有限度的條件式依賴:健康因素對老年人居住安排變動的影響

馮 路,陳 功

(北京大學 人口研究所,北京 100871)

近年來,中國老齡化發(fā)展十分迅速。根據全國年度統(tǒng)計公報,2022年中國60歲及以上人口占比從2006年的11.3%上升至19.8%,65歲及以上人口占比從2000年的7.0%上升至14.9%;60歲及以上和65歲及以上老年人口規(guī)模已經分別達到了28004萬人和20978萬人。我國人口老齡化進程進一步加速,呈現(xiàn)出向深度老齡化發(fā)展的趨勢[1]。

伴隨著老齡化進程,中國的家庭結構發(fā)生了一系列變化,兩代戶、三代戶等傳統(tǒng)家庭結構比例下降,而夫妻戶、單身戶、隔代戶等類型的家庭結構占比持續(xù)上升[2-4]。以男性家長為中心組織家庭生活的傳統(tǒng)模式被逐漸打破,代際關系的獨立性趨強,家庭結構趨于小型化、核心化、簡單化,贍養(yǎng)功能萎縮[5-8]。

家庭結構與代際關系的變化也意味著老年人的居住安排發(fā)生了重大轉變。老年人居住安排漸趨靈活,代際同住的比例迅速下降[9-12],老人一人獨居或僅與配偶同住的空巢模式所占比例增長態(tài)勢明顯[13-15]。此外,還出現(xiàn)了隔代家庭、非婚同居等特殊類型的居住安排模式[16]。

在此背景下,研究老年人的居住安排及其影響因素具有重要的現(xiàn)實意義。居住安排是代際關系的直觀呈現(xiàn),它不僅是物理空間上家庭成員之間生活形態(tài)的呈現(xiàn),而且還體現(xiàn)了家庭成員之間、家庭與社會之間的紐帶關系以及資源、服務、情感等生活要素的流動模式,為深入研究老年人養(yǎng)老安排,進而積極應對人口老齡化提供了重要支撐點。

一、文獻述評與研究假設

費孝通通過反饋模式、接力模式,對中西方傳統(tǒng)的養(yǎng)老模式進行了區(qū)分。他認為,反饋模式基本上是保持的,因為盡管已婚的兒子與父母分家,他對父母經濟上的贍養(yǎng)義務并沒改變。在田野研究的基礎上,楊善華、賀常梅對費孝通理想狀態(tài)下均衡互惠的反饋模式進行了修正,提出了“責任倫理”的概念[17]。在楊善華的分析里,責任倫理指的是老年人只強調自己對后代的責任和義務,從而在各方面對子女(包括孫子女)不計回報地付出,對子女在養(yǎng)老方面盡“孝”不到位很寬容,同時在生活(經濟支持、生活照料和精神慰藉)上盡量自立(即老年人自養(yǎng)和老夫妻互養(yǎng))以減輕子代的贍養(yǎng)責任[8]。責任倫理的概念,實際上反映了老年人基于社區(qū)情理與社會現(xiàn)實,在與子女互動過程中對家庭代際關系進行重新界定。

與中國社會特殊的“責任倫理”相映照的是,不少研究者也用“恩往下流”“下行式家庭主義”來形象概括代際資源分配模式,即將家庭資源更多集中在子輩、孫輩上[18-20]。鐘曉慧、何式凝用“協(xié)商式親密關系”對“啃老”行為進行了重新解讀,指出父母不是“被啃”的受害者,而是子女購房的主動參與者和積極行動者,并以此穩(wěn)定代際關系[21]。張建雷、曹錦清的研究更進一步,用代際剝削的視角來分析當下中國的家庭養(yǎng)老關系,提出了“無正義的家庭政治”的概念,認為農村老年人的生活遭遇了全面危機[22]。

代際同住的相關研究佐證了上述代際關系的典型特點。許琪研究發(fā)現(xiàn),僅從老年人的需求無法解釋代際同住問題,子女在住房上對父母的依賴以及需要父母分擔家務和幫助照料未成年小孩等是導致代際同住的重要原因[23]。Zhang Zhenmei等從子女的角度分析指出,能夠提供孫子女照料或資源支持的父母,子女與其同住的可能性大幅度提高[24]。靳小怡、崔燁、郭秋菊指出,隨遷父母與子女同住的目的多是給外出務工子女提供家庭照料[25]。黃麗芬通過對“老漂族”的研究發(fā)現(xiàn),老年人通過周期性的城鄉(xiāng)往返成為資源輸送者,幫助子女及時紓解在城壓力[26]。白美妃、孫國嫄以縣域城鎮(zhèn)化為背景,分析了農民的代際關系和養(yǎng)老安排,指出農民步入老年后可分為能通過勞動掙取相對可觀收入、能獨立生活、不再能獨立生活3個階段,不同階段對應不同的居住與生活安排[27]。

基于以上研究,本文傾向于認為,老年人將更多依賴自養(yǎng)解決養(yǎng)老問題,以盡可能減輕子女負擔。在健康狀況尚可的情況下,將更多地選擇獨自居住。亦即,健康狀況越好,老年人對子女家庭的依賴就越小,居住安排的獨立性也越強;健康狀況越差,對子女家庭的依賴越大。這意味著,良好的健康狀況,將使得老年人轉變?yōu)?或保持)獨自居住的概率更高;較差的健康狀況,將使得老年人轉變?yōu)?或保持)代際同住的概率更高。據此,本研究做出如下假設:

假設1:自評健康越好,老年人從獨自居住轉向代際同住的概率越低,從代際同住轉向獨自居住的概率越高,居住安排模式呈現(xiàn)向獨自居住轉移的態(tài)勢。

假設2:日常生活能力(ADL)受到限制,老年人從獨自居住轉向代際同住的概率更高,從代際同住轉向獨自居住的概率更低,居住安排模式呈現(xiàn)向代際同住轉移的態(tài)勢。

假設3:患有慢病的老年人,從獨自居住轉向代際同住的概率更高,從代際同住轉向獨自居住的概率更低,居住安排模式呈現(xiàn)向代際同住轉移的態(tài)勢。

目前,關于老年人健康對其居住安排的影響尚未形成一致結論。有的研究認為,良好的健康狀態(tài)有利于老年人獨自居住;反之,健康狀況欠佳,老年人就被迫更多地依賴家庭和子女,并與子女同住[28]。也有研究認為,良好的健康狀況有利于老年人繼續(xù)為子女和家庭付出,所以會提高與子女同住的概率[29]?？傮w來看,有必要進一步研究健康因素對居住安排的影響機制;同時已有研究多探討健康對居住安排的影響,還尚少研究聚焦健康因素對居住安排變動的影響,相關問題仍需進一步分析。

二、使用數據與研究方法

(一)使用數據

本文采用中國老年健康影響因素跟蹤調查數據(CLHLS)。“中國老年健康影響因素跟蹤調查”項目組于1998年在22個省/市/自治區(qū)進行了首次調查,當時稱為“中國高齡老人健康長壽影響因素研究”,當時的調查對象為80歲及以上高齡老人。自2002年以來,將調查范圍擴展到65歲及以上老人,并將調查名稱改為“中國老年健康影響因素跟蹤調查”。本文采用2008年至2018年的跟蹤調查數據。該調查數據分別于2008、2011、2014、2018年在全國22個省/市/自治區(qū)(遼寧、吉林、黑龍江、河北、北京、天津、山西、陜西、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、山東、河南、湖北、湖南、廣東、廣西、四川、重慶)采集,這些省/市/自治區(qū)的人口約占全國總人口的85%。數據使用中進行了必要的加權處理。

(二)變量處理

1.因變量。本研究關注代際同住、獨自居住兩種主要居住安排類型,并重點探討兩種居住類型之間的相互轉變問題。代際同住,即與子女同住的居住安排模式,是指老年人與包括子女或孫子女等直系親屬以及(或)直系親屬配偶等共同生活的居住模式。獨自居住是指不與子女同住的居住安排模式。在本研究中,將一人獨居或者僅與配偶同住兩種子類型的居住安排模式明確為獨自居住。在本研究中,居住安排變動特指老年人基期居住安排發(fā)生變動的情形。這種變動,可能是老年人主動為之,也可能是受環(huán)境所迫?？紤]到籠統(tǒng)討論居住安排變動的實際意義有限,在分析過程中,本研究將老年人按照基期居住安排分為兩個子樣本,居住安排變動也隨即被賦予了方向特性和社會意義。因此,居住安排變動實際在本研究存在兩種情形:從代際同住轉為獨自居住,或者從獨自居住轉為代際同住。

在數據處理過程中,首先處理2008年基期數據。根據問卷A5-1“您現(xiàn)在與誰住在一起”(家人、獨居、機構),清理出老年人中“一人獨居”和“其他”兩類居住安排類型。然后,根據A5-3關于共同生活家庭成員情況,清理出老年人中“僅與配偶同住”“與子女同住”“其他”三類居住安排類型。將“與子女同住”定義為“代際同住”類型,與(曾)孫子女同住的類型也一并劃入“代際同住”的類型?！耙蝗霜毦印薄皟H與配偶同住”一并劃入“獨自居住”類型。

考慮到在當下中國社會中,機構居住等特殊居住安排仍然是少數,在CLHLS(2008—2018年)的數據中占比不超過5%,并且本研究側重研究代際同住相關問題,其他類型居住安排及其變動情況暫不在考慮范圍內。因此,本研究對基期(2008年)時點的“其他”類型居住安排的相關案例予以剔除。

對于2011年、2014年、2018年的數據,分別對存活老年人按照2008年基期清理步驟進行處理(后續(xù)3期的“其他”類型居住安排的相關案例不做剔除處理),最后得到4個時點“代際同住”“獨自居住”的人群分布情況。

居住安排變動變量構造通過基期和末期的老年人居住安排類型比較得出。在2011年調查時點上,對于2008—2011年間死亡或者失訪的老年人,由于僅有2008年時點的單期居住安排數據,無法進行居住安排的前后比較,因此,對這部分死亡和失訪樣本的相關數據也予以剔除處理。最終,進入本研究的案例數為11665人,占2011年調查時存活老年人總量的97.07%。

之后,依次對老年人的基期和末期的居住安排類型進行比較。在下一期死亡或失訪的老年人,以上一期為末期,并比較該次居住安排(末期)與基期(2008年)居住安排的變化情況。即,對2014年調查時已經死亡或失訪的老年人,比較其2008年和2011年的居住安排變動情況;對于2018年調查時已經死亡或失訪的老年人,比較其2008年和2014年的居住安排變動情況。對于2018年存活的老年人,以2018年為末期,并比較2008年和2018年兩次居住安排的變化情況。

通過比較,得出居住安排變動相關的兩個相互關聯(lián)的因變量。一是居住安排變動的二分變量。居住安排發(fā)生變動(“變動”)編碼為“1”,沒發(fā)生變動(“穩(wěn)定”)編碼為“0”。二是居住安排變動的多分類變量,主要包括“保持獨自居住”“保持代際同住”“轉向獨自居住”“轉向代際同住”。

2.關鍵變量。本文主要關注健康因素對老年人居住安排的影響,從自評健康、日?；顒幽芰?、慢病情況3個維度衡量老年人的身體健康狀況。為控制內生性問題對分析因果關系的影響,關鍵變量和自變量根據基期狀態(tài)進行整理。

自評健康:調查問卷中,將自評健康設計為五分類,包括很好、好、一般、不好、很不好。在數據處理中,將此變量合并為良好、一般、差三大類。

日?；顒幽芰?日?；顒幽芰κ抢夏耆松钭岳砟芰Φ闹匾w現(xiàn)。在生活不能自理或部分喪失生活自理能力的情況下,老年人將會更加依賴配偶或子女等家人的照料。本研究將問卷中涉及的14項“日常活動能力”量表指標進行合并計算,其中,又將完全受到限制和部分受到限制合并為受到限制。在此基礎上,如果老年人至少有其中的1項日?；顒幽芰κ艿较拗?則將該老年人定義為日?；顒幽芰Α笆艿较拗啤?編碼為“1”),反之則定義為“不受限制”(編碼為“0”)。

慢病情況:此次調查問卷,詢問了老年人罹患慢性疾病情況,涉及高血壓、糖尿病、心臟病、中風及腦血管疾病、支氣管炎、肺氣腫、哮喘病或肺炎、肺結核、白內障、青光眼、癌癥、前列腺疾病、胃腸潰瘍、帕金森氏病等25種。本研究根據老年人填答情況,統(tǒng)計了每位老年人患有慢病的種數。同時,按照慢病種數,將慢病情況變量轉化為有無慢病的二分變量。

3.控制變量?？刂谱兞恐饕侨丝谔卣髯兞亢蜕鐣洕匚蛔兞?包括年齡、性別、城鄉(xiāng)、民族、婚姻狀況、有無兒子、受教育程度、有無退休金、有無自有住房、自評經濟狀況等。

(三)分析方法

在描述性分析部分,主要通過頻次分析、交互分析以及t檢驗、卡方檢驗等方法,分析居住安排和居住安排變動的人群分布情況,并比較分析不同特征群體之間的顯著性差異。描述性統(tǒng)計分析為后續(xù)通過線性回歸分析探索自變量與因變量之間的關系提供支持。

在因果關系推論分析部分,主要運用二分類Logistic回歸模型?；貧w模型的表達式為:

即,

logitP=β0+β1x1+…+βixi

在本研究中,主要因變量是居住安排變動。在模型分析時,倘若不考慮變動方向,模型的解釋力無疑將會受到限制和影響。因此,在全樣本的二分類Logistic回歸模型(模型一)的基礎上,本研究將樣本按照基期是否與子女同住劃分為兩組,即基期獨自居住(模型二)和基期代際同住(模型三)兩個子樣本,并分別進行二分類Logistic回歸分析。通過子樣本分析,實際上將居住安排變動的方向和性質納入分析的視野之中,有利于判斷同一自變量對居住安排變動的影響。

三、描述性分析結果

(一)居住安排變動的總體情況

老年人居住安排變動(基期與末期)的總體情況如表1所示。從總體來看,調研期間,70.5%的老年人居住安排保持穩(wěn)定,28.2%的老年人居住安排發(fā)生變動。其中,11.6%的老年人轉向獨自居住,16.6%的老年人轉向代際同住。表1同時展示了子樣本的居住安排變動情況。在獨自居住的老年人中,31.6%的老年人居住安排發(fā)生變動;而在代際同住的老年人中,25.2%的老年人居住安排發(fā)生變動。總體來看,獨自居住老年人更多發(fā)生居住安排變動。

表1 老年人居住安排變動的總體情況

(二)老年人的基本健康狀況

老年人健康狀況的描述性分析結果為:自評健康良好的老年人占總體的51.2%,自評健康一般的老年人占總體的32.3%,自評健康差的老年人占總體的15.2%。日常生活能力受到限制的老年人占總體的27.3%,不受限制的老年人占72.7%。沒有患慢病的老年人占總體的38.8%,罹患了1種及以上慢病的老年人占61.2%。

(三)老年人健康狀況與居住安排變動的相關分析

利用交叉表和卡方檢驗,本研究對不同健康狀況下老年人居住安排變動的相關情況進行了描述性分析。結果如表2所示:

第一,相對自評健康良好的老年人,自評健康差的老年人居住安排變動的比例較低。在全樣本中,自評健康良好的老年人中有28.7%居住安排發(fā)生了變動;自評健康差的老年人,這一比例為25.7%,相對較低。在獨自居住子樣本中,自評健康良好、一般的老年人,居住安排變動的比例分別為31.2%、33.0%,而自評健康差的老年人這一比例為29.0%,略為低一些。在代際同住子樣本中,自評健康良好、一般的老年人,居住安排變動的比例分別為25.8%、26.2%,也相對高于自評健康差的老年人(21.3%)。這表明,相對良好的健康狀況有利于老年人調整居住安排。

第二,日?；顒幽芰κ艿较拗频睦夏耆?居住安排發(fā)生變動的比例較低。在全樣本中,日常生活能力受到限制的老年人,居住安排發(fā)生變動的比例為27.6%,略低于日常生活能力不受限制的老年人(29.0%),但差異不明顯。在獨自居住的子樣本中,日常生活能力受到限制的老年人,居住安排變動的比例為36.5%,高于日常生活能力不受限制的老年人(30.0%),差異具有顯著性。在代際同住的子樣本中,日常生活能力受到限制的老年人,居住安排變動的比例為19.8%,低于日常生活能力不受限制的老年人(27.6%),差異具有顯著性。

通過比較可知,日常生活能力受到限制后,代際同住的老年人居住安排發(fā)生變動的可能性相對下降,而獨自居住的老年人居住安排發(fā)生變動的可能性相對提高。這反映了日常生活能力受到限制后,老年人居住安排可能會呈現(xiàn)出向代際同住聚集的態(tài)勢。

第三,患有慢性疾病的老年人,居住安排的穩(wěn)定性相對更高。在全樣本中,患有慢性疾病的老年人,居住安排發(fā)生變動的比例為28.0%,略低于沒有患慢性疾病的老年人(29.5%),但差異不顯著。在獨自居住子樣本中,患有慢性疾病的老年人居住安排發(fā)生變動的比例為30.4%,低于沒有患慢性疾病的老年人(33.5%),差異具有顯著性。在代際同住子樣本中,是否患有慢性疾病的兩類老年人群體在居住安排變動上不存在顯著差異。

四、回歸模型分析

本研究將健康狀況相關變量納入回歸模型,分析結果如表3所示:

表3 健康狀況相關變量對居住安排變動的影響

第一,自評健康狀況良好的老年人,相比自評健康狀況差的老年人,居住安排變動的概率更高,呈現(xiàn)“系數雙高”的態(tài)勢。在全樣本(模型一)中,自評健康狀況良好的老年人,居住安排發(fā)生變動的幾率是自評健康狀況差的老年人的1.217倍;自評健康狀況一般的老年人,居住安排發(fā)生變動的幾率是自評健康狀況差的老年人的1.282倍,均具有顯著性。

同時,在獨自居住的子樣本(模型二)中,自評健康狀況良好的老年人,居住安排發(fā)生變動的幾率是自評健康狀況差的老年人的1.365倍;自評健康狀況一般的老年人,居住安排發(fā)生變動的幾率是自評健康狀況差的老年人的1.409倍。在代際同住的子樣本(模型三)中,自評健康狀況良好的老年人,居住安排發(fā)生變動的幾率是自評健康狀況差的老年人的1.402倍;自評健康狀況一般的老年人,居住安排發(fā)生變動的幾率是自評健康狀況差的老年人的1.488倍。以上結果均具有顯著性。

可以看出,自評健康狀況與老年人居住安排之間具有顯著相關性。自評健康較好的老年人,在居住安排上具有更多的不穩(wěn)定性(也可以理解為靈活性)。

第二,日常活動能力受到限制將增加老年人居住安排發(fā)生變動的概率。在獨自居住子樣本(模型二)中,老年人日?；顒幽芰κ艿较拗茣r,居住安排發(fā)生變動的幾率是不受限制時的1.196倍。在代際同住子樣本(模型三)中,老年人日常活動能力受到限制時,居住安排發(fā)生變動的幾率是日?；顒幽芰Σ皇芟拗茣r的1.232倍。

在模型二中,日常活動能力受到限制時,老年人更多尋求子女的支持,從而轉向代際同住。按此思路,在模型三中,日常活動能力受限制時,老年人將更愿意維持代際同住的現(xiàn)狀。但是,模型三的實際結果恰恰相反,對于代際同住的老年人,他們反而在日?；顒幽芰κ艿较拗茣r轉向獨自生活。

第三,患有慢病會增加代際同住老年人居住安排變動的概率。在代際同住子樣本(模型三)中,患有的慢性疾病個數每增加1個,老年人居住安排變動(轉向獨自居住)的幾率上升為原先的1.086倍,具有顯著性。但是,在獨自居住子樣本(模型二)中,患有慢性疾病個數與老年人居住安排變動之間沒有顯著相關?？傮w來說,患有慢病時,老年人居住安排變動的概率增加,每新增1種慢性疾病,居住安排變動的幾率提升為原先的1.039倍(模型一),但是這種顯著性影響主要來自代際同住子樣本。

五、總結與討論

通過上述分析發(fā)現(xiàn):第一,良好的自評健康使代際同住的老年人有更大可能轉向獨自居住,驗證了研究假設1的前半部分;但是,良好的自評健康也導致獨自居住的老年人有更大可能轉向代際同住,與研究假設1的后半部分并不相符。也即,良好的自評健康狀況促成了“雙高系數”,即獨自居住轉向代際同住、代際同住轉向獨自居住的概率均呈明顯增長態(tài)勢,居住安排變動的可能性變大,未呈現(xiàn)向獨自居住轉移的態(tài)勢。結合中國老年人在身體健康允許的情況下幫助子女承擔家務、隔代照料的普遍情況,不難理解獨自居住的老年人在自評健康良好的情況下更多轉向了代際同住。

第二,日?；顒幽芰κ艿较拗茣r,獨自居住的老年人改變居住安排的概率提升,這與研究假設2相符。但是,日常生活能力受到限制時,也同時導致代際同住的老年人改變居住安排的概率提升。可見,日常生活能力受到限制,并未使得居住安排模式呈現(xiàn)向代際同住轉移的態(tài)勢,與研究假設2不完全相符。

這說明,老年人日?；顒幽芰κ艿较拗坪?對子女照料的需求構成了“硬”需求,迫使獨自居住的老年人轉向代際同住。與此同時,非常矛盾的是,代際同住的老年人日常活動能力受到限制后,也并未更多地保持代際同住的狀態(tài)。

第三,在研究假設中,我們假定老年人健康狀況惡化,會限制老年人獨自居住的可行性,促使老年人更多地轉向(或保持)代際同住的狀態(tài)。然而,我們實際的研究發(fā)現(xiàn),患有慢性疾病時,代際同住的老年人會更多地轉向獨自居住,而不是更傾向與子女同住;同時,患有慢性疾病的老年人,從獨自居住轉向代際同住的概率也未見顯著提升。這些研究發(fā)現(xiàn)與研究假設3相悖,反映出老年人并未因為患有慢性疾病而增加對子女和家庭的依賴程度。

此前的研究認為,健康狀況越差、日常生活能力越差,老年人越有可能代際同住。但是,通過健康因素對居住安排變動情況的分析發(fā)現(xiàn),健康狀況惡化,特別是患有慢病,并不是老年人向代際同住聚集的關鍵因素。即使是在日?；顒幽芰κ艿较拗?、慢病個數增加時,代際同住的老年人仍然有更大概率獨立出來生活。特別是考慮到帶病生存是老年生活的常態(tài),一般性的罹患慢病并不顯著影響生活能力,因而慢病個數增加并未導致老年人居住安排呈現(xiàn)向代際同住轉移的態(tài)勢。

雖然本文的研究結果僅部分驗證了研究假設,但是結合中國代際關系中特殊的“責任倫理”和“恩往下流”“下行式家庭主義”的資源分配模式,或許不難理解矛盾之處。上述研究發(fā)現(xiàn)恰好說明了現(xiàn)實的復雜性以及中國老年人的自養(yǎng)狀態(tài)。除非健康狀況出現(xiàn)“硬約束”,否則在一般條件下,即便健康狀況欠佳,老年人仍會傾向于或者被迫選擇獨自居住,以減輕子女家庭負擔。此前的研究曾嘗試用互惠合作、資源交換或現(xiàn)代化理論來解釋老年人的居住安排和家庭的養(yǎng)老模式,但不能完全解釋當下中國的現(xiàn)實情況。

基于以上分析和研究結果,本研究嘗試將中國老年人的居住安排模式界定為“有限度的條件式依賴”。即,健康因素對中國老年人居住安排變動的影響,是一種條件式響應。只有在老年人出現(xiàn)較為嚴重的健康問題時,他們才考慮向代際同住的方向轉變。對于這部分帶病轉向或繼續(xù)獨自生活的老年人群體,政策制定者和社會工作者應給予特別的關注和關懷。

最后,本文存在一些不足。雖然本文嘗試對老年人的居住安排進行動態(tài)考察,分析了老年人居住安排變動情況,但是目前的分析沒有揭示老年人居住安排的連續(xù)性變動軌跡。同時,在分析居住安排變動情況時,主要考慮了代際同住和獨自居住兩種類型,對一人獨居、僅與配偶同住兩類獨自居住類型的亞類型未做區(qū)分處理,也沒有考慮機構居住、與他人同住、隔代生活、臨近居住等特殊情形。此外,本文雖融入了代際關系的視角,但并沒有直接引入子女需求等相關性的變量以深化分析。以上不足,有待在今后的研究中進一步改進。