照顧孫子女”賦值0。父母是否對子女提供經(jīng)濟(jì)支持由經(jīng)濟(jì)幫助體現(xiàn)，“父母提供經(jīng)濟(jì)支持”賦值1，“父母不提供經(jīng)濟(jì)支持”賦值0。

在理論模型的基礎(chǔ)上，本文建立了模型(2)-(4)進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，其中II為代際互動，F(xiàn)S為父母經(jīng)濟(jì)支持，GC為隔代照料,LP(p)是兩階段回歸中一階段回歸的居住安排的預(yù)測值。模型(2)中，關(guān)注居住安排對代際互動、父母經(jīng)濟(jì)支持、隔代照料的估計系數(shù)，即解釋變量對中介變量的影響估計；模型(3)中關(guān)注的是代際互動、父母經(jīng)濟(jì)支持、隔代照料對子女心理健康影響的估計系數(shù)，即中介變量對被解釋變量的影響估計；模型(4)關(guān)注的是同時加入中介變量代際互動、父母經(jīng)濟(jì)支持和隔代照料以后，解釋變量居住安排對被解釋變量子女心理健康的影響。

II|FS|GC=β0+β1LP(p)+λΧi+φΧj+γΧk+ε

(2)

Y=α0+α1(II|FS|GC)+σΧi+φΧj+ωΧk+ε

(3)

Y=γ0+γ1LP(p)+γ2(II|FS|GC)+ρΧi+νXj+φΧk+ε

(4)

本文運(yùn)用多重中介模型檢驗(yàn)父母居住安排對子女心理健康影響的相關(guān)機(jī)制，通過了Sobel檢驗(yàn)，結(jié)果如表10所示：

表10 父母居住安排與子女心理健康：機(jī)制分析

表10結(jié)果顯示，模型(24)檢驗(yàn)了代際互動的中介效應(yīng)結(jié)果，結(jié)果顯示系數(shù)β1在1%的水平下正向顯著，表明父母居住安排和代際互動為正相關(guān)關(guān)系，父母與子女居住距離越近可以顯著提高二者之間的代際互動頻率。系數(shù)α1在1%水平下呈顯著負(fù)向關(guān)系，表明代際互動和心理健康的負(fù)相關(guān)關(guān)系，父母與子女的代際互動頻率越高可以顯著降低子女抑郁水平。系數(shù)γ1在1%的水平下負(fù)向顯著，表明父母與子女居住距離縮小可以顯著提高二者之間的代際互動頻率從而降低子女的抑郁程度，代際互動在父母居住安排和子女心理健康之間起到了中介作用。同樣的，模型(26)檢驗(yàn)父母是否對子女提供經(jīng)濟(jì)支持的中介效應(yīng)結(jié)果，結(jié)果顯示系數(shù)β1在1%的水平下負(fù)向顯著，表明父母居住安排與其是否對子女提供經(jīng)濟(jì)支持為負(fù)相關(guān)關(guān)系，即父母與子女居住距離越近越會減少對子女的經(jīng)濟(jì)支持，這一現(xiàn)象出現(xiàn)的原因可能是距離子女更近的父母可能會更多的轉(zhuǎn)向提供更為重要的勞動支持(幫助子女做家務(wù)、照料孫子女等)。系數(shù)α1在1%水平下負(fù)向顯著，表明父母經(jīng)濟(jì)支持對子女心理健康影響呈負(fù)向關(guān)系，父母提供經(jīng)濟(jì)支持可以顯著降低子女抑郁程度。系數(shù)γ1在1%的水平下負(fù)向顯著，表明父母與子女居住距離越近越會減少父母對子女經(jīng)濟(jì)支持，繼而提供更多的勞動支持，分擔(dān)家庭照料功能并增加家庭成員之間的信任進(jìn)而降低子女抑郁程度，父母經(jīng)濟(jì)支持在他們居住安排對子女心理健康的影響之間起到了中介作用。模型(24)和模型(26)通過了Sobel檢驗(yàn)，Sobel檢驗(yàn)的結(jié)果顯著則說明中介效應(yīng)顯著，然而使用Sobel檢驗(yàn)也有一定的局限，我們進(jìn)一步使用Bootstrap方法進(jìn)行檢驗(yàn)。從回歸結(jié)果來看Bootstrap方法回歸的代際互動和父母的經(jīng)濟(jì)支持的置信區(qū)間不包括0，說明中介效應(yīng)顯著(方杰等，2014)[66]。模型(25)中系數(shù)β1的回歸系數(shù)不顯著，雖然系數(shù)α1在1%的水平下負(fù)向顯著，即父母照料孫子女可以顯著提升子女心理健康水平，但并未通過Sobel檢驗(yàn)，而且父母居住安排的變化也并未影響其對孫子女的照料。因此隔代照料并未在父母居住安排和子女心理健康之間起到中介作用。

6 研究結(jié)論與政策意義

6.1 研究結(jié)論

本文采用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查2015年數(shù)據(jù)，基于分位數(shù)和兩階段最小二乘回歸等方法實(shí)證分析了父母居住安排對子女心理健康的影響?？紤]到父母居住安排對不同地區(qū)、戶口、健康和婚姻狀況的子女的心理健康狀況的影響存在差異，本文還進(jìn)行了分組回歸。為了深入分析父母居住安排對子女心理健康影響的中介機(jī)制，通過社會支持理論建立相應(yīng)的模型，進(jìn)行了逐步的回歸和檢驗(yàn)。

通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，父母與子女居住距離越近對子女心理健康改善作用越大，尤其是對抑郁程度越高的子女。以社區(qū)居住安排所形成的“同群效應(yīng)”作為工具變量進(jìn)一步考察父母居住安排與子女心理健康的關(guān)系，結(jié)果顯示，基準(zhǔn)回歸中低估了父母居住安排對子女心理健康的改善作用。在更長周期檢驗(yàn)父母與子女就近或共同居住發(fā)現(xiàn)，隨著時間延長，與基準(zhǔn)回歸相比，父母就近或共同居住對子女心理健康改善作用越明顯。

基于分異估計的研究發(fā)現(xiàn)，父母與子女住得越近對位于西部地區(qū)的子女的心理健康有顯著影響，對位于中東部地區(qū)的子女的心理健康則無顯著影響。父母與子女住得越近對農(nóng)業(yè)戶口、未婚、身體狀況較差的子女的心理健康有顯著改善作用，而對非農(nóng)業(yè)戶口、已婚且與配偶同居、身體狀況較好的子女并無顯著影響，這可能分別與農(nóng)業(yè)戶口子女所面對的生活環(huán)境、未婚子女在生活上無配偶支持和幫扶需要更多來自父母的生活照顧和情感支持，以及身體健康較差子女本身抑郁程度較高有關(guān)。

從作用機(jī)制看，第一，父母與子女住得越近可以顯著提高代際間的互動頻率，父母通過交流、溝通、傾聽等情感支持來降低子女的抑郁程度；第二，父母與子女住得越近會減少父母對子女的經(jīng)濟(jì)支持，其可能轉(zhuǎn)而向子女提供更多勞動幫助，以此減少子女在生活中面對的壓力，提高子女應(yīng)對壓力性生活事件的能力；第三，雖然父母照料孫子女可以降低子女抑郁程度，但是父母居住安排的變化并未影響其是否照料孫子女。由此可見，社會支持因素中“代際支持”、“父母是否對子女提供經(jīng)濟(jì)支持”在父母居住安排和子女心理健康之間確有中介作用。

6.2 政策意義

本文的研究結(jié)論對于依托家庭、進(jìn)一步認(rèn)識家庭代際關(guān)系和家庭心理健康問題以積極應(yīng)對人口老齡化具有重要啟示。第一，父母與子女住得越近對子女心理健康有改善作用，證實(shí)了國務(wù)院2019年11月發(fā)布的《國家積極應(yīng)對人口老齡化中長期規(guī)劃》中“鼓勵成年子女與老年父母就近居住或共同生活”具有積極的政策含義。說明其不僅是應(yīng)對人口老齡化以及補(bǔ)強(qiáng)家庭養(yǎng)老短板的有效選擇，也是有效改善子女心理健康水平的重要內(nèi)容；第二，雖然父母與子女就近居住對子女心理健康狀況的改善效果并不是最佳，但是從實(shí)際情況出發(fā)，考慮到目前越來越多的父母與子女分開居住，父母與子女就近居住也是一種次優(yōu)選擇，政府在政策等方面的可行性更強(qiáng)。第三，成年子女作為重要的人力資本，心理健康水平的下降可能會引發(fā)身體健康問題從而導(dǎo)致個體退出勞動力市場，間接的影響人們的效用水平。所以這為后續(xù)繼續(xù)研究和改善子女的心理健康水平，探討如何維護(hù)個人心理健康來延長健康預(yù)期壽命以使其健康老齡化有一定的借鑒意義；第四，父母居住安排對子女心理健康的分異估計啟示我們要更多地關(guān)注和追蹤社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展變化、戶口遷移、婚姻狀況變化對社會個體心理健康狀況產(chǎn)生的影響。第五，從作用機(jī)制來看，父母尤其是邁入老年的父母不單是被子女贍養(yǎng)，他們不但能生活自理而且也可以為家庭生活做貢獻(xiàn)，這對積極老齡化的發(fā)展有一定的啟示意義。

基于這一認(rèn)識，本研究認(rèn)為，就政府層面來說，繼續(xù)鼓勵親子就近或共同居住，應(yīng)加強(qiáng)親子就近或共同居住住房保障的頂層設(shè)計，以向該政策體系的發(fā)展提供更合理可靠的方向、內(nèi)容和主體格局。同時，要保障親子就近或共同居住住房服務(wù)的有效供給，比如鼓勵開發(fā)代際親情住宅等?？紤]到親子就近居住是一種次優(yōu)選擇，可以設(shè)計使父母和子女能保持“一碗湯”距離的住宅類型。其次，可帶動多方參與(社會、企業(yè)、家庭)，從而形成推動該服務(wù)發(fā)展趨勢的社會合力(韋艷等，2019)[67]。就社會層面來說，社區(qū)可以適當(dāng)?shù)慕M織與家庭互動有關(guān)的活動，協(xié)調(diào)親子關(guān)系，提高雙方的互動頻率從而促進(jìn)家庭氛圍的和諧。就家庭和個人層面來說，應(yīng)注意到就近或同住環(huán)境中家庭代際關(guān)系的沖突與協(xié)調(diào)，在面對矛盾和沖突時，可以采取包容性策略(家庭成員站在對方的角度考慮問題，給予對方充分的理解和寬容)、形式民主化策略(老人逐漸退出家庭重大事務(wù)的決策，但子女在主導(dǎo)事務(wù)時也能與父母進(jìn)行溝通和協(xié)商)或部分家庭成員充當(dāng)“中間人”角色進(jìn)行調(diào)節(jié)的應(yīng)對策略來緩解家庭成員之間的矛盾和沖突。