“同在一個屋檐下”：居住安排、居住觀念與農村老年人幸福感研究

黃建宏 邱幼云

（1.中共廣東省委黨校科社部 廣東 廣州 510053；2.杭州師范大學錢江學院 浙江 杭州 310018）

中國農村老年人與子女同住在過去是一種極為普遍的現象，這不僅是中國傳統家庭責任文化作用的結果，而且是中國農村人口快速增長以及住房嚴重短缺雙重驅動的產物，老年人在客觀上只能選擇且主觀上也非常愿意與子女一同過著“蝸居”生活。但這種居住形態伴隨農村經濟體制改革和農村生活條件的改善以及農民傳統文化觀念的變遷而發生變化，有些老年人在主觀上已經開始認同與子女分開居住。由城市市場化改革驅動的農村子女外出務工現象以及受現代化進程影響的家庭結構核心化，更是使得老年人與子女“同在一個屋檐下”的客觀局面被日漸打破，其帶來的直接后果便是動搖了老年人傳統照料模式的家庭基礎。在這種現實背景下，基于原有同居模式下的老年人幸福效應是否會發生變化？這是一個值得討論的問題，政策上有助于尋找適合老年人的最優居住安排。

一、文獻綜述

有關居住安排與幸福感之間的關系研究已經形成了兩個經典且針鋒相對的理論假設。一是認為那些與子女后代一起居住的老年人有較高幸福感，而分居則會損害老年人福祉，因為共同居住有助于老年人獲得更加方便的包括物質和精神支持在內的日常照料[1][2]，即是說同住家庭能夠滿足老年人的情感需求以及為老年人提供工具性支持。這種觀點也被稱為家庭支持理論，其受到的最大質疑是：現代科學技術如通訊和交通的進步大大降低了空間距離對親子間的情感以及物質交流所帶來的制約性影響，現代養老服務業的發展以及政府社會保障的日益成熟更是降低了老年人對后代的經濟依賴。二是從家庭成員間的關系與隱私空間出發，認為與后代一同居住并不能提升老年人幸福感，因為共同居住可能會引發家庭成員之間的緊張關系，甚至還可能發生激烈沖突或其他消極的交往形式，也可能因為共同居住而導致缺乏私人隱私和產生代際矛盾，或因為與家人同住會產生代際交換尤其是照看孫子女而加速老人身體衰退[3][4][5][6]，從而對老年人幸福感產生負面影響，這種觀點被稱為家庭沖突理論。很顯然，兩種理論對于居住安排作用于老年人幸福感的解釋機制具有相似性，隱藏的共同假設是：老年人與子女后代的居住距離越近則在日常照料方面越方便，但在日常互動方面越會產生摩擦。

后續研究為了完善上述兩種理論觀點而提出了許多建議：一是居住安排作用于老年人的幸福感總是受到其他因素的調節，這些因素主要有代際關系、情感健康、人際關系以及住房條件等。有研究認為代際關系即老年人從成年子女那里獲得的支持以及老年人與其他家庭成員的互動等就是重要調節因素[7]，因為一個良好的代際關系往往意味著老年人能夠獲得更好的日常照料以及較少的摩擦和沖突。另一項研究則認為兩代夫妻是否“一同居住”同樣會調節居住安排與老年人幸福感的關系：僅與配偶同住或僅與子女夫妻同住確實有助于提升老年人主觀幸福感；但老年人夫妻與子女夫妻同住，則老年人主觀幸福感會出現下降，老年人夫妻與多對子女夫妻同住，則老年人主觀幸福感同樣會下降[8]。一個合理的解釋是，當一種居住安排存在著老年人夫妻“權力中心”時，就會容易在家庭日常決策過程中與子女夫妻“權力中心”產生矛盾和沖突，從而導致老年人主觀幸福感的下降。

二是居住安排在模型構建過程中常常被看成是外生變量，而實際上它有可能是一個內生變量。既有居住安排對于大多數老年人來講往往不是一種最優選擇，它主要是老年人根據實際情況作出選擇的一種結果，老年人的居住偏好與實際居住情況并未一致。現實中，老年人的居住選擇往往與自身資源稟賦有關，有研究發現與子女同居的幸福效應只有在老年人處于危機時才會發生[9]，即是說當老年人自主能力較強時，同居作為一種被迫選擇并不會提升老年人的幸福感。另外，老年人的居住選擇同樣要考慮文化觀念問題。在中國，有些老年人傾向于選擇與后代尤其是兒子共同居住，就是因為傳統家庭責任以及規范文化的影響，這些老年人往往有較高的幸福感，而那些被迫選擇獨居的老年人則常伴隨嚴重的孤獨感。在南歐國家，“家庭主義”文化常常促使老年人選擇與后代一起居住；但在北歐國家，追求“個體主義”的老年人往往偏好與子女后代分開居住，因為他們可以從家庭勞務中解脫出來而有更多時間去享受自由的晚年生活[10]，與后代同居實際上是貧困的表現[11](P110)。受不同文化觀念的影響，相同居住安排的生活福利效應可能不同甚至出現截然相反的情形。有研究指出，與文化觀念保持一致的居住安排能夠產生積極效應，否則居住安排的積極效應將被削弱[12]。所以有關居住安排與老年人幸福感的關系研究需要納入文化觀念問題，在傳統文化觀念尤為濃厚的中國農村地區更是如此。

梳理現有文獻后發現，后續研究需要在兩個方面加以深化：一是在理論上要進一步討論居住安排作用于老年人幸福感的多元內在機制。家庭支持理論和家庭沖突理論基本默認居住安排通過家庭內部機制如代際關系而影響老年人的幸福感，但實際上不同居住安排也有可能通過家庭外因素如人際關系網絡而作用于老年人幸福感。如有研究發現那些與子女分居后住在養老機構的老年人由于原有社會關系網絡被阻斷而缺乏與他人互動以及社會支持，這些老年人往往表現出較低的幸福感和較差的健康狀況[13]。二是在方法上要進一步解決老年人在居住安排上的自我選擇效應。老年人的居住選擇往往受其他因素如傳統文化觀念的影響，這些因素在模型建構過程中如果不加以控制和處理就會產生有偏差的估計，如那些選擇與子女后代分居的老年人在現實中有可能本身就具有更強的自主能力且健康狀況較好，這些老年人也許并不會有孤獨感和不幸福感。本文將在調查數據的基礎上重點對居住安排與農村老年人幸福感的關系展開實證研究并分析這種關系發生作用的內在機制。

二、變量選取與描述性統計

本文所采用的“2016 年中國家庭追蹤調查數據（China Family Panel Studies，以下簡稱CFPS）”覆蓋全國25 個省/市/自治區的16000 戶家庭樣本，調查對象包含樣本家戶中的全部家庭成員，為本研究探討居住安排與農村老年人幸福感的關系提供了數據保證。值得定義的是，本文將年齡在60歲以上的群體稱為老年人。樣本篩選主要根據家庭關系問卷中的“年齡”變量和“個人是否健在”變量，保留仍然在世的60 歲以上的老年人。另外，本文對于幸福感未作填答的老年人也不列出分析。最終共獲得4037 個有效農村老年人樣本和3659個城市老年人樣本，本文重點分析農村老年人樣本。

既有研究對因變量即幸福感的測量有單一量表和多維量表兩種方法，單一量表一般只是測量整體生活評價，而多維量表則從多個維度測量個體幸福感。當前國內多數研究主要采用單一量表[14]。2016CFPS 對幸福感的測量題目為“您覺得自己有多幸福”，被訪問者根據自己對幸福的主觀感受打分，分值范圍被設定為0～10 分，0 表示幸福感最低，10 代表幸福感最高。2016CFPS 農村老年人幸福感的分布為：最不幸福填答為0 分的比例只有0.99%，最幸福填答為10 分的比例高達26.46%。分城鄉差異來看，農村老年人幸福感填答在7～10分段的比例略低于城市老年人，而幸福感填答在0～6 分段的比例則略高于城市老年人（見圖1）。中國城市老年人的幸福感顯然略高于農村老年人幸福感。本文進一步將農村老年人幸福感處理成二分類變量，即0～5 分為“不幸福”，所占比例為25.09%，6～10 分為“幸福”，所占比例為74.91%。

圖1 老年人幸福感的城鄉分布差異 單位：%

居住安排是本文的重要解釋變量，研究者常常根據研究問題的不同而劃分不同類型。一種比較常見的劃分類型為獨居、僅與配偶居住、與子女（包括孫子女）同居、與其他親屬同居以及與不相關的人同居等五種方式[15]。居住安排也被簡單地劃分為同代人居住與不同代人居住兩種類型。倘若考慮到三代人的居住模式，居住安排的劃分類別將更加復雜。本文在這里僅考慮兩代人的居住安排模式，居住安排分為與子女同住和與子女分住，所占比例分別為45.73%和54.27%。本文還涉及代際關系、鄰里情感和文化觀念三個解釋變量，這些變量對居住安排與老年人幸福感的關系會產生調節作用：一是代際關系（很不親近＝1、不大親近＝2、一般＝3、親近＝4、很親近＝5）；二是代際聯系頻率（從不＝0、幾個月一次＝1、一月一次＝2、一月2－3次＝3、一周1－2 次＝4、一周3－4 次＝5、幾乎每天＝6）；三是代際見面頻率（從不＝0、幾個月一次＝1、一月一次＝2、一月2－3 次＝3、一周1－2 次＝4、一周3－4 次＝5、幾乎每天＝6）。鄰里情感的測量題目為：“您對您所住的小區有感情嗎？”本文分別賦值“非常沒有感情”為1、“比較沒有感情”為2、“一般”為3、“比較有感情”為4 和“非常有感情”為5。

圖2 農村老年人主客觀同居在不同年齡段上的分布差異 單位：%

對于居住文化觀念的測量在2016 年CFPS 問卷中并沒有調查，但可從2014 年CFPS 問卷中獲得，問卷調查要求被訪問者從1 到5 選擇某一數字表達對“兒子結婚后應和父母住在一起”的認同程度，1 為非常不同意，5 為非常同意。本文進一步將其設定為二分類變量，回答分值為1～3 則賦值為0，這里稱為主觀分居，即觀念上比較認同不應與兒子同住，占比為34.21%；回答分值為4～5 則賦值為1，稱為主觀同居，即觀念上傾向于同后代兒子一起居住，占比為65.79%。很顯然，多數農村老年人的“同居”觀念仍然根深蒂固，但實際上多數老年人又與子女分開居住。圖2 進一步統計了農村老年人的主觀客同居在不同年齡段上的分布差異，從圖的分布趨勢來看，有以下幾個特征：一是80 歲（不含）以下農村老年人主觀上認同同居的占比平穩，而80 歲以上農村老年人主觀上認同同居的占比波動較大，81 歲和84 歲的農村老年人主觀上認同與兒子居住的比例分別是81.13%和51.61%，兩者相差29.52%。二是農村老年人隨著年齡的增加事實上與子女同住的比例基本上也在增加，85 歲以上的老年人事實上與子女同居的比例高達71.21%。三是農村老年人主觀上認同同居的比例普遍高于事實上的客觀同居比例，主觀同居占比減去客觀同居比例的差距在71 歲以下的農村老年人群體中呈上升趨勢而在71 歲以上的農村老年人群體中則呈下降態勢，總體上有很大一部分農村老年人在主客觀上的居住安排并不一致。

除上述幾個主要解釋變量外，本文對其他變量進行控制。一般地，社會經濟地位以及個體教育水平常常被視為能夠對個體幸福感產生影響的重要因素[16]。當然，有研究作了更進一步的細分，認為影響幸福感的主要因素有：家庭內部關系、收入水平、工作狀態、社區人際關系、健康、自由和生活哲學[17](P88)。根據既有研究，本文需要控制的變量除老年人自身個體層面的特征如性別（男性＝1，女性＝0）、年齡、教育年限、戶口（農村戶＝0，城市戶＝1）、配偶同住（有＝1，無＝0）、工作狀態（有＝1，無＝0）、個體地位以及行動獨立（是＝0，否＝1）之外，還有住房擁擠程度等家庭變量。問卷從戶外活動、進餐、廚房活動、公共交通使用、購物、衛生清潔、洗衣等維度對老年人的行為獨立性展開調查，行為不獨立指老年人只要在上述幾個維度中存在任何一種或幾種不獨立的情形。表1 同時列出了老年人以及子女變量的基本分布。有一點需要說明的是：表1 中的代際關系、見面頻率、聯系頻率、子女年齡、子女性別、子女教育、子女婚姻、子女戶口等變量對于同住老年人則僅僅統計同住子女的基本情況，對于分住老年人則統計所有分住子女的基本情況，對于連續變量如代際關系、見面頻率、聯系頻率、子女年齡及子女教育則求平均值，對于二分類變量如子女性別、子女戶口及子女婚姻則求占比。文中涉及變量的描述性統計見表1。

表1 變量的描述性統計

三、回歸結果及分析

（一）老年人幸福感影響分析：差異性

本文因變量為幸福感，0～5 分為“不幸福”，賦值為0，6～10 分為“幸福”，賦值為1，屬于二分類變量，應采用二元選擇的Logit 模型：Logit（yi）=β0+βixi+Λi+ε。yi表示幸福感，xi表示居住安排，Λi 表示控制變量，ε 表示誤差項。另外，考慮到以全國性樣本做模型估計時往往存在地區間影響的異質性問題，本研究在STATA 中進行回歸分析時使用“cluster”命令來調整樣本在社區層次上的聚焦效應。

表2 顯示了老年人幸福感影響的城鄉差異。從控制量來看，教育年限、個體地位、配偶同住、戶口、行動獨立以及文化觀念都與老年人幸福感有顯著關系，年齡與老年人幸福感的顯著關系則只發生在城市地區。從表2 統計結果來看，“同在一個屋檐下”的幸福收益只發生在農村老年人群體中，系數在5%水平下顯著。城市老年人與子女“同在一個屋檐下”并不會產生顯著的幸福收益。進一步計算可知：在農村，與子女同住的老年人的幸福感發生比將是那些分住老年人的1.19（e0.178=1.19）倍。很顯然，“同在一個屋檐下”是否給老年人產生幸福感收益需要考慮城鄉差異問題。

居住安排對農村老年人幸福感的影響是否受到傳統文化觀念的調節？表2 將傳統文化觀念設定為主觀同居和主觀分居兩種類型并在此基礎上統計了同住與幸福感之間的關系。從表2 主觀同住模型的統計結果來看，農村老年人與子女同住的幸福感發生比是與子女分住的1.25（e0.224=1.25）倍，系數在5%水平下顯著。而從表2 主觀分住模型的統計結果來看，與子女分住并沒有給那些主觀上認同分住的農村老年人帶來幸福感收益。很顯然，“同在一個屋檐下”只有在農村老年人主觀上也傾向于同住的情形下才會產生幸福收益。對于那些主觀上不喜歡跟子女后代同住的農村老年人來講，選擇“同在一個屋檐下”抑或分開居住并不會導致老年人幸福感的顯著變化。

表2 老年人幸福感的回歸結果：城鄉差異與觀念差異

（二）農村老年人幸福感影響分析：作用機制

家庭沖突理論和家庭支持理論主要從家庭內代際關系或互動來解釋居住安排與老年人幸福感之間的關系，這就忽視了居住安排有可能通過家庭外因素如關系資本而對老年人幸福感產生作用。為了進一步弄清楚居住安排與老年人幸福感發生聯系的作用機制，有研究分析了居住安排與代際見面頻率的關系[18]，因為理論上假設不同的居住安排會通過影響代際情感交流而作用于老年人幸福感。采用類似方法，表3 在控制了老年人以及子女的個體特征變量后分析了居住安排與代際關系、聯系頻率、見面頻率及鄰里情感的關系。統計結果表明：一是與子女同住并不會影響農村老年人與子女之間的代際關系，也不會影響農村老年人對所在小區的情感認同，同住顯然并不會通過影響代際關系及小區情感而作用于老年人幸福感；二是與子女同住確實會影響農村老年人與子女的聯系頻率和見面頻率，系數都在1%水平下顯著。從系數大小來看，“同在一個屋檐下”對代際見面頻率的影響最大，且解釋力R2在四個模型中最強。

表4 進一步采用嵌套模型審視居住安排是否通過影響代際聯系和代際見面頻率而作用于農村老年人幸福感。模型1 在于分析代際聯系是否與農村老年人幸福感有聯系，而模型2 則在模型1基礎上增加了同住變量。綜合模型1 和模型2 的統計結果：盡管同住與代際聯系存在很大相關性，但代際聯系對農村老年人幸福感的影響并不明顯，據此判斷同住并不會通過代際聯系而作用于農村老年人幸福感。

表3 居住安排影響農村老年人家庭內及家庭外關系的影響

模型3 在于分析見面頻率與農村老年人幸福感之間的關系，模型4 則在模型3 基礎上增加同住變量。模型3 顯示，與子女見面頻率每增加1 個等級則農村老年人的幸福感發生比就會變為原來的1.19（e0.170=1.19）倍，且系數在10%水平下顯著。但模型4在增加了同住這個變量后，代際見面頻率與農村老年人幸福感的關系消失了，這說明居住安排與代際見面頻率高度相關，從而削弱了代際見面頻率對農村老年人幸福感的解釋力。表4統計結果再次證明了，“同在一個屋檐下”主要通過影響代際見面頻率而作用于農村老年人幸福感。

四、延伸討論

老年人與后代子女“同在一個屋檐下”在過去的中國是一種普遍現象，在傳統觀念較為濃厚的中國農村地區尤其如此。但這種現象伴隨農村居住條件的大大改善以及傳統文化觀念的時代變遷，農村老年人開始與后代子女分開居住，這在某種程度上弱化了后代子女面對面照顧老年人的便利性和可行性。家庭支持理論正是基于這種邏輯，認為與子代分開居住非常不利于老年人幸福感的提升。但從人際關系緊張以及隱私空間需求的角度講，分開居住又會增加老年人獨立活動空間而促進老年人幸福指數的提升，這正是家庭沖突理論所持的觀點。其實，家庭沖突理論和家庭支持理論暗含著一個共同的假設，即“同在一個屋檐下”會增加老年人與后代子女的交流與互動，只是這種交流與互動既可能增進情感亦可能產生摩擦。本文從代際關系、聯系頻率以及見面頻率這三個反映代際間交流與互動的維度來驗證“同在一個屋檐下”與農村老年人幸福感發生聯系的作用機制，結果發現同住主要通過增加代際間見面機會而作用于農村老年人幸福感，即老年人只要能見到子女就會覺得幸福，至于代際間的關系如何以及日常聯系是否頻繁并不能成為同住與老年人幸福感發生聯系的橋梁。另外，本文還發現同住并不會通過影響家庭外人際關系而作用于老年人幸福感。

表4 居住安排影響農村老年人幸福感的作用機制

事實上，居住安排與老年人幸福感之間的關系十分復雜，且并不像上述兩種針鋒相對的觀點所描述的那樣簡單，居住安排與老年人幸福感的關系往往受到其他因素尤其是傳統文化觀念的調節。本文在經驗調查數據的基礎上展開實證分析，結果發現“同在一個屋檐下”只有在農村地區才給老年人帶來幸福感，城市老年人并沒有因與子代同住而出現幸福感提升的情形。但在進一步控制了主觀居住認同這個傳統文化觀念之后，發現客觀上已經和子女同住的農村老年人只有在主觀上也認同與子女后代同居時，才能給農村老年人幸福感帶來正向的積極效應，從而支持了文化觀念在中國農村地區確實是調節“同在一個屋檐下”與老年人幸福感關系的重要因素。本文也發現并非主客觀居住安排相一致就一定會產生積極效應，積極效應似乎只發生在主客觀同居相一致的情形下，主客觀分居是否一致并不會對農村老年人幸福感產生實質性差異或者說差異不大。

對于這一現象的解釋常常是那些主觀上認為應同居的老年人在現實中更需要子女后代的面對面支持，客觀分居所產生的支持缺失也就必然會降低農村老年人幸福感，而那些主觀上認為應分居的老年人有較強的自我照顧能力，客觀上選擇分居還是同居對其日常生活的影響并不大，幸福指數因此不會隨主客觀分居的不一致性而出現較大波動，這是一種基于現實需要上的解釋。但實際上這種解釋并不完全符合事實，因為那些行為獨立性有問題的農村老年人在主觀上并不會傾向于同子女一起居住。對于上述現象的解釋有待進一步研究。

本文對居住安排與農村老年人幸福感關系的實證研究，有助于改善和提升農村老年人的生活質量，因為幸福感就是農村老年人對自己生活狀況好壞的一種綜合評價，在某種程度上可以反映一個農村老年人的基本生活狀況。根據本文的研究發現，選擇何種居住安排能夠有效提升農村老年人幸福感，首先必須遵循農村老年人的傳統居住觀念，特別是那些被安排與子女后代同住的農村老年人，因為只有老年人主觀上也認同與子女代同住時，“同在一個屋檐下”才能起到提升老年人幸福感的作用。另外，根據其他控制變量與農村老年人幸福感的關系來看，決策者應扶持能夠切實增強農村老年人鄰里情感以及身份地位的政策，對鄰里情感越強以及個體身份地位越高則農村老年人幸福感也會越高。