董曉帥， 覃雯， 余林

1.西南大學 心理學部， 重慶 400715； 2.西南大學 心理健康教育研究中心， 重慶 400715

代際關系是家庭內部兩代人或隔代人相互依存、 相互作用形成的某種關系， 是最重要的家庭關系之一[1]． 老年期由于社交水平下降， 家庭關系就成為最重要的社交變量， 會對老年人晚年身心產生重要影響． 代際關系的弱化加劇了老人的孤獨感和無用感， 進而增加了他們的自殺率[2]； 相反， 良好的代際關系不僅能顯著改善老年人的身體健康水平， 提升主觀幸福感和生活滿意度， 還能使他們得到更多的代際支持， 提高生活質量[3-5]． 從家庭的角度出發(fā)， 代際關系包括經濟支持、 生活照料和情感溝通， 是目前代際關系被研究最多的3個維度[1，6]． 有研究發(fā)現(xiàn)[7-8]， 照料關系和情感支持都能顯著正向預測老年人的自評健康； 經濟支持不僅能改善老年人的生活狀況， 傳遞子女的孝心和關愛， 還能提高他們的生活滿意度[9].

在以往關于代際關系影響因素的研究中， 距離被認為是影響代際間聯(lián)系頻率最顯著的因素， 距離越近， 聯(lián)系頻率越高， 代際關系的質量也越高[10]． 當前中國社會以居家養(yǎng)老為主要養(yǎng)老模式， 這種模式有助于促進家庭成員間的交流和代際關系的良性發(fā)展[11-13]． 但隨著我國老齡化進程的加快和公共服務的社會化， 社會機構養(yǎng)老成為養(yǎng)老模式的重要組成部分， 從居家養(yǎng)老到機構養(yǎng)老的轉變也成為老年期的重大生活事件[14]． 居家養(yǎng)老和機構養(yǎng)老的最大區(qū)別在于： 距離的增加減弱了代際親情紐帶， 使老年人更易產生負性情緒， 從而降低心理健康水平[15-16]． 目前對老年期代際關系發(fā)展軌跡的研究相對缺乏， 有研究[17]發(fā)現(xiàn)隨著年齡的增大， 子女會增加經濟和情感上的支持． 不過當前研究較一致的看法是， 采取機構養(yǎng)老的老人心理健康狀況明顯低于居家養(yǎng)老的老人， 他們與家人互動時間短、 難以及時進行情感交流， 易產生孤獨、 焦慮、 抑郁等負性情緒[15]， 不利于甚至阻礙代際關系的發(fā)展； 而家庭養(yǎng)老更容易發(fā)揮家庭親情和子女關愛的優(yōu)勢， 具有和諧孝道的機遇[18]， 有利于代際關系的維護． 據(jù)此， 本研究提出假設1： 從居家轉到機構養(yǎng)老的老人其代際關系低于一直居家養(yǎng)老的老人， 且隨著時間增長差距增大.

此外， 老年人代際關系還受其他因素的影響． 老年女性代際關系的積極效應高于男性[8]； 經濟狀況較好的老人會給子女提供更多的向下支持[19]， 從而增加代際關系； 農村老人可從子女中獲得更多代際經濟支持[20]； 配偶作為影響家庭關系的重要主體會正向影響代際關系[21-22]； 無子女化與老年人較低的生活滿意度、 較高的焦慮水平及孤獨感有關[23-24]； 此外， 隨著年齡增長， 老年人身體機能衰退， 子女的供給會相應增加[25].

當前有關養(yǎng)老模式與老年人代際關系的研究多采用橫斷研究方法， 有研究發(fā)現(xiàn)[10，16，18]， 機構養(yǎng)老的老人的代際關系弱于家庭養(yǎng)老的老人， 特別是情感維度． 這對我們了解養(yǎng)老模式變化對老年人代際關系的影響有重要的啟示． 但橫斷研究也有不足： 首先， 對代際關系隨時間變化的縱向研究的缺乏， 使得代際關系隨養(yǎng)老模式變化的動態(tài)發(fā)展難以被清晰闡釋； 其次， 橫斷研究不清楚機構養(yǎng)老老年人的初始代際關系， 難以將其與距離對代際關系的影響區(qū)分開； 第三， 伴隨養(yǎng)老模式變化， 老年人代際關系除了受到距離的影響， 是否還受其他因素的影響尚不明確． 為此， 本研究采用橫斷和縱向比較的范式探討隨著養(yǎng)老模式改變， 老年人代際關系的變化軌跡及其影響因素， 并提出假設2： 老年人代際關系受年齡、 性別、 配偶狀況、 子女數(shù)量、 居住地、 生活質量和健康狀況的影響， 且這些變量可以調節(jié)代際關系隨時間的變化趨勢.

1 方法

1.1 被試

數(shù)據(jù)來源于中國老年健康影響因素跟蹤調查(Chinese Longitudinal Healthy Longevity Survey， CLHLS)數(shù)據(jù)庫， 數(shù)據(jù)質量得到國內外學者普遍認可.

1.2 養(yǎng)老模式變化

在幾次連續(xù)測量中均為居家養(yǎng)老， 即不變， 編碼為0； 從居家養(yǎng)老轉變?yōu)闄C構養(yǎng)老， 即有變化， 編碼為1.

1.3 人口學變量

根據(jù)2019年聯(lián)合國對各階段年齡劃分標準， 將老年人分為： 65～79歲的年輕老人， 編碼為0； 80歲及以上的高齡老人， 編碼為1； 女性編碼為0， 男性為1； 無配偶編碼為0， 有配偶為1． 根據(jù)測量內容， 子女數(shù)量為連續(xù)變量． 非農村編碼為0， 農村為1． 自評生活質量和自評健康狀況“非常好”“好”“一般”“糟糕”和“非常糟糕”分別編碼為1，2，3，4，5.

1.4 數(shù)據(jù)篩選

本研究共納入47 803個被試， 剔除65歲以下的被試、 缺失值、 只參加過一次調查的被試、 中途復回居家的被試、 一直機構養(yǎng)老的被試及無子女的被試， 剩余能構成追蹤的被試13 091個， 包括12 926個養(yǎng)老模式無變化和165個養(yǎng)老模式有變化的被試.

1.5 代際關系

本研究中代際關系主要包括“接受子女照料”“與子女交談”“與子女分享想法”“接受來自子女的幫助”“子女是否頻繁拜訪”5個方面[5，26]． 分別對應CLHLS中的“您生病時誰來照料您”“日常生活中最常與誰說話”“內心有想法時一般告訴誰”“遇到問題和困難最先找誰來幫忙解決”“您的子女經常拜訪您嗎”5道題目． 若答案中包含老人的子代及其配偶或孫輩及其配偶則視為代際關系互動． 代際關系得分由5道題目相加而來， 總分為5分(表1).

表1 代際關系變量及數(shù)據(jù)處理情況

2 統(tǒng)計方法

采用線性回歸分析養(yǎng)老模式變化、 年齡、 性別、 配偶狀況、 子女數(shù)量、 居住地、 自評生活質量、 自評健康狀況等與老年人代際關系之間的關系； 采用多層線性模型(Hierarchical Linear Modeling， HLM)追蹤分析老年人代際關系的變化軌跡及其影響因素.

3 結果

3.1 樣本數(shù)據(jù)說明

CLHLS從2002年起共進行了6次調查， 將測量序次編碼分別設為0，1，2，3，4，5． 其中0代表養(yǎng)老模式不變組第一次居家的測量或養(yǎng)老模式變化組最后一次居家的測量， 即初始狀態(tài)； 1-5代表初始狀態(tài)后測量的序次． 對2組代際關系隨測量序次(時間)的變化進行趨勢檢驗， 發(fā)現(xiàn)代際關系的縱向發(fā)展呈現(xiàn)出顯著的線性趨勢(F=54.22，p<0.001).

3.2 代際關系的橫斷分析

傳統(tǒng)橫斷研究往往采用某次調查數(shù)據(jù)進行分析， 為了更準確反映結果， 本研究采用2種數(shù)據(jù)處理方法進行比較： ①以同一被試6次數(shù)據(jù)中重復測量的代際關系得分的平均值為因變量進行總體的線性回歸分析； ②6次數(shù)據(jù)中代際關系的每次得分作為因變量分別進行線性回歸， 隨后比較回歸結果.

表2 養(yǎng)老模式變化與代際關系平均值回歸分析

對6次代際關系得分進行分析發(fā)現(xiàn)， 除2002年自評健康狀況越差的老年人代際關系顯著更低， 其余5次的回歸分析結果與之前的結果基本一致(表3).

表3 每次數(shù)據(jù)養(yǎng)老模式變化與代際關系回歸分析

3.3 代際關系的縱向變化

為了進一步探索不同養(yǎng)老模式變化的老年人代際關系的變化趨勢， 本研究從2個層級進行多層線性模型分析(圖1)： Level1測量層， 描述代際關系隨時間的變化； Level2個體層， 描述個體代際關系發(fā)展的差異． 由于CLHLS從2002年起每3年進行1次， 其截距有明確的含義(即初始狀態(tài)代際關系得分)， 本研究以代際關系為因變量， 時間、 養(yǎng)老模式變化、 年齡、 性別、 配偶狀況、 子女數(shù)量、 居住地、 自評生活質量、 自評健康狀況為自變量進行跨層次的多層線性模型分析， 描述統(tǒng)計結果見表4.

圖1 多層模型

表4 描述統(tǒng)計

3.3.1 隨機系數(shù)回歸模型

零模型研究可以使其研究對象數(shù)據(jù)具有跨層次分析的統(tǒng)計合理性[27]， 在零模型的基礎上采用隨機系數(shù)回歸模型(random-coefficients-regression model)進行分析發(fā)現(xiàn)， 本研究中初始狀態(tài)代際關系平均值γ00=3.13， 追蹤期間代際關系呈顯著上升趨勢(γ10=0.16，p<0.001)， 平均上升速度為0.16． 第一水平的截距τ00和斜率τ11表明初始狀態(tài)老年人的代際關系存在顯著的個體差異， 并且在追蹤期間， 代際關系的變化速度存在顯著的個體差異． 模型擬合度得到改善(表5).

表5 多層線性模型分析結果

3.3.2 全模型

將所有變量納入全模型(The Full Model)檢驗2個層級的自變量對代際關系的影響.

本研究結果發(fā)現(xiàn)， 隨著時間的推移， 老年人的代際關系總體呈上升趨勢(γ10= 0.19，p<0.001)， 并受到其他因素的影響， 同時這些因素還會調節(jié)代際關系隨時間的變化速度． 在控制其他變量后， 養(yǎng)老模式有變化的老人初始代際關系顯著低于不變的老人(γ01=-1.52，p<0.001)， 養(yǎng)老模式變化負向調節(jié)老年人代際關系的變化速度(γ11=-0.16，p=0.059)； 年輕老人的初始代際關系顯著低于高齡老人(γ02=0.23，p<0.001)， 年齡正向調節(jié)老年人代際關系的變化速度(γ12=0.05，p=0.004)； 老年男性初始代際關系顯著低于女性(γ03=-0.14，p<0.001)， 性別對老年人代際關系變化速度的調節(jié)作用不顯著(γ13=-0.02，p=0.296)； 有配偶的老人的代際關系顯著低于無配偶的老人(γ04=-2.29，p<0.001)， 配偶狀況正向調節(jié)老年人代際關系的變化速度 (γ14=0.06，p<0.001)； 子女數(shù)量越多， 老人的初始代際關系越好(γ05=0.08，p<0.001)， 子女數(shù)量對老年人代際關系變化速度的調節(jié)作用不顯著(γ15=0.01，p=0.595)； 農村老年人的代際關系高于非農村的老年人 (γ06=0.12，p<0.001)， 居住地對老年人的代際關系變化速度的調節(jié)作用不顯著(γ16=0.01，p=0.728)； 自評生活質量越高的老人代際關系越高(γ07=-0.20，p<0.001)， 且其正向調節(jié)老年人代際關系的變化速度(γ17=0.03，p=0.038)； 自評健康狀況對老年人代際關系的影響不顯著(γ08=-0.01，p=0.483)， 調節(jié)作用也不顯著(γ18=0.02，p=0.218).

4 討論

4.1 老年人養(yǎng)老模式變化、 時間對代際關系的影響

本研究橫斷研究結果與以往研究一致[15，18]， 即養(yǎng)老模式變化的老人比不變老人的代際關系顯著偏低； 縱向研究結果顯示， 養(yǎng)老模式變化老人的初始代際關系顯著低于不變的老人， 同時養(yǎng)老模式有變化會抑制代際關系的上升速度， 驗證了假設1.

通常， 居家養(yǎng)老的老人代際關系更高[11，13，28]． 居家養(yǎng)老的老人一般尚可自食其力， 為家庭貢獻力量， 如照顧兒孫等． 基于代際互換理論， 子女也更容易做出孝順父母的行為， 代際雙方形成緊密聯(lián)系， 從而促進代際關系的發(fā)展[29]． 養(yǎng)老模式變化后， 老人在養(yǎng)老機構中互動的主要人選從子女逐漸過渡到機構的工作人員、 朋友等[30]， 更多依賴社會網(wǎng)絡的“弱聯(lián)結”[31]， 導致代際關系下降． 但本研究發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老模式變化的老人的初始代際關系低于不變的老人， 所以已有研究發(fā)現(xiàn)的機構養(yǎng)老的老年人代際關系顯著降低， 可能與他們本身的代際關系較差有關． 現(xiàn)有研究也發(fā)現(xiàn)， 代際關系越融洽的老人， 其機構養(yǎng)老意愿越低[28]， 說明機構養(yǎng)老的老人代際關系本來就偏低[32].

那么養(yǎng)老模式變化是否會對代際關系產生負面影響呢？本研究發(fā)現(xiàn)， 老年人的代際關系隨著時間增長呈顯著的上升趨勢． 原因可能在于年輕老人自身行為能力較強、 與配偶及社會互動較多， 對代際互動的需求相對較低， 表現(xiàn)出較差的代際關系； 隨著年齡的增加， 老人體質日趨下降， 健康問題越發(fā)突出， 對子女的依賴程度加深[33]， 從而增加了代際互動． 雖然老年期代際關系總體呈增長趨勢， 但不同養(yǎng)老模式下的變化趨勢是不同的， 從居家到機構的養(yǎng)老環(huán)境轉變對老人代際關系的上升有抑制作用， 這意味著機構養(yǎng)老可能不利于代際關系的發(fā)展， 對其有負面影響． 伴隨著養(yǎng)老模式轉變， 親代與子代的距離增加， 聯(lián)系頻率減少， 養(yǎng)老機構的老人與子女的親情紐帶減少[34]， 給代際關系特別是代際情感溝通帶來沖擊[10].

4.2 老年人其他個體變量對代際關系的影響

本研究均發(fā)現(xiàn)年齡、 性別、 配偶狀況、 子女數(shù)量、 居住地、 自評生活質量等對代際關系的影響差異顯著， 僅有年齡、 配偶狀況、 自評生活質量可調節(jié)代際關系的變化速度， 部分驗證了假設2.

與以往研究結果一致， 本研究發(fā)現(xiàn)老年女性的代際關系高于男性． 母親與子女的關系更親近， 也可能擁有更多社會支持和替代情感支持來源[35-36]． 有研究發(fā)現(xiàn)[37]， 男性傾向于將上行式代際關系作為家庭關系的主軸， 女性則更看重下行式代際關系， 隨著年齡增長， 上行式代際關系式微， 女性則從社會活動中獲得更多的支持[35]． 縱向結果發(fā)現(xiàn)， 性別對代際關系變化速度的調節(jié)作用不顯著， 這說明男性隨著年齡的增長， 也越來越重視下行式代際關系.

雖然配偶可能是代際關系的負向影響因素， 但隨著時間增長， 它又是代際關系上升的催化劑． 中國家庭關系呈現(xiàn)夫妻關系與代際關系雙軸并重的格局， 二者均為家庭關系的主軸[37]． 配偶健在的老人以夫妻關系為主， 輔之以代際關系； 而無配偶的老人只能以單一的代際關系為主， 導致有配偶老人的代際關系反而比無配偶老人更低． 但在縱向研究中， 配偶健在的老人與配偶的互動部分彌補了與子女互動的欠缺， 使配偶狀況正向調節(jié)老年人的代際關系變化速度.

本研究發(fā)現(xiàn)子女數(shù)量越多的老人代際關系越高． 老年人與其子女之間關系的質量能夠影響其對家庭功能和結構的感知[38-40]． 子女越多， 代際互動的可能性也越大， 越能提供更加細致全面的支持和幫助[41]， 進而有更高的生活滿意度[29]． 但縱向研究發(fā)現(xiàn)子女數(shù)量對老年人代際關系的調節(jié)作用不顯著， 其原因可能在于高齡老人所需要的情感、 經濟乃至身體照料因各種現(xiàn)實原因， 比如不患寡而患不均等思想的影響， 可能出現(xiàn)子女間的相互推諉， 導致多子女的優(yōu)勢無法體現(xiàn).

本研究發(fā)現(xiàn)自評生活質量能夠正向調節(jié)老年人的代際關系變化速度， 但是自評健康調節(jié)作用不顯著． 通常自評生活質量較高的老人擁有更多資源(如收入更高)， 可以為子女提供更多的代際支持， 增加代際互動并調節(jié)代際關系[19，42-43]． 身體健康狀況較差的老人需要的生活照料較多， 但長期的生活照料可能出現(xiàn)久病、 重病無孝子等現(xiàn)象[44]， 從而影響代際關系； 身體健康狀況較好的老人， 雖然獨立性較強， 不利于代際關系， 但他們與子女代際有正常的雙向聯(lián)系， 甚至更多的向下支持， 又能提高代際關系[42]， 導致自評健康狀況的調節(jié)作用不顯著.

5 研究的不足

1) 采用縱向分析工具HLM6.08仍有局限， 后續(xù)會嘗試用其他工具進行HLM的交互作用分析；

2) 在被試選取方面， 因數(shù)據(jù)量的原因僅納入了一直居家養(yǎng)老和從居家轉變?yōu)闄C構養(yǎng)老單向變化的被試進行研究， 希望后續(xù)有機會對其他被試的代際關系變化進行研究；

3) 由于老年人是本研究的主體， 主要考慮了老年人方面的代際關系影響因素， 子代層面的影響因素考慮較少.