梁海艷

(曲靖師范學院 法律與公共管理學院，云南 曲靖 655011)

一、研究背景

家庭是人類生活的重要場域，婚姻關系的締結不僅使一個家庭的關系網(wǎng)絡在橫向上出現(xiàn)了擴展(主要體現(xiàn)為姻親關系的橫向延展，將兩個沒有關系的家庭聯(lián)結起來)，同時也促成原有家庭關系的縱向延伸(主要體現(xiàn)為血緣關系的延續(xù)，人類繁衍與代際更替)。縱向血緣關系與橫向的姻緣關系縱橫交錯，形成了復雜的家庭關系網(wǎng)絡。處于家庭關系網(wǎng)絡中不同節(jié)點的成員，具有不同的家庭地位與權力。父系血統(tǒng)承嗣、家庭權力義務以男性為中心以及父權等級結構是中國傳統(tǒng)家庭關系的核心[1]。代際交換是兩代人之間的日常互動，對家庭權力關系的形成具有重大影響[2]?！案复茸有ⅰ笔蔷S系我國傳統(tǒng)家庭的主要倫理道德，我國儒家倫理觀念也認為“男女有別”“長幼有序”，所以傳統(tǒng)家庭中，男子和長者通常具有較大的權力和較高的地位。然而，這種家庭權力的分配模式隨著時代變化發(fā)生了改變，經(jīng)濟社會發(fā)展以及現(xiàn)代化進程在一定程度上也降低了子女照顧年老父母的意愿[3]。在父輩權威減弱的現(xiàn)代家庭，老年父母對照料的獲取程度受其社會經(jīng)濟地位決定的議價能力影響[4]。部分老年父母雖然能夠從成年子女那里獲得基本的生活保障，但是很難獲得尊重與關懷；或者父母雖然獲得子女贍養(yǎng)，但也必須為子女做出相應的“貢獻”作為回報，比如幫助子女照看孩子、做家務等[5]。代際支持也主要是上一代人向下一代提供支持[6-7]。上述家庭關系的變化，被一些學者認為是傳統(tǒng)孝道的扭曲與淪喪[8]。究其原因，一方面是因為社會現(xiàn)代化程度提高，擴展的親屬關系紐帶隨之弱化，傳統(tǒng)家庭形式更加松散，代際間的凝聚力削弱[9]；另一方面是因為年輕一代的家庭地位崛起，夫妻關系取代了代際關系成為家庭關系的軸心[10]，尤其是在婚齡人口性別失衡的地方，男多女少以及離婚自由的社會環(huán)境導致家庭中婆婆的地位大跌，兒媳婦的地位越來越高[11-12]。還有研究認為隨著子代家庭中妻子的權力變大，子代家庭對男方家長的經(jīng)濟支持變少[13]。另外，夫妻感情除了直接影響家庭代際支持外，還會對家庭權力的分配產(chǎn)生調節(jié)作用[14]。

我國農(nóng)村家庭關系呈現(xiàn)出代際關系失衡、青年婦女“奪權”與傳統(tǒng)家庭養(yǎng)老功能弱化三方面變化特征，社會轉型期傳統(tǒng)的長老制與父權制逐漸衰落[15]。年輕婦女掌握越來越多的家庭資源，女性的家庭權力變大[16]。父輩權威下降可能源于家庭主要收入來源發(fā)生了變化，當前年輕人的主要收入是工資(靠外出務工獲得)，而非農(nóng)業(yè)收入[17]。但是在傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)社會，農(nóng)業(yè)收入是農(nóng)村家庭主要的經(jīng)濟來源。由于父代掌握了成熟的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)驗，并能在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動中將經(jīng)驗傳授給子代，因此父代在家庭中具有較高的權威[18]。隨著“打工潮”的興起，農(nóng)村青年更愿意外出務工，父輩的家庭地位因此下降，可以說城鎮(zhèn)化進程中農(nóng)村剩余勞動力的轉移改變了農(nóng)村家庭結構，拉大了代際間的距離[19]。當然，老年人地位下降也可能與青年一代的自主性、現(xiàn)代性越來越強有關[20]，現(xiàn)在年輕人對新知識與新科技的掌握運用比父輩更快更熟練，父輩成了“受教育”的對象，父代的權威與權力自然會下移到子代[21]。

通過文獻梳理發(fā)現(xiàn)，隨著社會經(jīng)濟的發(fā)展變遷，家庭權力出現(xiàn)了兩大變化特征：一是垂直方向上的家庭權力代際下移，家庭權力逐漸由父代下移到子代；二是水平方向上的家庭權力性別均衡化，隨著社會經(jīng)濟地位提升，女性在家庭中的權力越來越大。盡管現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，隨著家庭中的青年勞動力外出務工，父母在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方面的優(yōu)勢逐漸弱化導致其家庭地位也隨之下降。但是由于當前我國人口流動的不徹底性，在青年流動人口大量外出的過程中也產(chǎn)生了一個以老人和兒童為主的留守人口群體，留守老人雖說不是家庭經(jīng)濟方面的頂梁柱，但同樣是重要的勞動力。如果沒有老年人作為堅強的后盾支撐家庭運轉，青年流動人口也很難在外安心工作。既然年老的父母也為家庭做出了貢獻，那么他(她)們在家庭中的地位是否會持續(xù)走低？不同代際的家庭權力是否會發(fā)生變化？如果發(fā)生變化，家庭權力的代際位移軌跡如何？具體又有哪些因素可能會影響家庭權力的分配？另外，從代內(nèi)來看，丈夫和妻子的家庭權力又是如何分配的？各自又發(fā)生了什么變化？然而，現(xiàn)有的研究并沒有給予上述問題全面詳實的解答。鑒于此，本文首先對家庭權力的代際分配及其位移軌跡變動進行分析，然后進一步探索影響家庭權力代際分配的主要因素，這對于認識我國家庭權力結構的發(fā)展變化過程和調適家庭代際關系都具有十分重要的理論指導意義。

二、數(shù)據(jù)來源、研究方法與研究假設

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究使用的數(shù)據(jù)來自2016年3月中國人民大學人口與發(fā)展研究中心組織開展的“中國家庭生育決策機制調查”。該調查綜合考慮育齡婦女的總和生育率、出生人口性別比、總人口規(guī)模、地理位置、區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平等因素，選擇了浙江、四川、山東、廣東、遼寧、湖北6省12個州市，每一個州市按照多階段概率抽樣的方法選擇500戶調查對象。調查的地域涵蓋了我國東、中、西部和東北四類地區(qū)，具有一定的地域代表性。調查對象為在本居/村委會居住半年以上的城鄉(xiāng)已婚夫婦，城市樣本占86%，農(nóng)村樣本占14%。接受調查的不僅有截至調查時點年齡在20～49歲之間(出生于1966年3月1日—1996年3月1日間)的在婚婦女，也調查了她們的配偶及其父母，樣本量為6 000人。 調查問卷分為主問卷(調查對象為在婚婦女)和配偶問卷。調查內(nèi)容主要涉及家庭基本情況、夫妻基本信息、生育意愿、生育計劃、生育行為、政策與文化、經(jīng)濟與社會保障七個部分。本研究主要針對第一部分的家庭實權問題展開分析，涉及的主要自變量是代際支持，最后經(jīng)過篩選納入模型的樣本量為3 588人，樣本量較大，區(qū)域代表性好，研究結論具有一定的普適性。

(二)研究方法與變量選擇

本研究主要使用“中國家庭生育決策機制調查”數(shù)據(jù)中的第一部分(家庭情況)進行分析，主要使用的方法為單變量描述統(tǒng)計、列聯(lián)表分析和模型推斷統(tǒng)計分析方法，具體分析模型是二元Logistic回歸模型。通過調查數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析中國家庭代際權力的分配狀況及其變動趨勢，并且在量化分析的基礎上，收集相關個案訪談資料作為輔助材料加以佐證，定性與定量研究相結合。

1.因變量

因變量為家庭權力占有情況，主要通過計算家庭成員中誰更有實權獲取。根據(jù)家庭成員家庭權力的代際占有情況，分為親代占有(在此次調查中主要指夫妻雙方的父母)和子代占有(在此次調查中主要指丈夫和妻子)。由于問卷調查中的“家庭實權”為四分類變量：1=“丈夫”、2=“妻子”、3=“丈夫父母”、4=“妻子父母”，而本研究主要考慮家庭權力的代際占有情況，因此將變量重新定義和分類，將前兩類合并為“子代占有”并賦值為“0”，將后兩類合并為“親代占有”并賦值為“1”。

2.自變量

本研究的自變量為家庭代際支持狀況。主要考慮父母對子女的單向支持，具體包括家務勞動、經(jīng)濟貢獻、對孫輩的照料和養(yǎng)育支持。家庭代際支持的定義和賦值如表1所示。

3.控制變量

本研究的控制變量為夫妻雙方的經(jīng)濟收入、家庭人口數(shù)量、受教育程度、城鄉(xiāng)屬性、省份。變量賦值如下：夫妻雙方的經(jīng)濟收入(連續(xù)變量)、家庭人口數(shù)(連續(xù)變量)、受教育程度(1=未上過學；2=小學； 3=初中；4=高中/中專；5=大學/專科；6=本科；7=研究生)、城鄉(xiāng)屬性(1=城市；2=鄉(xiāng)村)、省份(1=廣東；2=浙江；3=遼寧；4=四川；5=湖北；6=山東)。控制變量的變化能導致家庭代際支持發(fā)生變化，進而影響家庭的代際權力分配。

(三)基本概念

1.家庭權力

《中國衛(wèi)生管理辭典》中將“家庭權力”解釋為：反映一個家庭中誰是家庭的決策者以及做出決定時家庭成員之間的相互作用方式。家庭權力結構可分為傳統(tǒng)權威型、工具權威型、分享權威型、感情權威型。因此，家庭權力可以從兩個層面來理解：一是家庭事務的決策者；二是決策過程中家庭成員之間的相互關系。本研究主要從家庭事務的決策者這一維度來進行考量。

2.家庭權力分配

家庭權力分配是指家庭權力決策主體的分布及權力占有情況，可以分為代際分配和代內(nèi)分配。代際分配是指父母一代和子女一代在家庭決策過程中的權力占有情況，具體指父母一代還是子女一代更具有話語權，或者是親子兩代平權；代內(nèi)分配是指同代內(nèi)的男性和女性的家庭權力占有情況，具體指男性(父親/岳父/兒子)還是女性(母親/岳母/兒媳)更具有話語權，或者是男性與女性平權力。因此，根據(jù)家庭權力的代際分配情況，可以將家庭權力結構分為親權型家庭、子權型家庭、代際平權型家庭三種類型；根據(jù)家庭權力的代內(nèi)性別分配情況，可以將家庭權力結構分為男權型家庭、女權型家庭、性別平權型家庭三種類型。家庭權力結構類型劃分及基本特征如表2所示。

表2 家庭權力結構類型及其基本特征

續(xù)表2

3.家庭權力位移軌跡

在物理學中，物體在某一段時間內(nèi)由初位置移到末位置的有向線段叫作位移，既涵蓋物體移動距離的長短，也包括移動方向。本文借用物理學中的“位移”概念分析家庭權力位移軌跡，家庭權力的位移是指在一段時期內(nèi)家庭權力掌控者的變化軌跡。在不同的社會制度與社會結構制約下，家庭權力的主要控制者也有所不同。前文提及的相關研究發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)代家庭權力的位移軌跡是從父代向子代移動，家庭權力下移趨勢越來越明顯。家庭權力代際下移的一個重要原因是父代對家庭資源的掌控力減弱，子代對家庭的經(jīng)濟貢獻越來越大。但是與以往的研究結論不同，本文認為僅僅依靠經(jīng)濟變量來解釋家庭權力的變化不夠全面，可能還有一些比較重要的非經(jīng)濟因素，比如隔代照料無論在城市還是農(nóng)村都非常普遍，老年父母為子代家庭提供了生活與情感支持后，其家庭權力地位可能發(fā)生變化，因此本文提出以下兩個研究假設。

假設1：隨著父母給子女做出的“貢獻”越來越大，其家庭地位也可能會有所改善，父母一代的家庭實權可能有所提升，而子女一代掌握的家庭實權可能有所下降。

假設2：家庭權力除了與家庭成員的經(jīng)濟能力以及經(jīng)濟水平有關外，還可能與家庭成員的責任擔當有關。父母一代的家庭權力與其家庭責任承擔情況(幫子女照顧孩子、做家務等)可能存在一定的相關性：幫助子女分擔家務、照顧孩子的父母，其家庭實權較大；不承擔或者承擔較少家庭責任的父母，其家庭權力也可能相對較小。為了驗證上述兩個假設，本文將利用“中國家庭生育決策機制調查”中的相關數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計檢驗。

三、結果與分析

(一)家庭權力分配狀況

1.家庭實權分配情況

為了分析家庭權力結構及其變動情況，本文選取了問卷調查中的“誰在家庭中更有實權？”這一問題的回答進行分析。問卷調查數(shù)據(jù)統(tǒng)計結果顯示，家庭權力的代際差異非常明顯，家庭權力主要掌控在丈夫和妻子一代，占比為94.47%，而父母一代的家庭權力地位非常低，只有5.53%的家庭權力被丈夫父母或妻子的父母所掌控，詳見表3。

表3 家庭權力分配結構 %

由此可見，家庭權力主要被年輕夫妻一代掌握，老年父母在家庭中的權力較小、地位較低，這與以往的相關研究結論一致，如個案訪談1和個案訪談2的情況所示：

【個案訪談資料1】：GXL，男，初中畢業(yè)。1990年出生于YN省QJ市LP縣SSG 村，2013年與鄰村的LYM在廣東打工認識后戀愛，并于2014年春節(jié)回家結婚。由于小倆口結婚前認識時間不長，婚后感情不是特別好，經(jīng)常鬧矛盾。有一次鬧得比較厲害，GXL的父親(GZH)出面調解，結果適得其反，不僅沒有緩和兒子兒媳的矛盾，反而將矛盾激化。LYM跑回娘家搬了“救兵”來鬧，最后LYM直接提出離婚。在雙方父母的勸和下，最后雖然沒有離婚，但是自此以后，GZH再也不敢摻合小兩口之間的事情。

由此可見，部分父親在家庭中的地位已經(jīng)明顯降低，甚至在家庭領域里根本沒有話語權。

【個案訪談資料2】：QXD，男，漢族，初中肄業(yè)。1993年出生于YN省QJ市SZ縣SDQ村，2014年到云南省紅河州做上門女婿。家里還有一個姐姐為了照顧父母嫁在本村。2019年因姐姐和姐夫想蓋新房卻沒有土地，QXD的父親QBA沒有與兒子兒媳商量便將一塊140平米左右的地送給了女兒女婿蓋新房。QXD發(fā)現(xiàn)后大發(fā)雷霆，要求姐夫補償10萬元的費用，否則要把新蓋的房子挖掉。父親從中調和并沒有解決問題，父子倆吵了一會，QXD就非常生氣地拿起菜刀要砍父親，有人報警后，最終在鄉(xiāng)鎮(zhèn)派出所和村委會的調解下，QXD的姐姐姐夫同意用另外一塊土地作為交換，事情才得以平息。自此之后，兩親家以及QBA父子倆都成了冤家，發(fā)誓老死不相往來。

該案例反映了家庭中的父親在財產(chǎn)方面的控制權非常低，財產(chǎn)如何分配不由父親一個人說了算，必須經(jīng)過兒子或其他家庭成員的同意，即便上述案例中的兒子已經(jīng)做了上門女婿，不在原生家庭中生活，但仍然具有較大的家庭權力。

進一步根據(jù)被調查對象的初婚年代進行分析，發(fā)現(xiàn)不同初婚隊列的家庭權力分配存在顯著的差異。雖然20世紀90年代以來，中國家庭以子權型家庭為主，但是隨著結婚隊列的推后，丈夫和妻子為主的子代在家庭中掌握更多實權的比例在降低，丈夫父母和妻子父母為主的親代在家庭中掌握更多實權的比例在增加。具體來看，1990年及以前結婚的隊列，子權型家庭占比97.62%，親權型家庭占比2.38%；1991—2000年結婚的隊列，子權型家庭占比98.19%，親權型家庭占比1.81%；2001—2010年結婚的隊列，子權型家庭占比95.41%，親權型家庭占比4.59%；2011年及以后結婚的隊列，子權型家庭占比90.99%，親權型家庭占比9.01%。這可能和以往的相關研究結論有所不同，大家的共識是隨著時代的發(fā)展，子代的家庭權力越來越大，親代的權力越來越小，但是本文的分析結果卻顯示自20世紀90年代以來，親權型家庭的比例雖然不高，卻呈增加的趨勢。

2.家庭財產(chǎn)掌控權情況

財產(chǎn)掌控權是反映家庭權力的核心內(nèi)容。在此次調查中，還調查了財產(chǎn)的掌管情況。根據(jù)財產(chǎn)的主要掌控者，將財產(chǎn)的掌控權分為：本人(妻子)掌控、 配偶(丈夫)掌控、夫妻共同掌控、妻子父母掌控、丈夫父母掌控以及其他群體掌控。統(tǒng)計結果顯示，家庭財產(chǎn)也主要被子代掌握，親代對家庭財產(chǎn)的控制權非常低，具體如表4所示。

表4 家庭財產(chǎn)掌控情況 %

與家庭實權的變化相似，隨著初婚年代的推后，老年父母一代掌握家庭財產(chǎn)的比例逐漸增加，子代的家庭實權出現(xiàn)了上移的趨勢，子權型家庭的占比略有減少。因此，本文提出的第一個研究假設被證實。家庭權力之所以出現(xiàn)上述變化軌跡，在很大程度上可能與父母對家庭做出較大貢獻有關。近年來，城市和農(nóng)村都普遍出現(xiàn)了隔代撫養(yǎng)現(xiàn)象，父母幫助子女照顧孫子女、做家務等，可能在一定程度上提高了老年父母的家庭地位，在家庭決策中增加了話語權。因此，有必要對家庭權力與代際支持的相關性進行分析。

(二)家庭權力與代際支持之間的關系

在中國傳統(tǒng)家庭中，父母與子女之間存在著“反饋式”的代際互動關系，即養(yǎng)兒主要是為了防老，父母把孩子養(yǎng)育成人，老了依靠子女贍養(yǎng)。即便在現(xiàn)代社會，父母在子女結婚后依然會在經(jīng)濟和生活等方面給予子女支持，那么父母的家庭權力是否會因此提高？為此，本文將家庭權力與家庭代際支持進行了列聯(lián)表分析，具體從家務勞動和孩子照料兩個方面展開分析。家庭權力與家務勞動承擔者之間的關系如表5所示。

表5 家庭權力與家務勞動承擔者之間的關系 %

統(tǒng)計結果顯示，家庭權力與家務勞動的承擔有顯著的關聯(lián)性。如果丈夫承擔的家務最多，那么丈夫在家庭中更有實權的比例也最高(占比50.89%)；如果妻子承擔的家務最多，家庭中最有實權的是丈夫的比例仍然較高(占比57.65%)，因此妻子多做家務不一定能夠提高家庭地位；如果是丈夫父母承擔的家務最多，不僅丈夫父母自身更有家庭實權的比例較高，且丈夫擁有實權的比例最高，因此丈夫父母多承擔家務具有血緣指向性的“代際疊加效應”，可以同時提高丈夫及其父母的家庭實權；如果是妻子父母承擔的家務最多，不僅妻子父母自身更有家庭實權的比例較高，而且妻子擁有家庭實權的比例也高，同樣具有血緣指向性的“代際疊加效應”。

綜上可知，代際支持與家庭權力代際分配之間存在顯著的相關性，夫妻雙方父母在家務方面提供代際支持都具有“代際疊加效應”。老人向子女提供的代際支持不僅包括幫助子女做家務，還包括幫忙子女照顧孩子，這也對家庭權力造成了影響，具體如表6所示。

表6 夫妻雙方父母是否幫子女照顧孩子與家庭權力之間的關系 %

表6的統(tǒng)計結果顯示，夫妻雙方父母是否幫助子女照料孩子影響家庭成員的家庭權力。妻子父母幫助照顧孩子，妻子及其父母在家庭中更有實權的比例高于沒有幫助照料的情況；丈夫父母幫助照顧孩子，丈夫及其父母在家庭中更有實權的比例也高于沒有幫助照料的情況。由此可見，夫妻雙方父母幫助照顧孩子，不僅可以提高自身的家庭權力地位，也有助于提升其子女的家庭權力地位。

(三)家庭權力與家庭成員經(jīng)濟貢獻之間的關系

相關研究發(fā)現(xiàn)，家庭權力與家庭成員的經(jīng)濟貢獻存在一定的關聯(lián)性。因此，本研究擬將家庭成員的經(jīng)濟收入作為控制變量納入模型進行回歸分析。家庭權力與家庭成員經(jīng)濟貢獻之間的相關性如表7所示。

表7 家庭權力與家庭成員經(jīng)濟貢獻之間的關系 %

可見，家庭權力與家庭成員的經(jīng)濟貢獻之間呈正相關關系，家庭成員中誰對家庭的經(jīng)濟貢獻最大，相應的家庭實權也更大，這與以往的研究結果較為一致。通常情況下，經(jīng)濟貢獻最大的家庭成員的財產(chǎn)控制權也可能是最大的，個案訪談3的訪談資料也可以作為一個有力的證據(jù)。

【個案訪談資料3】：DYH，男，1962年出生于YN省QJ市，主要從事糧油批發(fā)行業(yè)，經(jīng)濟收入較高。2021年2月他花了75萬元在QJ市郊區(qū)買了一套150平米的房子，在買房過程中DYH一直沒有和兒子兒媳商量過，房子過戶了兒子才知道父親買了一套房子。兒子兒媳非常生氣，認為父親花了這么多錢買了一套“沒有用”的房子，買房之前兒子兒媳一直嚷著說要在市區(qū)買一套學區(qū)房，因此DYH與兒子兒媳產(chǎn)生矛盾。在訪談時DYH說：“他們沒有權利指責我的錢花得對不對，我買這套房子全部都是用我的錢，他(她)們(兒子兒媳)沒有給我一分錢，我的錢我想怎么用就怎么用，他們沒有資格來指責我，何況這個房子等我老了過世以后也是給他(她)們的。他(她)們覺得學區(qū)房好，可以自己掙錢去買，我不會干涉他(她)們在哪買房子，如果他(她)們靠自己的能力買房子我很高興，絕對不會去干涉。

可見，經(jīng)濟因素是家庭權力分配的重要依據(jù)，不管是年老的父母一代還是子女一代，如果完全喪失了經(jīng)濟能力，在家庭領域中想要掌控財產(chǎn)大權較為困難。

(四)家庭權力與家庭成員受教育程度之間的關系

教育是人力資本的重要內(nèi)涵，也是人們改變社會經(jīng)濟地位的重要通道。家庭成員的受教育程度與其家庭權力之間也可能存在一定的關聯(lián)性，具體如表8所示。

表8 家庭權力與家庭成員受教育程度之間的關系 %

以被調查者本人(妻子)為例，隨著個人受教育程度的提高，其在家庭中更有實權的比例不斷提升。這與已往的研究結論一致。相關研究發(fā)現(xiàn)，隨著女性受教育程度、職業(yè)階層以及收入水平的提高，婦女獲得的家庭權力以及家庭資源越來越多[22]。個案訪談4的資料也可以證明這一點。

【個案訪談資料4】：QYY，女，漢族，YN省人，1988年出生，數(shù)學博士， 2015年與碩士研究生同學(ZY)結婚，ZY是SD人。倆人結婚后至今一直在YN省工作，只有過年的時候偶爾回SD。2017年7月QYY生育了一個男孩，于是QYY和ZY夫婦倆商量把SD的公公(ZY父親)請來幫忙，但公公在YN生活不習慣，也不能忍受兒媳婦對自己生活的安排指點，但因為兒媳婦學歷高，也不敢過分壓制兒媳，因此一直忍著。

由此可見，受教育程度的提高，對女性家庭權力的提升具有顯著的促進作用，案例中女性的博士學歷就極具“光環(huán)”。高學歷的家庭成員在家庭中也更受尊重，家庭地位也更高。此外，更高的受教育程度往往還代表著更高的收入水平，這也進一步鞏固了高學歷家庭成員的家庭權力。

(五)家庭權力代際分配的影響因素分析

前文分析僅限于兩個變量之間的獨立性檢驗，并沒有把家庭權力與代際支持、經(jīng)濟貢獻、受教育程度等變量綜合起來考慮，而且家庭權力的代際分配還可能與其他因素有關，比如地域和城鄉(xiāng)差異等。另外，還有一個比較重要的因素是家庭人口數(shù)量，這也可能影響了家庭權力，家庭權力代際分配的影響因素回歸模型如表9所示。

表9 家庭權力代際分配的影響因素回歸模型

由表9可見，模型的顯著性和解釋力度均較高。在控制了夫妻雙方及其父母的受教育程度、夫妻雙方經(jīng)濟收入、城鄉(xiāng)差異、省份和家庭人口數(shù)后，代際支持對家庭權力代際分配的影響仍然顯著。

首先，從家庭成員對家庭的經(jīng)濟貢獻來看，妻子的經(jīng)濟貢獻對家庭實權的代際分配沒有顯著影響，但是丈夫父母、妻子父母給子代家庭提供的經(jīng)濟支持對其家庭實權的影響非常大。再從孩子的照料情況看，丈夫父母照顧孩子使其家庭權力和地位有所改善，但是妻子父母照顧孩子對其家庭地位的改善不明顯。家庭權力還與家庭成員的責任擔當有關。父母一代尤其是丈夫父母的家庭權力與其家庭責任承擔情況(照顧孫輩、做家務等)存在顯著的相關性，幫助子女照顧孩子的父母，其擁有家庭實權的比例較高，不承擔或者承擔較少家庭責任的父母，其擁有家庭權力的比例相對較低。

其次，從家務勞動的承擔量來看，與丈夫相比，妻子在家承擔家務勞動的多少對其家庭地位沒有顯著影響。這可能與長期以來女性被認為就該是“賢內(nèi)助”的刻板印象有關，甚至很多女性自己也認為做家務、帶孩子等是自己的主要任務。而夫妻雙方父母向子女提供代際支持可以顯著改善年輕一代的家庭權力地位。因此，家庭權力除了與家庭成員的經(jīng)濟能力有關外，還與家庭成員的責任擔當有關。

需要說明的是，受教育程度、城鄉(xiāng)和省份差異、家庭人口數(shù)對家庭權力的代際分配影響也比較明顯，但是在本研究中僅將其作為控制變量，我們更關注的是代際支持的影響。

四、結論與建議

本研究使用2016年“中國家庭生育決策機制調查”相關數(shù)據(jù)，主要使用列聯(lián)表分析方法和二元Logistic回歸模型，并結合相關個案訪談資料，對中國家庭的代際權力分配及其位移軌跡影響因素進行分析，得出相關結論并提出對策建議。

(一)研究結論

1.家庭權力代際位移軌跡在縱向下移的過程中出現(xiàn)了回升的勢頭。隨著社會經(jīng)濟的發(fā)展變遷，家庭權力逐漸由父代向子代移動，子權型家庭占比保持在90%以上，親權型家庭占比不到10%。但是20世紀90年代以來，在家庭權力下移的過程中，親權型家庭的占比出現(xiàn)了回升的趨勢，年老一代在家庭中更有實權的比例有所增加。

2.家庭權力在水平方向上的變化出現(xiàn)了性別均衡化趨勢。隨著女性社會經(jīng)濟地位提升，在家庭中的權力地位越來越高，在家庭中更有實權的比例保持在40%左右。未來隨著女性經(jīng)濟能力的提升和受教育程度的進一步提高，家庭權力會更加趨于性別均衡化。

3.本研究提出兩個假設，即隨著父母給子女做出的“貢獻”越來越大，其家庭地位會有所改善(假設1)；家庭權力除了與家庭成員的經(jīng)濟貢獻有關外，還與家庭成員的責任擔當有關(假設2)。父母一代的家庭權力與其家庭責任承擔(照顧孩子、做家務等)存在一定的相關性，幫助子女照顧孩子的父母，其家庭權力地位較高，不承擔或者承擔較少家庭責任的父母，其家庭權力也可能相對較小，而且，在此過程還具有較強的血緣指向性的“代際疊加效應”，兩個假設均被證實。

4.“情感支持”對家庭權力也具有顯著的影響。家庭權力的維持僅僅依靠經(jīng)濟因素是不穩(wěn)定的。在家庭私人生活領域，代際之間的情感支持網(wǎng)絡也非常重要，家庭權力需要“經(jīng)濟”與“情感”兩個支點同時提供支撐。

(二)對策建議

為了改善家庭關系，提升家庭發(fā)展功能，本文提出如下對策建議：

1.本研究分析發(fā)現(xiàn)，雖說丈夫和妻子的家庭權力地位沒有顯著差異，但多做家務對于提高女性在家庭中的權力地位收效甚微。女性應通過接受更高層次的教育、具備更強的賺錢能力、提高經(jīng)濟收入來鞏固、提升其在家庭中的權力地位。

2.應當加強代際成員之間的互動。與國外的“接力式”家庭不同，中國的“反饋式”家庭比較注重子女婚后與原生家庭之間的關系。代際間互幫互助，不僅可以聯(lián)絡姻親關系，也有助于提升父母一代在子女家庭中的權力地位。年老一代可以向已婚子女提供代際支持，這種支持不一定是經(jīng)濟層面上的，也可以體現(xiàn)在生活照料方面，在力所能及的范圍內(nèi)幫助子女承擔一部分家務、幫忙帶孩子等，不僅有助于提高年老一代自身及其血緣子女的家庭權力，還可以享受天倫之樂[23]。當然，養(yǎng)育子女本是父母的責任，祖父母、外祖父母只能起到一些輔助性的作用，年輕人也不應該把孩子養(yǎng)育責任、家務勞動全部甩給父母，家庭權力和家庭責任都應當在不同代際之間合理分配，這樣才更有利于家庭關系的維系。

(三)研究展望

本文將情感支持網(wǎng)絡與生活支持因素納入家庭權力代際分配的分析框架，彌補了以往相關研究的不足且具有一定的理論創(chuàng)新。但是本文囿于數(shù)據(jù)限制，也存在一些明顯的不足：首先，本研究在將經(jīng)濟因素作為控制變量的時候，只納入丈夫和妻子的收入，而缺乏夫妻雙方父母的收入數(shù)據(jù)，這可能會對研究結果產(chǎn)生一定的影響。因此，為了減少這一誤差，在建立模型回歸分析時，只能選取模糊的經(jīng)濟水平變量加以替代，即用“家庭經(jīng)濟貢獻”來替代經(jīng)濟因素。其次，本文的代際支持實際上只考慮了父母為子女提供的代際支持，并沒有考慮到反向的子代對親代的代際支持。再次，本研究發(fā)現(xiàn)，家庭人口數(shù)對家庭權力也具有顯著的影響，而且現(xiàn)有研究也缺乏相關討論分析，但是本文只是將其作為控制變量加以分析，只能在后續(xù)的研究中進一步補充。