贍養(yǎng)上一輩對中年家庭發(fā)展能力的影響路徑
——基于CFPS家庭配對數(shù)據(jù)的分析

馬健囡

(廈門市社會科學(xué)院，福建 廈門 361000)

1 引言

在我國及東亞、東南亞很多國家和地區(qū)，贍養(yǎng)上一輩是家庭的功能和責(zé)任，也是家庭凝聚力強固的重要標(biāo)志。21世紀(jì)以來，隨著我國社會保障體系逐步完善，特別是養(yǎng)老和醫(yī)療保險制度能夠幫助解決養(yǎng)老的實際困難，使老年人自身抵抗風(fēng)險的能力得以提升，以老年夫妻互相扶持、雇傭看護為主，子女照料為輔的“馬賽克式”養(yǎng)老成為現(xiàn)代中國家庭養(yǎng)老的主要圖景。中國綜合社會調(diào)查(CGSS)結(jié)果顯示，子女對上一輩的贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)在某種意義上已逐漸減弱，40歲以上的中年家庭中，認(rèn)同“養(yǎng)老主要依靠子女”的比例不足一半，能夠經(jīng)常性地給父母提供金錢、生活照料和心理支持的比例均不足四分之一[1]。

雖然長期直接性的供養(yǎng)和照護減弱，但子代家庭為老人抵御風(fēng)險的功能不降反升[2]。特別是對有高齡、失能老人或老年病患需要照料的低收入、獨生子女和子女長期外出務(wù)工家庭，影響更為突出[3]。對北京、深圳等大型城市的調(diào)查顯示，30-59歲的中青年人是所有人群中感到養(yǎng)老負(fù)擔(dān)最重的群體，近40%的30-49歲中青年人認(rèn)為對老人的照料會影響個人事業(yè)發(fā)展，約15%認(rèn)為影響了對自己子女的關(guān)照[4]；超過90%的50-59歲中年人感到照料老人心理方面的壓力[5]，贍養(yǎng)上一輩有可能減弱了中年家庭的人力資本投資能力[6]。

這種宏觀上家庭養(yǎng)老負(fù)擔(dān)減弱與微觀上中年子女感到贍養(yǎng)壓力巨大的認(rèn)知偏差從何而來？可以從兩方面來探討，一是老人失能、衰老以及經(jīng)濟自給能力的間接作用被忽略了；二是某些促使子代家庭保持“向上”發(fā)展的重要因素被忽略了。那么，在現(xiàn)有社會保障條件和“馬賽克式”的養(yǎng)老圖景下，贍養(yǎng)上一輩如何繼續(xù)影響著中年階段家庭的發(fā)展能力？不同類型、隊列的家庭是否有差異？是我們研究的出發(fā)點。討論家庭養(yǎng)老問題不能將老年成員從子代家庭中剝離，特別是步入全面老齡化社會，養(yǎng)老政策更要從“完整性家庭”視角，兼顧子代家庭發(fā)展能力培育和家庭養(yǎng)老的功能完善?；诖?，本文采用中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)2016年的家庭配對數(shù)據(jù)，利用結(jié)構(gòu)方程模型，驗證贍養(yǎng)上一輩對子代家庭發(fā)展能力的影響路徑，以期為我國進一步精準(zhǔn)實施家庭支持政策提供建議。

2 文獻回顧與研究假設(shè)

2.1 經(jīng)濟、人力、情感資源——衡量家庭發(fā)展能力的三個要素

家庭發(fā)展能力由家庭功能論發(fā)展演變而來，西方學(xué)者認(rèn)為經(jīng)濟功能是家庭實現(xiàn)社會生活所必不可少的[7]，是滿足家庭成員的生理、心理、生活、發(fā)展等方面需求，決定家庭其他功能運轉(zhuǎn)和提升的基礎(chǔ)。隨著家庭的社會化發(fā)展，時間和人力資源都變得更為稀缺，很多時間密集型和人力密集型的家庭功能，比如撫養(yǎng)功能、教育功能和贍養(yǎng)功能等均可以通過外部購買或政策支持來實現(xiàn)。憑借家庭購買能力或政策資源獲取能力，外部社會資源在一定程度上可以和家庭內(nèi)部功能彼此替代，所以經(jīng)濟資源(收入和財產(chǎn))成為越來越重要的家庭能力[8]。

現(xiàn)代家庭發(fā)展能力理論的雛形是家庭人力資源概念，早期西方學(xué)者從微觀視角探討贍養(yǎng)老人對年輕家庭的影響時，將其簡化為教育投入和勞動時間分配兩個關(guān)鍵變量。舒爾茨(Schultz，1979)的家庭人力資本學(xué)說認(rèn)為，在公平合理、資源有限(綁定預(yù)算限制)和外部借款困難(信貸市場失靈)的環(huán)境下，家庭負(fù)責(zé)單獨對每個成員的發(fā)展支出進行決策，家庭養(yǎng)老支出會擠占對其他成員的教育資源投資[9-10]，年輕子女為老人提供經(jīng)濟支持和日常照料的時間投入增多，將會永久減少工作時間和收入[11]，并給家庭照護者帶來心理負(fù)擔(dān)和壓力。他從社會勞動力角度理解家庭人力資源，認(rèn)為家庭的價值在于為社會培育和提供源源不斷的高素質(zhì)勞動力，并形成不斷向上發(fā)展的動力。當(dāng)社會養(yǎng)老保障完善的情況下，子代家庭成員的勞動時間分配和教育投資明顯得到提升。

20世紀(jì)80年代后，西方出現(xiàn)所謂“第二代人口轉(zhuǎn)型”，家庭發(fā)展的價值不僅僅在于為社會提供勞動生產(chǎn)力和實現(xiàn)基本功能，更關(guān)鍵的是化解與應(yīng)對家庭內(nèi)部沖突、外部風(fēng)險，使每個成員能夠在健康、溫馨的家庭環(huán)境中生活。由此，家庭發(fā)展能力不再僅僅指收入、勞動力的教育投入和勞動時間分配，還增加了反映家庭成員情感關(guān)系的諸多“軟要素”，包括親密度、家庭角色分工、情感表達與反饋、溝通、權(quán)力配置等指標(biāo)[12-16]，產(chǎn)生了各有側(cè)重的理論體系。比如家庭系統(tǒng)理論強調(diào)親密的關(guān)系和家庭溝通是處理家庭內(nèi)部成員沖突的關(guān)鍵因素，因此家庭功能可以量化為家庭權(quán)力特征、親密度、有效溝通、情緒、表達方式等13個指標(biāo)[17]；環(huán)狀理論認(rèn)為家庭成員之間在態(tài)度行為、個人稟賦上的平衡與相互適應(yīng)是應(yīng)對外部危機的重要因素，因此家庭發(fā)展的核心指標(biāo)為家庭溝通、適應(yīng)性，強調(diào)家庭成員之間的平衡性[18]；麥克馬斯特家庭功能理論將家庭發(fā)展能力分為6個維度的指標(biāo)，即家庭解決問題的能力，溝通，家庭角色，情感反饋、情感投入和行為控制[19]，強調(diào)成員間的情感卷入是克服危機的關(guān)鍵。

上述研究提示，實現(xiàn)家庭發(fā)展一方面要保持家庭現(xiàn)有階層不掉隊，即家庭能夠抵抗外部風(fēng)險并且內(nèi)部不會解體；另一方面家庭要具備繼續(xù)“向上”的潛力，即家庭作為社會勞動力屬性能夠持續(xù)發(fā)揮價值，而其他功能則可以通過購買服務(wù)實現(xiàn)社會轉(zhuǎn)移。微觀層面的家庭發(fā)展能力應(yīng)包括三個要素：一是經(jīng)濟資源，即一個家庭經(jīng)濟收入和收入來源多樣性，為家庭抵抗外界風(fēng)險沖擊、提升家庭生活質(zhì)量提供基礎(chǔ)保障；二是人力資源，即對家庭成員的教育投入和充足的工作時間，以實現(xiàn)家庭培育社會勞動力的基本功能；三是情感資源，即代際之間、夫妻之間的情感與互信水平，這是保持家庭關(guān)系穩(wěn)固，促進家庭妥善解決內(nèi)部沖突、抵御外部風(fēng)險的重要因素。當(dāng)然，實際分析中必須根據(jù)問題的特征對具體指標(biāo)進行取舍。英國家庭政策咨詢書從五個方面綜合衡量家庭發(fā)展能力，分別是家庭經(jīng)濟狀況、家庭成員團聚的時間、抵御更嚴(yán)重的家庭風(fēng)險能力、婚姻關(guān)系牢固和父母贍養(yǎng)支持[20]，但是這種分類存在具體指標(biāo)與概念性指標(biāo)的混合。我國學(xué)者石智雷將其歸納為家庭稟賦、家庭功能和家庭策略3個核心要素，家庭稟賦指家庭擁有的人力資本、社會資本、經(jīng)濟資本和自然資本；家庭功能指家庭的關(guān)系結(jié)構(gòu)、反映靈活性、家庭成員交往質(zhì)量以及家庭親密度和適應(yīng)性等；家庭策略是家庭對發(fā)展機會的把握及開展的一系列活動的組合[21]，但選取的指標(biāo)過多且較為宏觀。因此，以家庭發(fā)展能力為潛變量構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型能夠較好的處理因變量不可測問題。

2.2 失能、衰老與經(jīng)濟自給——上一輩對子代家庭的影響路徑

贍養(yǎng)上一輩的負(fù)擔(dān)可能來自哪些方面？東西方對此有不同的解釋邏輯。西方家庭代際間表現(xiàn)出清晰的財產(chǎn)分化、空間分化和事務(wù)權(quán)分化[22]，所以贍養(yǎng)上一輩對子代家庭的影響路徑清晰，直接表現(xiàn)為經(jīng)濟支出對子代家庭人力資源的影響。國內(nèi)沿這一路徑進行探討的文獻較為豐富，多運用宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)進行代際數(shù)值建模分析。比如毛毅利用世代交疊模型預(yù)測家庭養(yǎng)老對中國家庭儲蓄率、教育投資的影響，研究發(fā)現(xiàn)贍養(yǎng)支出會顯著減少子代家庭的人均儲蓄、增加家庭對子女的教育投資，但忽視了贍養(yǎng)老人會擠占子女工作時間，間接影響個人工資水平[23]。李宜航修正了他的模型，發(fā)現(xiàn)贍養(yǎng)上一輩和撫養(yǎng)子女對家庭人力資本投資均有擠出作用，對農(nóng)村家庭、西部地區(qū)和低收入階層家庭人力資本投資的擠出效應(yīng)更為顯著[24]。以上研究一般采用老年人口負(fù)擔(dān)比和養(yǎng)老金貼現(xiàn)率等指標(biāo)反映養(yǎng)老負(fù)擔(dān)，用家庭教育投資、個人工資水平、工作時間等反映家庭人力資源。陳曉毅從微觀視角分析了養(yǎng)老支出對家庭消費水平的影響，發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老支出降低了子代家庭在文教娛樂等方面的消費水平，且養(yǎng)老支出對家庭邊際消費傾向的影響存在著顯著的城鄉(xiāng)差異，城鎮(zhèn)家庭的邊際消費傾向降低而農(nóng)村家庭的邊際消費傾向升高[25]。但他以“家中是否有65 歲以上人口”反映養(yǎng)老負(fù)擔(dān)，未對老年人的經(jīng)濟能力和個人健康狀態(tài)等的影響進行綜合評判。不管從宏觀經(jīng)濟發(fā)展還是微觀家庭消費情況上來看，贍養(yǎng)上一輩的經(jīng)濟支出都會對子代家庭人力資源、經(jīng)濟資源產(chǎn)生影響，且這種影響極大概率是負(fù)向的，但當(dāng)老人經(jīng)濟自給能力較強時，對家庭的影響可能會減弱。我們提出假設(shè)1：

假設(shè)1：老年人的經(jīng)濟狀況對子代家庭發(fā)展能力具有顯著影響。

我國并沒有嚴(yán)格按照西方家庭現(xiàn)代化理論，向子代與父代家庭完全分化的方向行進，而是受傳統(tǒng)孝道文化、人口城鎮(zhèn)化流動和養(yǎng)老、育兒照料的市場化的綜合影響，老年人并未與成年子女完全脫離，或是經(jīng)過階段性脫離后又重新與子代家庭聚合在一起[26]，子代家庭還必須應(yīng)對由老人衰老變化帶來的經(jīng)濟、日常生活和精神生活等方面的脆弱性[27]。因此我國還存在著贍養(yǎng)上一輩對子代家庭的另外兩條影響路徑，即老人失能情況、衰老變化對子代家庭的影響。

首先，老年人失能會對子代家庭的發(fā)展能力產(chǎn)生影響。我國90%以上的失能老人主要依靠家庭照料，這種影響是多方面的，包括時間投入、金錢投入、精神負(fù)擔(dān)和夫妻關(guān)系的緊張等。失能程度越重，對子代家庭日常生活的影響越重[28]。杜鵑等人利用SDS量表對北京市東城區(qū)744名失能老人家庭照護者的心理狀況進行了測量，發(fā)現(xiàn)照顧低齡失能老人的家庭成員患抑郁的可能性最高，照顧者患抑郁與老人失能評分、醫(yī)療花費顯著相關(guān)。

其次，老年人表現(xiàn)出的衰老特征(主要是由于生理老化和脫離社會所帶來的心理風(fēng)險)也會給子代家庭帶來心理負(fù)擔(dān)和照護負(fù)擔(dān)。關(guān)于這一路徑的研究并不多見，呂青對農(nóng)村留守老人贍養(yǎng)情況的調(diào)查顯示，身體健康的老人會通過延長參加農(nóng)耕及其他有收入的勞動時間來提高自養(yǎng)能力，減少子代的贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)[29]，甚至承擔(dān)部分隔代養(yǎng)育的責(zé)任，而身體孱弱的老人則迫使子女回流，導(dǎo)致子代家庭夫妻異地和外出務(wù)工減少。隨著年齡增長，老年人的負(fù)性情緒上升，這是一個正常的生理過程[30]，但如果負(fù)性情緒長久得不到緩解，會加速對健康自我老化的感知，降低老年人健康的總體水平。封婷認(rèn)為養(yǎng)老負(fù)擔(dān)包含潛在維度，指隨著衰老的加劇，老年人尚未表現(xiàn)出來的脆弱性以及家庭進一步補償老年人未來風(fēng)險的能力，可用患慢性病的數(shù)量、住院治療情況、訪員觀察的健康狀況等指標(biāo)進行衡量[31]。因此我們提出假設(shè)：

假設(shè)2：老年人失能情況和衰老特征會影響子代家庭發(fā)展能力。

失能情況和衰老特征很多情況下并不是獨立對子代家庭發(fā)展能力發(fā)揮作用，家庭人力資源理論提示我們，健康風(fēng)險高、負(fù)面情緒強、失能程度深的老人可以通過購買居家陪護、心理輔導(dǎo)、補貼子女、異地隨遷等方式進行功能替代，緩解因照護需求不斷提升而給子代家庭帶來的人力資源和情感資源負(fù)擔(dān)，所以衰老特征和失能情況對子代家庭發(fā)展能力的影響并不是獨立存在的，老年人自身經(jīng)濟能力可能調(diào)節(jié)對子代家庭發(fā)展能力的影響。因此提出以下假設(shè)：

假設(shè)3：老年人衰老特征和失能情況通過經(jīng)濟狀況的中介效應(yīng)影響子代家庭發(fā)展能力。

我國家庭養(yǎng)老呈現(xiàn)“馬賽克”式的圖景，所以有必要對不同群組間的差異進行分析。鑒于我國社保方面存在顯著的城鄉(xiāng)、隊列分異，撫養(yǎng)子女也會顯著影響子代家庭的支出結(jié)構(gòu)，所以提出以下假設(shè)：

假設(shè)4：贍養(yǎng)上一輩對不同育兒類型家庭發(fā)展能力的影響路徑存在顯著差異。

假設(shè)5：贍養(yǎng)上一輩對城市家庭和農(nóng)村家庭發(fā)展能力的影響路徑存在顯著差異。

盡管對老年人失能、經(jīng)濟能力單獨影響子代家庭的研究較為豐富，但現(xiàn)實中的影響往往不是單獨發(fā)生的，也不是突然發(fā)生的，關(guān)于老年人衰老特征、經(jīng)濟狀況、失能情況對子代家庭發(fā)展能力的綜合影響路徑仍未清晰，不同隊列、群組之間的差異也甚少探討，給本文留下了繼續(xù)研究的空間。

3 變量處理和模型構(gòu)建

3.1 數(shù)據(jù)來源與研究對象

本文使用北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心進行的中國家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies，CFPS)2016年的數(shù)據(jù)。CFPS在全國25 個省、市、自治區(qū)采取三階段不等概率的整群抽樣，收集了個體、家庭和社區(qū)三個層次的數(shù)據(jù)，包含家庭關(guān)系、經(jīng)濟活動、教育獲得、時間分配、健康等諸多主題。2016年完成了對14019戶家庭，36892名成人，8090名老年人的訪問，利用這些豐富的數(shù)據(jù)資料，可以全面檢驗養(yǎng)老負(fù)擔(dān)對家庭發(fā)展能力的影響。

本文關(guān)注夫妻同處在中年期階段的家庭(即“子代家庭”)因承擔(dān)必需的贍養(yǎng)義務(wù)而對自身家庭發(fā)展能力產(chǎn)生的影響，選取合適的對象至關(guān)重要。根據(jù)家庭生命周期理論，一個家庭中，核心夫妻成員年齡在30-55歲為家庭成長期，同時承擔(dān)養(yǎng)育下一代和照顧上一輩的責(zé)任，50-65歲為家庭成熟期，下一代逐漸離巢，家庭重心轉(zhuǎn)移到照顧更老的一代，由于我國大多女性在55歲退休，男性在60歲退休，所以將研究對象定為子代家庭成員在30-55歲的中年期最為合適。本研究需要考察夫妻同時承擔(dān)的養(yǎng)老壓力對家庭整體發(fā)展的影響，所以入選的家庭樣本必須同時滿足已婚、雙方父母之中至少有一位健在且完訪的條件，篩選過后的CFPS2016年家庭戶和成人數(shù)據(jù)以家庭ID為鍵進行合并，去掉了關(guān)鍵變量缺失的樣本后，最終得到1207組中年期階段家庭組合樣本。其中戶籍在城市的家庭占43.7%，農(nóng)村家庭占56.3%，夫妻年齡平均為41歲，受教育年限為8.21年，家中老人平均年齡在69.39歲上下，大多數(shù)家庭(60%)育有2個及以上子女，子代家庭自報年均收入為73934元，家庭平均同吃住的人數(shù)為4.5人，較為符合研究預(yù)設(shè)的“大家庭”特征。

3.2 指標(biāo)變量的選取與描述

結(jié)構(gòu)方程模型(Structural Equation Modeling，SEM)能夠妥善地處理潛變量和自變量的誤差，對不可直接觀測的變量(即潛變量)進行估計與檢定，比較適合探討“子代家庭發(fā)展能力”這一抽象概念的研究假設(shè)。

首先篩選家庭發(fā)展能力指標(biāo)。結(jié)合文獻和問卷，初入選的子代家庭發(fā)展能力指標(biāo)有21個(1)分別是人均家庭收入、家庭負(fù)債、子代健康狀況自評、子代繼續(xù)教育情況、家庭收入多樣性、孫代教育支出、子代與父母的關(guān)系、子代對父母的信任度、子代夫妻受教育程度、子代夫妻家務(wù)時間差、子代夫妻受教育程度差、子代子女?dāng)?shù)目、子代家庭同吃住人數(shù)、子代收入情況自評、子代每周與家人吃飯次數(shù)、子代書籍閱讀量、子代照顧父母的頻率、子代看望父母的頻率、子代聯(lián)系父母的頻率、子代家庭總收入、子代房產(chǎn)總值。，采用探索性因子分析方法(2)KMO與Bartlett檢驗顯示，KMO=0.626，P<0.05，適合進行因子分析。，逐步篩除公因子方差不足0.5的因子，最終入選的指標(biāo)變量及賦值情況詳見表1：一類反映家庭人力資源。包括子代夫妻繼續(xù)教育情況、孫代教育投入；二類反映家庭經(jīng)濟資源。包括家庭人均收入、家庭收入多樣性；三類反映家庭情感資源。包括代際情感和夫妻情感2種，其他變量均被篩除。值得關(guān)注的是，本研究并不涉及探討個人在家庭中的作用，而是將家庭看作一個整體對象進行研究。所以對夫妻的單人指標(biāo)均進行了加總處理，以代表家庭綜合特征。這就導(dǎo)致一些變量并未納入。比如子代受教育程度并未入選，一方面是因為子代受教育程度一般影響的是個人收入，而不是其后續(xù)發(fā)展能力；另一方面可能是由于我們用夫妻受教育程度和來體現(xiàn)家庭情況，掩蓋了個人受教育程度的影響(3)如果以小學(xué)或文盲、初中、高中、大學(xué)、研究生為5個梯度水平，則樣本中17.56%的子代夫妻間的受教育程度相差2個梯度以上。。這說明在以家庭為觀測對象的前提下，受家庭內(nèi)部彈性的影響，這些變量與其他入選變量相比對家庭發(fā)展能力的解釋性并不強。夫妻情感指標(biāo)無法通過現(xiàn)有問卷獲取，根據(jù)文獻，夫妻感情越好，家務(wù)更傾向于由夫妻雙方均衡承擔(dān)，所以我們采用夫妻間家務(wù)時間差的絕對值來替代，并通過了因子分析檢驗，樣本中夫妻雙方每周平均家務(wù)時間相差4.36個小時。

由于SEM需要滿足連續(xù)的正態(tài)內(nèi)生變量的基本條件，所以我們對問卷中的計分情況做了處理。教育投入、家庭人均收入、醫(yī)療支出、退休金收入4個觀測變量的數(shù)值采用歸一化法轉(zhuǎn)化為0到1之間的分值，有助于模型結(jié)果的讀取。家庭收入來源多樣性是考察家庭經(jīng)濟抗風(fēng)險能力的重要指標(biāo)，采取較為通用的熵值法(Entropy Index)對收入多樣化進行測量，計算公式如下：

式中，Ei為熵值，代表收入的多樣化程度，xi為某家庭內(nèi)某項收入來源占總收入的比重，數(shù)據(jù)中家庭收入來源分為工資性收入、務(wù)農(nóng)收入、個體經(jīng)營收入、政府轉(zhuǎn)移收入、財產(chǎn)性收入5類，如果該家庭只有一種收入來源，熵值即為0，說明收入多樣化程度最低，熵值越大，收入多樣化程度越高。樣本子代家庭收入多樣性平均值為0.494，城市家庭收入多樣性平均為0.54，農(nóng)村家庭平均為0.47，城鄉(xiāng)之間差異顯著(T檢驗，P<0.001)。

其次篩選贍養(yǎng)上一輩指標(biāo)。每個家庭對贍養(yǎng)上一輩需要付出、能夠付出、實際付出的認(rèn)知都有很大差異，直接采用宏觀家庭承受力方面的指標(biāo)并不可取。對個體家庭來說，贍養(yǎng)老人是滿足老年人養(yǎng)老需求所必須付出多少，而不是家庭能夠付出多少，實際付出即便未達到家庭可承受能力的閾度，也會大量擠占子代家庭的發(fā)展能力。因此根據(jù)假設(shè)路徑，從老年人個體需求出發(fā)選取贍養(yǎng)指標(biāo)：第一，老年人的經(jīng)濟能力。包括固定的退休金收入和醫(yī)療花費的自費部分。老年人的經(jīng)濟支出會改變子代家庭的支出結(jié)構(gòu)[32]，當(dāng)老年人醫(yī)療保健方面的支出與收入能夠正常相抵，對子代家庭的經(jīng)濟需求就變得具有彈性，子代家庭在文教、撫養(yǎng)子女等項目上的消費抑制得以減輕。樣本老年人的平均退休金收入為895元/月，城市老人平均退休金收入為1630元/月，農(nóng)村老人僅為369元/月，城鄉(xiāng)之間有顯著差異(T檢驗，P<0.001)。第二，衰老特征。它能夠反映隨著老年人年齡的增大，尚未表現(xiàn)出來的脆弱性以及子代家庭進一步補償老年人未來風(fēng)險的能力[33]。它表現(xiàn)為兩方面：一是患退行性疾病可能帶來的未來身體狀況下降。代表指標(biāo)有以往患病史、住院史等直接反映身體健康狀況的指標(biāo)以及生活習(xí)慣、是否高齡等潛在因素。樣本老人的平均健康風(fēng)險為1.54。二是負(fù)面情緒。老年人的心理需求基本從家庭成員身上得到滿足，情感交流頻繁不會形成子代贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)，只有當(dāng)老年人與家人交流的需求長期得不到滿足，產(chǎn)生孤獨、不安等負(fù)面情緒時，才會給子女帶來壓力，這種負(fù)擔(dān)一般發(fā)生在子女流動不在身邊、未流動卻分開居住、老人年齡增大社會交往和互動減少的情況下，樣本老人的負(fù)面情緒平均值為14.86。第三，自理能力。通常自理能力用ADLs得分來表示，ADLs得分高的老人，越需要家庭投入更多的人力以滿足其生活照料需求。樣本中老年人平均得分在2.42分。

表1 變量說明、賦值與描述性統(tǒng)計

4 模型構(gòu)建與結(jié)果分析

所有觀測變量樣本均值近似地服從正態(tài)分布，適合進行SEM分析。潛變量“家庭發(fā)展能力”包含3個觀測變量，分別是“人力資源”，“情感資源”，“經(jīng)濟資源”，根據(jù)假設(shè)1、2、3，構(gòu)建潛變量老年人衰老特征、經(jīng)濟狀況、失能情況對子代家庭發(fā)展能力影響的結(jié)構(gòu)模型，見圖1。運用SEM群組比較方法對假設(shè)4、5進行驗證，通過P值檢驗判定不同群體之間是否存在顯著差異，通過群組比較參數(shù)矩陣Z值判定法找到不同群體之間存在差異的路徑。

表2 整體人群結(jié)構(gòu)方程模型整體擬合優(yōu)度指標(biāo)

4.1 基于整體人群的模型適配度檢驗與模型優(yōu)化

圖1 優(yōu)化后整體人群模型標(biāo)準(zhǔn)化路徑

將全部群體樣本進入模型進行擬合，模型共包含3 個潛變量，其中，子代家庭發(fā)展能力(簡稱“核心家庭”)為因變量，老人特征、老年人經(jīng)濟能力為自變量，失能情況為外因顯性變量。概念模型輸出結(jié)果的顯著性概率小于0.001，卡方自由度為11.834，適配度指標(biāo)RMSEA為0.095，總體來看不符合理想標(biāo)準(zhǔn)，需要對模型進行修正。參照模型修正指標(biāo)值，重新界定老人健康風(fēng)險的殘差值e6與老人醫(yī)療支出的殘差e1、老人負(fù)面情緒的殘差e7與老人醫(yī)療支出的殘差e1兩組共變關(guān)系，擬合輸出的模型自由度為13，適配度卡方值為16.263，顯著性概率值為0.235，未達0.05的顯著水平，接受虛無假設(shè)，觀察數(shù)據(jù)與假設(shè)模型相契合。

如表2所示，優(yōu)化模型和問卷數(shù)據(jù)擬合的各項主要適配度檢驗指標(biāo)總體良好，作為重要檢驗指標(biāo)的卡方之自由度比為1.251，在理想邊界值3以內(nèi)。RMSEA值通常被視為最重要的適配指標(biāo)信息，其理想值以小于0.05為優(yōu)異適配，本研究的RMSEA 值為0.014，除此之外，其他重要檢驗指標(biāo)適配度指數(shù)的值都大于0.9，可以說是非常好的適配結(jié)果，說明優(yōu)化后的結(jié)構(gòu)模型適配較為優(yōu)異。

4.2 全部群體的模型分析

優(yōu)化后全體群體模型標(biāo)準(zhǔn)化路徑圖見圖1，外因潛變量老人失能情況對子代家庭發(fā)展能力的直接影響為負(fù)向，標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為-0.248，說明老人失能情況每加重1個單位，子代家庭發(fā)展能力降低24.8%。老人衰老特征對子代家庭發(fā)展能力的直接影響為正向，標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為0.135，但P值=0.247，影響并不顯著。中介變量老人經(jīng)濟能力對內(nèi)因潛變量子代家庭發(fā)展能力的直接影響為正向，標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為0.957，說明老年人經(jīng)濟能力每提升1個單位，子代家庭發(fā)展能力上升95.7%。老人經(jīng)濟能力、老人衰老特征、失能情況3個變量對內(nèi)因潛在變量子代家庭發(fā)展能力的聯(lián)合解釋變異量(R2)為82%。

當(dāng)模型中有中介變量存在時，自變量與因變量之間的關(guān)系以總效應(yīng)、間接效應(yīng)、直接相應(yīng)來詮釋更為準(zhǔn)確[34]。采用Bootstrap法對效應(yīng)加以檢驗[35]，結(jié)果見表4。從總效應(yīng)看，老人失能情況和經(jīng)濟能力對子代家庭發(fā)展能力影響均顯著，且老人經(jīng)濟能力的影響程度大于失能情況，因此接受研究假設(shè)2，即老年人的經(jīng)濟狀況對子代家庭發(fā)展能力具有顯著的正向影響。老人衰老特征對子代家庭發(fā)展能力沒有顯著影響，因此拒絕假設(shè)3，即老年人健康狀況和心理并不直接對子代家庭發(fā)展能力產(chǎn)生影響。這提示我們，總體上中國家庭存在較高程度的代際分化，中年子代家庭對老年人的各項衰老表現(xiàn)并不敏感，老人的日常身體健康問題、心理問題容易被子代家庭所忽略，老人生病住院的看護需求、慢性病照料需求、日常情感需求并不能經(jīng)常在子女處得到滿足。這與很多研究結(jié)論相吻合，即老人的主要照料者往往是配偶而不是子女，那么子女的贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)從何而來呢？

從直接、間接效應(yīng)看，失能狀況直接影響子代家庭的發(fā)展能力，影響方向為負(fù)，同時失能狀況通過老人經(jīng)濟能力的中介作用影響子代家庭發(fā)展能力，影響方向為正，且對子代家庭發(fā)展能力的總效應(yīng)影響方向為正，說明老年人的經(jīng)濟能力能夠顯著調(diào)節(jié)失能對子女家庭產(chǎn)生的負(fù)向影響，在失能老人自身擁有較好的經(jīng)濟負(fù)擔(dān)能力的情況下，失能對子女家庭的負(fù)向影響將會顯著減弱。

老人衰老特征對子代家庭發(fā)展能力影響路徑的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均顯著，但影響系數(shù)的方向相反，總校應(yīng)并不顯著，且衰老特征對子代家庭發(fā)展能力的總效應(yīng)(-0.018)的絕對值小于直接效應(yīng)(0.135)的絕對值，根據(jù)MacKinnon等人關(guān)于中介效應(yīng)和遮掩效應(yīng)(suppressing effects)的判斷方法[36]，可知老年人經(jīng)濟能力在解釋衰老特征對子代家庭發(fā)展能力的影響中起到了“遮掩效應(yīng)”，如何理解這種“遮掩效應(yīng)”？對健康風(fēng)險和負(fù)面情緒水平進行高、低劃分，將健康風(fēng)險分?jǐn)?shù)在0-1的定義為“低風(fēng)險”，得分在2及以上的定義為“高風(fēng)險”；將負(fù)面情緒在1-15的定義為“低負(fù)面”，得分在16分及以上的定義為“高負(fù)面”，這樣得到了反映健康風(fēng)險和負(fù)面情緒交互作用的四類老年特征人群，分別是“雙高老人”(高負(fù)面情緒、高健康風(fēng)險的)，“雙低老人”(低負(fù)面情緒、低健康風(fēng)險)，“樂天派老人”(低負(fù)面情緒、高健康風(fēng)險)和“悲觀老人”(低健康風(fēng)險、高負(fù)面情緒)。

表3 全部群體總效應(yīng)、直接效應(yīng)與間接效應(yīng)

圖2 子代家庭發(fā)展能力的老年人健康風(fēng)險特征

圖2顯示了四類人群子代家庭發(fā)展能力的均值差異。從圖中可知，四類老人所對應(yīng)的子代家庭發(fā)展能力差異不大，均在1.6左右徘徊，“雙高老人”所對應(yīng)的子代家庭發(fā)展能力略低于“雙低老人”。同時，當(dāng)“雙低老人”的健康風(fēng)險提高或負(fù)面情緒升高時，子代家庭發(fā)展能力反而略有提升。只有當(dāng)健康風(fēng)險和負(fù)面情緒同時提升時，子代家庭發(fā)展能力才會明顯下降。由此我們可以推斷，可能存在一種調(diào)節(jié)作用，掩飾了健康風(fēng)險和負(fù)面情緒對子代家庭發(fā)展能力的部分影響效應(yīng)，使老人由“雙低”走向“雙高”的變化過程中，對子代家庭發(fā)展能力的影響不會被迅速的反映出來。假設(shè)4得到了部分驗證，即老年人健康風(fēng)險和負(fù)面情緒通過經(jīng)濟狀況的遮掩效應(yīng)影響子代家庭發(fā)展能力，而不是中介效應(yīng)[37]。

圖3 老人經(jīng)濟能力對子代家庭發(fā)展能力

從子代家庭發(fā)展能力與老人經(jīng)濟能力的擬合曲線可知(見圖3)，隨著老年人經(jīng)濟能力的上升，子代家庭發(fā)展能力形成了先上升后下降的倒U型趨勢，即產(chǎn)生了邊際效應(yīng)。隨著時間的推移，老人經(jīng)濟能力對子代家庭發(fā)展能力的提升作用逐漸降低，最后達到一個飽和點，超過了這個點，子代家庭發(fā)展能力將疲于增長。但“雙高老人”的U型開口明顯比其他三種特征的老人寬，說明在曲線的上升階段，對“雙高老人”來講，經(jīng)濟條件對子代家庭發(fā)展能力的提升效果與其他群組的老人相比是最弱的。在曲線的下降階段，“雙高老人”也是所有其他群組里下降最緩慢的。

結(jié)合圖2可見，在沒有控制老人經(jīng)濟能力的情況下，不同衰老特征所對應(yīng)的子代家庭發(fā)展能力影響差異被掩蓋了。一旦控制老人經(jīng)濟能力這個變量，不同心態(tài)情緒和健康風(fēng)險的老人之間的差異隨即擴大。合理的解釋是，當(dāng)老人產(chǎn)生孤獨等負(fù)面情緒或因慢性病加重導(dǎo)致健康風(fēng)險提高時，老年人會傾向于與子女產(chǎn)生更為密切的勾聯(lián)，這種勾聯(lián)以老人的經(jīng)濟能力為前提。比如隨著年齡的增大，越來越孤單的老人會產(chǎn)生與子女同住的需求。實際生活中，經(jīng)濟條件好的老人可以通過購置大房子實現(xiàn)與子女同住，并補貼一定的購房款給子女，間接增加了子女家庭的經(jīng)濟資源和照料人手。同樣，因生病住院或慢性病治療需要，經(jīng)濟條件好的老人能夠負(fù)擔(dān)基本的醫(yī)療支出，可以主動增加子女陪伴前往醫(yī)院體檢和治療的次數(shù)，年輕夫妻在齊心協(xié)力陪伴老人對抗疾病的過程中，情感更加緊密，家庭發(fā)展能力可得到提升?？梢娎先说慕?jīng)濟能力掩蓋了老人衰老特征對子女家庭發(fā)展能力的影響。但是，這種掩蓋作用是有限的，對于“雙高老人”來說，老人經(jīng)濟能力邊際效應(yīng)出現(xiàn)的最晚，調(diào)節(jié)作用最弱。因此，中年階段家庭感受到的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)壓力來自于兩個主要路徑：一是老人失能、經(jīng)濟支出帶來的直接、間接壓力；二是生理和心理的衰老疊加形成的壓力，通過老人自身經(jīng)濟能力的遮掩效應(yīng)，不甚敏感的表現(xiàn)出來。

4.3 不同隊列的模型差異比較

樣本家庭跨越了近30年，按照夫妻出生年份，將樣本分成1957-1966、1967-1976、1977-1986三個群組，分別構(gòu)建3個隊列的SEM，結(jié)果如表5所示。三個模型的顯著性概率P>0.05，且RMSEA<0.05，AGFI>0.900，卡方自由度均小于3，說明假設(shè)模型與觀察數(shù)據(jù)契合度較高，驗證了衰老、失能、經(jīng)濟能力影響中年階段家庭發(fā)展能力的路徑理論在不同出生隊列中均具有解釋能力。1976-1987年出生組與理論模型的適配性最好，1957-1966年出生組的適配性最差，可能是由于該組的樣本數(shù)據(jù)偏低。

表4 三個隊列的SEM擬合優(yōu)度對比①

從標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)來看，1976-1987年出生組受老人衰老特征和失能情況的直接影響最大(0.271，0.040)，受老年人自身經(jīng)濟能力的直接影響和間接影響較小(0.420，0.054，0.113)。說明夫妻平均年齡在30-39歲的家庭，可能出于方便照顧孫輩等原因，與家中長輩同住或處在親密的代際關(guān)系中，對老年人的衰老變化和照護需求更加敏感。1967-1976年出生組受老年人的經(jīng)濟能力的直接影響最大(0.644)，老人特征和失能情況對家庭發(fā)展能力的間接影響也是最強的(0.064，0.147)，同時老人特征、失能情況和老人經(jīng)濟能力3個變量對子代家庭發(fā)展能力聯(lián)合解釋力最高(42%)。說明40歲后，隨著老人年紀(jì)的增大，一方面子代與上一輩逐漸分化，另一方面上一輩的護理和醫(yī)療需求增加，所以老人自身經(jīng)濟能力的直接作用、間接作用凸顯。1957-1966組子代平均年齡在50歲以上，父輩多處于高齡階段且醫(yī)保情況較差、個人積蓄不多，有待針對性研究，不做比較。

4.4 不同群組的模型差異比較

我國家庭內(nèi)部結(jié)構(gòu)差異較大，通過計算不同群組之間模型路徑系數(shù)的差值，更加直觀精確的解釋群組之間的不同。第一類按家庭所在地進行分組，產(chǎn)生城市家庭528戶，農(nóng)村家庭679戶；第二類按育兒類型進行分組。選取育兒數(shù)量、孫代年齡、孫代健康水平、孫代是否上學(xué)、孫代BMI值5個變量做二階聚類分析，刪除關(guān)鍵變量缺失的樣本，得到有效家庭配對樣本834組，模型平均Silhouette值達到0.6，聚類結(jié)果優(yōu)秀，家庭分為2個群組(4)按照變量重要性對中心化后的變量值進行加權(quán)，可得到一個數(shù)值，明顯A類家庭的值低于B類家庭，但育兒負(fù)擔(dān)是主觀感受，我們摒棄了高負(fù)擔(dān)、低負(fù)擔(dān)組的命名，僅以A、B來替代。各項數(shù)值平均值為：A型家庭養(yǎng)育孩子數(shù)=1.08，年齡=7.80歲，健康水平=6.05，是否上學(xué)=0.57，N=508；B型家庭養(yǎng)育孩子數(shù)=2.14，年齡=11.02，是否上學(xué)=0.99，健康水平=5.57，N=326。：A型家庭子女較少，孩子年齡較低，大部分并未進入義務(wù)教育階段，健康水平較高；B型家庭一般有2個以上子女，孩子的年齡較大且已進入學(xué)校學(xué)習(xí)，健康水平中等。A型家庭的家長主要負(fù)責(zé)日常生活照顧和陪伴；B型家庭的家長主要承擔(dān)孩子的課余時間教育監(jiān)督。

結(jié)構(gòu)方程群組比較模型共產(chǎn)生六個模型，模型A和模型A’為無限制模型，均假設(shè)在不受任何限制的情況下，不同群組模型中所有因素負(fù)荷量不存在顯著差異。模型B和B’為路徑系數(shù)相等模型，均假設(shè)在不受因素負(fù)荷量的影響下，不同群組模型中所有路徑系數(shù)不存在顯著差異。模型C和C’為結(jié)構(gòu)系數(shù)相等模型，均假設(shè)在不受因素負(fù)荷量的影響下，不同群組模型中測量系數(shù)相等、結(jié)構(gòu)系數(shù)相等。當(dāng)P值小于0.05時表明兩群組模型存在顯著差異。結(jié)果顯示，模型B和模型C的P值均小于0.05，說明A型家庭及B型家庭群組的路徑系數(shù)和相關(guān)系數(shù)存在顯著差異，模型C’的P值小于0.05，說明城市家庭和農(nóng)村家庭的路徑系數(shù)和相關(guān)系數(shù)存在顯著差異。不同群組比較參數(shù)詳見表5。

表5 不同群組模型比較參數(shù)

進一步分析家庭類型、城鄉(xiāng)兩個群組各自調(diào)節(jié)作用之間的差異，檢查群組比較參數(shù)矩陣，可見模型A、模型B兩條路徑系數(shù)的參數(shù)差異決斷值分別等于-2.272和-3.031，其絕對值均大于1.96，表示A、B兩類家庭在以下兩條路徑存在顯著差異：一是失能情況通過老人經(jīng)濟能力的中介作用影響子代家庭發(fā)展能力(PW8-W8)；另一個是老年人的經(jīng)濟能力直接影響核心家庭發(fā)展能力(PW9-W9)。模型B’路徑系數(shù)PW8和W8的參數(shù)差異決斷值等于-3.388，其絕對值均大于1.96，表示城市子代家庭中，失能情況通過老人經(jīng)濟能力的中介作用對子代家庭發(fā)展能力產(chǎn)生的影響，與農(nóng)村家庭具有顯著差異。由于兩組模型的路徑系數(shù)在“失能情況—老人經(jīng)濟能力”(即PW8-W8)這條路徑上，均有大于1.96的值出現(xiàn)，所以可以接受假設(shè)5、假設(shè)6，不同育兒類型、不同戶籍的核心家庭，失能情況通過老人經(jīng)濟能力的中介作用對子代家庭發(fā)展能力產(chǎn)生的影響均有顯著差異，差異主要體現(xiàn)在失能狀況受老人經(jīng)濟能力的中介作用而對子代家庭發(fā)展能力產(chǎn)生的影響上。群組影響的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)詳見圖4。

圖4 不同群組模型標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)比較

進一步比較不同群組之間自變量對因變量的影響路徑的總校應(yīng)、直接效應(yīng)、間接效應(yīng)及其P值，結(jié)果如表6所示。各群體模型中變量之間的路徑關(guān)系具有一定的一致性，首先體現(xiàn)在各群組老人經(jīng)濟能力變量的總效應(yīng)均為最大，其次，除農(nóng)村家庭外，老人衰老特征變量的總效應(yīng)均小于失能變量的總校應(yīng)。說明子女對老人的日常生活關(guān)照和聯(lián)系變得輕微，基本贍養(yǎng)功能多通過購買社會服務(wù)實現(xiàn)了轉(zhuǎn)嫁，而購買社會服務(wù)的經(jīng)濟資源主要來自于老人自身而不是子女，子女對老人的直接經(jīng)濟支持減弱。在農(nóng)村地區(qū)，子代家庭和老人還保持著較為密切的經(jīng)濟支持、事務(wù)性聯(lián)系和空間聯(lián)系，衰老加劇使老人無法繼續(xù)參與勞作、生活自理能力變差、生病住院或慢性病病程加劇，這些都對子女家庭發(fā)展能力影響較大。

具體來看，群組差異體現(xiàn)在以下幾個方面：首先，對比A型家庭與B型家庭。A型家庭老人經(jīng)濟能力的直接效應(yīng)顯著低于B型家庭，說明在B型家庭中，老年人經(jīng)濟條件對家庭發(fā)展能力的直接作用凸顯，這與很多人力資源角度的結(jié)論相吻合，即撫養(yǎng)孩子和贍養(yǎng)老人都會擠壓子代家庭的人力資源，且一定程度上是此消彼長的關(guān)系，B型家庭為照顧孫代需要花費更多的精力和金錢[38]，如果老人經(jīng)濟能力較好，能夠承擔(dān)自身的醫(yī)療費用、購買社會服務(wù)滿足照護需求，則對B型家庭發(fā)展能力的提升作用會更加有效和直接。

在“老人衰老特征影響子代家庭發(fā)展能力”這一路徑，A型家庭老人經(jīng)濟能力的間接效應(yīng)(-0.021)低于B型家庭(-0.233)，且A型家庭老人經(jīng)濟能力具有遮掩效應(yīng)，說明老人經(jīng)濟能力對B型家庭更能發(fā)揮中介作用。這與大多數(shù)社會學(xué)研究一致，即為照顧年幼的孫輩，A型家庭的老年人與子代家庭實現(xiàn)“階段性共居”，二者保持了密切的經(jīng)濟、空間和事務(wù)聯(lián)系，當(dāng)老人因衰老產(chǎn)生照護需求時，親密的A型家庭可以很快實現(xiàn)陪伴和調(diào)節(jié)；而隨著孩子逐漸長大，老人不再與子女共同居住，B型家庭的父輩與子代回歸完全的空間、經(jīng)濟和事務(wù)分化，老人的衰老變化被子代家庭所忽視。

在“失能情況影響子代家庭發(fā)展能力”這一路徑上，A型家庭老人經(jīng)濟能力的間接效應(yīng)為0.047，B型型家庭為0.468，且失能情況對B型家庭發(fā)展能力的影響完全通過老人經(jīng)濟能力的中介作用產(chǎn)生，說明在B型家庭中，一旦老人失能，幾乎必須通過老人自身及外界提供經(jīng)濟支持，購買醫(yī)療、照護服務(wù)，才能緩解對子代家庭發(fā)展能力的負(fù)向影響?？傮w來看，老人經(jīng)濟能力對B型家庭的影響更大，也就是說“上有老、下有多個小”的家庭更具脆弱性。

表6 不同群組總效應(yīng)、直接效應(yīng)、間接效應(yīng)的比較

其次，對比城市家庭和農(nóng)村家庭。城市家庭老人經(jīng)濟能力的直接效應(yīng)(0.662)顯著高于農(nóng)村老人(0.659)，說明老人的經(jīng)濟能力在城市更能發(fā)揮直接作用，即在城市生活工作的家庭，贍養(yǎng)老人的直接經(jīng)濟壓力比在農(nóng)村小。

在“老人衰老特征影響子代家庭發(fā)展能力”這一路徑上，城市家庭老人經(jīng)濟能力的間接效應(yīng)(-0.046)高于農(nóng)村家庭(-0.013)，說明老人經(jīng)濟能力在城市更能發(fā)揮中介作用。該差異由城鄉(xiāng)公共服務(wù)質(zhì)量、養(yǎng)老保障水平的差異和代際關(guān)系分化導(dǎo)致。首先，城市能夠提供種類繁多、價格多樣的社會化養(yǎng)老服務(wù)，且城市老年職工醫(yī)療保障和養(yǎng)老保障也相對完善，老人可購買到更多有效的醫(yī)療服務(wù)和照護服務(wù)來抵消因為衰老帶來的生理、心理不適，子女并不需要投入較多的人力和物力資本來照護老人的日常生活；其次，城市家庭代際分化更為徹底，老人與子代家庭的空間聯(lián)系、事務(wù)性聯(lián)系微弱。老人的日常衰老變化極易被子代家庭所忽視。

在“失能情況影響子代家庭發(fā)展能力”這一路徑上，城市群組老人經(jīng)濟能力的間接效應(yīng)(0.134)低于農(nóng)村群組(0.227)，說明老人經(jīng)濟能力在農(nóng)村更能發(fā)揮中介作用。這與我國城鄉(xiāng)居民收入、公共服務(wù)等領(lǐng)域的二元化密切相關(guān)。失能導(dǎo)致老人對人力照護的需求大幅增加，城鄉(xiāng)老人不約而同的選擇離子女更近，以便獲得家庭成員的周到照顧。但這種由小家庭向“大家庭”的重新回歸在城市群組里更加容易實現(xiàn)，因為房屋置換的成本更低。并且快速衰老期慢性病患病時間長、并發(fā)癥多、治療難度大，因此次均門診費與住院費均較高，老年人消費的醫(yī)療衛(wèi)生資源一般是其他人群的3～5倍[39]。與之相比，失能期的城市家庭并沒有額外支付更多的醫(yī)療費用和照護費用，甚至?xí)a(chǎn)生盈余，照顧者也由原來的社會提供，變成由家庭成員共同分擔(dān)，所以經(jīng)濟要素的中介作用有所減弱。

而在農(nóng)村群組則是另一番景象。老人失能后對農(nóng)村家庭的沖擊是多方面的，一是在農(nóng)村老人失能意味著家庭勞動力喪失，經(jīng)濟收入降低；二是在農(nóng)村難以購買到高質(zhì)量的醫(yī)療照護服務(wù)，且養(yǎng)老、醫(yī)療保障水平較低的情況下，騰出人手照料老人勢必會影響子代家庭的人力資源和經(jīng)濟資源，長輩多由兒媳照料，也可能導(dǎo)致夫妻異地引發(fā)情感危機。如果老人自身收入較高或頗有積蓄，可以給子代家庭予以補貼，那么將大大減輕子女的負(fù)擔(dān)，所以老人自身經(jīng)濟能力就對緩解農(nóng)村家庭的照護壓力和經(jīng)濟壓力具有更突出的作用。

農(nóng)村家庭是一個較為特殊的群組。第一，老人衰老特征的總效應(yīng)大于老人失能情況。第二，衰老特征影響子代家庭發(fā)展能力的直接效應(yīng)、總效應(yīng)、間接效應(yīng)均不顯著。最后，老人失能情況對子代家庭發(fā)展能力的負(fù)向直接影響在所有群組中最大(-0.205)，老人經(jīng)濟能力在這之中的調(diào)節(jié)作用也是較大的(0.227)。說明在農(nóng)村，即便老人對子代家庭的依存性很強，老人健康風(fēng)險和負(fù)面情緒也是被子女所忽視的。在身體“健康”時期，老人作為大家庭勞動力的一員，給子女帶來大量家庭發(fā)展紅利，但一旦老人失能后，這種情況馬上發(fā)生改變，由于社會有效支持不足，履行贍養(yǎng)義務(wù)會使子女家庭發(fā)展能力受到較大沖擊，子代家庭會想方設(shè)法減少老人失能情況給家庭的負(fù)面影響，比如由子女輪流照料，集中托管給村里的養(yǎng)老院，甚至對老人不管不顧，因此出現(xiàn)由“大家庭”返回“小家庭”的情形，對農(nóng)村老人和農(nóng)村失能老人家庭的支持刻不容緩。

5 結(jié)論

本文從微觀層面選取數(shù)據(jù)，使用SEM模型對贍養(yǎng)老人影響家庭發(fā)展能力的路徑進行了驗證性分析，對我國復(fù)雜多樣的家庭養(yǎng)老模式下，中年階段家庭與贍養(yǎng)上一輩的關(guān)系做了探討。

第一，子代的直接經(jīng)濟支持減弱了嗎？回答是肯定的。一方面，老人自身的經(jīng)濟能力是保障晚年生活質(zhì)量的關(guān)鍵因素，對減輕中年子女家庭負(fù)擔(dān)的影響系數(shù)高達96%。另一方面，由衰老引起的一般性照料需求可以通過老人自身的經(jīng)濟能力進行掩蓋，當(dāng)老人處在較好的公共服務(wù)和社會保障體系中時，家庭的日常照料功能基本實現(xiàn)了社會轉(zhuǎn)化，大大減輕了子女的照護負(fù)擔(dān)。

第二，子代的贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)減弱了嗎？從總體上看，很難籠統(tǒng)的說子代家庭的贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)正在減弱或是增強。

首先，失能對子代家庭發(fā)展能力有顯著的負(fù)直接影響。目前我國對居家失能老人的政策支持體系并不完善，這部分需求很難獲得及時有效的外界支持，所以失能對子代家庭的負(fù)面影響是迅速上升的，尤以B型家庭和農(nóng)村家庭為甚。其次，即便家庭實現(xiàn)了完全代際分化，子代家庭對上一輩的抵御風(fēng)險作用也十分突出。因為衰老特征疊加是轉(zhuǎn)化為失能的高風(fēng)險窗口期，子女或外界支持的適時介入可有效延遲高齡失能的到來。子代家庭雖然享受者家庭代際分化帶來的日常照護人力資源和經(jīng)濟資源的解放，但也承擔(dān)了老人失能提前到來的風(fēng)險。特別是對“雙高老人”來說，老人自身的經(jīng)濟能力發(fā)揮作用有限，子女家庭發(fā)展能力面臨很大的風(fēng)險。目前我國對老年慢性病患、老年健康管理、老年人孤獨等的關(guān)注十分欠缺，這部分也是家庭支持政策的盲區(qū)。最后，部分脆弱性強的家庭贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)正在加重。比如上一輩自身養(yǎng)老積蓄少，享有醫(yī)療、養(yǎng)老保障程度較低；子代家庭收入來源單一，養(yǎng)育子女?dāng)?shù)量多；地區(qū)的公共服務(wù)資源數(shù)量和質(zhì)量較差，照護服務(wù)市場發(fā)育不足，有這些脆弱性特征的家庭對贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)變化極為敏感。

綜上所述，進一步提升居家養(yǎng)老家庭支持政策效果需要把握幾個要點：一是增加針對高風(fēng)險衰老特征人群的政策支持。這部分為子代家庭所忽視，但公共服務(wù)有效介入可以幫助家人及時掌握老人在健康風(fēng)險和負(fù)面情緒上出現(xiàn)的問題，極大減少高齡失能風(fēng)險，減輕后期子代家庭的經(jīng)濟投入和照護投入。這類政策措施必須抓住時機，深入到家庭中去，尤其是在老人孤獨、焦慮等負(fù)面情緒早期和慢性病無危險階段，幫助子女及時辨識、降低進一步發(fā)展的風(fēng)險；對因突發(fā)疾病、意外事故導(dǎo)致住院、手術(shù)的老人，基層衛(wèi)生服務(wù)機構(gòu)必須加強對本人及照護者的后期康復(fù)鍛煉、護理支持，關(guān)注老人骨折、腦出血、中風(fēng)等常見突發(fā)疾病的恢復(fù)，避免后期康復(fù)不當(dāng)導(dǎo)致失能；加強對農(nóng)村地區(qū)老人的健康管理。幫助改善家庭衛(wèi)生、飲食習(xí)慣，開展健康檢查，對生活習(xí)慣差、健康意識淡漠的老人及其家人提供支持和幫助。二是提升對老人的直接經(jīng)濟支持政策。對多子女家庭中的失能老人來說，外界支持必須直接作用于老人自身而不是通過子女，采取更為直接的經(jīng)濟補助效果更好，有別于以往對失能老人的補助方式是由子女代領(lǐng)或國外較多采用的補貼給居家照護的子女的方式，應(yīng)根據(jù)老人的失能情況和經(jīng)濟條件，給予失能老人直接的經(jīng)濟補貼、照護補貼、醫(yī)療補助，提高老人自身的經(jīng)濟支配能力，完善養(yǎng)老市場服務(wù)供給。三是關(guān)注農(nóng)村地區(qū)失能老人的救助，采取綜合性手段支持農(nóng)村失能老人家庭，比如適當(dāng)降低農(nóng)村失能老人家庭的教育成本，增加收入多樣性提高農(nóng)村家庭抵御風(fēng)險的能力，幫助農(nóng)村老人進行健康管理，為農(nóng)村失能老人家庭提供互助型支持等。四是對不同衰老特征的群體采取有區(qū)別的支持政策。國外已經(jīng)開展了一系列家庭照顧者社會支持服務(wù)，包括家庭支持、小組支持、喘息性服務(wù)、為個人提供信息支持和幫助等，國內(nèi)的家庭支持政策較為粗放，容易出現(xiàn)邊際效應(yīng)遞減和社保資源浪費，建議根據(jù)不同衰老表現(xiàn)、失能狀況、經(jīng)濟支付能力和子代家庭情況，制定更為細(xì)化、綜合性的失能老人家庭救助、支持政策。比如鼓勵企業(yè)為失能老人家庭提供彈性工作時間制度，加強家庭成員基本照護技能培訓(xùn)，加強夫妻雙方共擔(dān)家庭責(zé)任教育，對慢性病老人、術(shù)后老年病患、獨居老人的健康風(fēng)險進行高危預(yù)警并及時介入，開發(fā)家庭喘息性服務(wù)等。

為盡量簡化SEM結(jié)構(gòu)，本文在數(shù)據(jù)處理方面顯得有些粗糙，如家庭人力資源指標(biāo)的選取并不全面、以夫妻家務(wù)時間差代表夫妻感情的做法也值得商榷。同時，受樣本所限，50-59歲中年階段家庭發(fā)展能力的路徑分析模型并不理想。實際上，采用縱向追蹤數(shù)據(jù)，使用更加細(xì)化的年齡層面探討影響路徑更加有研究意義，有待于進一步的研究。