有限度的条件式依赖:健康因素对老年人居住安排变动的影响

冯 路,陈 功

(北京大学 人口研究所,北京 100871)

近年来,中国老龄化发展十分迅速。根据全国年度统计公报,2022年中国60岁及以上人口占比从2006年的11.3%上升至19.8%,65岁及以上人口占比从2000年的7.0%上升至14.9%;60岁及以上和65岁及以上老年人口规模已经分别达到了28004万人和20978万人。我国人口老龄化进程进一步加速,呈现出向深度老龄化发展的趋势[1]。

伴随着老龄化进程,中国的家庭结构发生了一系列变化,两代户、三代户等传统家庭结构比例下降,而夫妻户、单身户、隔代户等类型的家庭结构占比持续上升[2-4]。以男性家长为中心组织家庭生活的传统模式被逐渐打破,代际关系的独立性趋强,家庭结构趋于小型化、核心化、简单化,赡养功能萎缩[5-8]。

家庭结构与代际关系的变化也意味着老年人的居住安排发生了重大转变。老年人居住安排渐趋灵活,代际同住的比例迅速下降[9-12],老人一人独居或仅与配偶同住的空巢模式所占比例增长态势明显[13-15]。此外,还出现了隔代家庭、非婚同居等特殊类型的居住安排模式[16]。

在此背景下,研究老年人的居住安排及其影响因素具有重要的现实意义。居住安排是代际关系的直观呈现,它不仅是物理空间上家庭成员之间生活形态的呈现,而且还体现了家庭成员之间、家庭与社会之间的纽带关系以及资源、服务、情感等生活要素的流动模式,为深入研究老年人养老安排,进而积极应对人口老龄化提供了重要支撑点。

一、文献述评与研究假设

费孝通通过反馈模式、接力模式,对中西方传统的养老模式进行了区分。他认为,反馈模式基本上是保持的,因为尽管已婚的儿子与父母分家,他对父母经济上的赡养义务并没改变。在田野研究的基础上,杨善华、贺常梅对费孝通理想状态下均衡互惠的反馈模式进行了修正,提出了“责任伦理”的概念[17]。在杨善华的分析里,责任伦理指的是老年人只强调自己对后代的责任和义务,从而在各方面对子女(包括孙子女)不计回报地付出,对子女在养老方面尽“孝”不到位很宽容,同时在生活(经济支持、生活照料和精神慰藉)上尽量自立(即老年人自养和老夫妻互养)以减轻子代的赡养责任[8]。责任伦理的概念,实际上反映了老年人基于社区情理与社会现实,在与子女互动过程中对家庭代际关系进行重新界定。

与中国社会特殊的“责任伦理”相映照的是,不少研究者也用“恩往下流”“下行式家庭主义”来形象概括代际资源分配模式,即将家庭资源更多集中在子辈、孙辈上[18-20]。钟晓慧、何式凝用“协商式亲密关系”对“啃老”行为进行了重新解读,指出父母不是“被啃”的受害者,而是子女购房的主动参与者和积极行动者,并以此稳定代际关系[21]。张建雷、曹锦清的研究更进一步,用代际剥削的视角来分析当下中国的家庭养老关系,提出了“无正义的家庭政治”的概念,认为农村老年人的生活遭遇了全面危机[22]。

代际同住的相关研究佐证了上述代际关系的典型特点。许琪研究发现,仅从老年人的需求无法解释代际同住问题,子女在住房上对父母的依赖以及需要父母分担家务和帮助照料未成年小孩等是导致代际同住的重要原因[23]。Zhang Zhenmei等从子女的角度分析指出,能够提供孙子女照料或资源支持的父母,子女与其同住的可能性大幅度提高[24]。靳小怡、崔烨、郭秋菊指出,随迁父母与子女同住的目的多是给外出务工子女提供家庭照料[25]。黄丽芬通过对“老漂族”的研究发现,老年人通过周期性的城乡往返成为资源输送者,帮助子女及时纾解在城压力[26]。白美妃、孙国嫄以县域城镇化为背景,分析了农民的代际关系和养老安排,指出农民步入老年后可分为能通过劳动挣取相对可观收入、能独立生活、不再能独立生活3个阶段,不同阶段对应不同的居住与生活安排[27]。

基于以上研究,本文倾向于认为,老年人将更多依赖自养解决养老问题,以尽可能减轻子女负担。在健康状况尚可的情况下,将更多地选择独自居住。亦即,健康状况越好,老年人对子女家庭的依赖就越小,居住安排的独立性也越强;健康状况越差,对子女家庭的依赖越大。这意味着,良好的健康状况,将使得老年人转变为(或保持)独自居住的概率更高;较差的健康状况,将使得老年人转变为(或保持)代际同住的概率更高。据此,本研究做出如下假设:

假设1:自评健康越好,老年人从独自居住转向代际同住的概率越低,从代际同住转向独自居住的概率越高,居住安排模式呈现向独自居住转移的态势。

假设2:日常生活能力(ADL)受到限制,老年人从独自居住转向代际同住的概率更高,从代际同住转向独自居住的概率更低,居住安排模式呈现向代际同住转移的态势。

假设3:患有慢病的老年人,从独自居住转向代际同住的概率更高,从代际同住转向独自居住的概率更低,居住安排模式呈现向代际同住转移的态势。

目前,关于老年人健康对其居住安排的影响尚未形成一致结论。有的研究认为,良好的健康状态有利于老年人独自居住;反之,健康状况欠佳,老年人就被迫更多地依赖家庭和子女,并与子女同住[28]。也有研究认为,良好的健康状况有利于老年人继续为子女和家庭付出,所以会提高与子女同住的概率[29]。总体来看,有必要进一步研究健康因素对居住安排的影响机制;同时已有研究多探讨健康对居住安排的影响,还尚少研究聚焦健康因素对居住安排变动的影响,相关问题仍需进一步分析。

二、使用数据与研究方法

(一)使用数据

本文采用中国老年健康影响因素跟踪调查数据(CLHLS)。“中国老年健康影响因素跟踪调查”项目组于1998年在22个省/市/自治区进行了首次调查,当时称为“中国高龄老人健康长寿影响因素研究”,当时的调查对象为80岁及以上高龄老人。自2002年以来,将调查范围扩展到65岁及以上老人,并将调查名称改为“中国老年健康影响因素跟踪调查”。本文采用2008年至2018年的跟踪调查数据。该调查数据分别于2008、2011、2014、2018年在全国22个省/市/自治区(辽宁、吉林、黑龙江、河北、北京、天津、山西、陕西、上海、江苏、浙江、安徽、福建、江西、山东、河南、湖北、湖南、广东、广西、四川、重庆)采集,这些省/市/自治区的人口约占全国总人口的85%。数据使用中进行了必要的加权处理。

(二)变量处理

1.因变量。本研究关注代际同住、独自居住两种主要居住安排类型,并重点探讨两种居住类型之间的相互转变问题。代际同住,即与子女同住的居住安排模式,是指老年人与包括子女或孙子女等直系亲属以及(或)直系亲属配偶等共同生活的居住模式。独自居住是指不与子女同住的居住安排模式。在本研究中,将一人独居或者仅与配偶同住两种子类型的居住安排模式明确为独自居住。在本研究中,居住安排变动特指老年人基期居住安排发生变动的情形。这种变动,可能是老年人主动为之,也可能是受环境所迫。考虑到笼统讨论居住安排变动的实际意义有限,在分析过程中,本研究将老年人按照基期居住安排分为两个子样本,居住安排变动也随即被赋予了方向特性和社会意义。因此,居住安排变动实际在本研究存在两种情形:从代际同住转为独自居住,或者从独自居住转为代际同住。

在数据处理过程中,首先处理2008年基期数据。根据问卷A5-1“您现在与谁住在一起”(家人、独居、机构),清理出老年人中“一人独居”和“其他”两类居住安排类型。然后,根据A5-3关于共同生活家庭成员情况,清理出老年人中“仅与配偶同住”“与子女同住”“其他”三类居住安排类型。将“与子女同住”定义为“代际同住”类型,与(曾)孙子女同住的类型也一并划入“代际同住”的类型。“一人独居”“仅与配偶同住”一并划入“独自居住”类型。

考虑到在当下中国社会中,机构居住等特殊居住安排仍然是少数,在CLHLS(2008—2018年)的数据中占比不超过5%,并且本研究侧重研究代际同住相关问题,其他类型居住安排及其变动情况暂不在考虑范围内。因此,本研究对基期(2008年)时点的“其他”类型居住安排的相关案例予以剔除。

对于2011年、2014年、2018年的数据,分别对存活老年人按照2008年基期清理步骤进行处理(后续3期的“其他”类型居住安排的相关案例不做剔除处理),最后得到4个时点“代际同住”“独自居住”的人群分布情况。

居住安排变动变量构造通过基期和末期的老年人居住安排类型比较得出。在2011年调查时点上,对于2008—2011年间死亡或者失访的老年人,由于仅有2008年时点的单期居住安排数据,无法进行居住安排的前后比较,因此,对这部分死亡和失访样本的相关数据也予以剔除处理。最终,进入本研究的案例数为11665人,占2011年调查时存活老年人总量的97.07%。

之后,依次对老年人的基期和末期的居住安排类型进行比较。在下一期死亡或失访的老年人,以上一期为末期,并比较该次居住安排(末期)与基期(2008年)居住安排的变化情况。即,对2014年调查时已经死亡或失访的老年人,比较其2008年和2011年的居住安排变动情况;对于2018年调查时已经死亡或失访的老年人,比较其2008年和2014年的居住安排变动情况。对于2018年存活的老年人,以2018年为末期,并比较2008年和2018年两次居住安排的变化情况。

通过比较,得出居住安排变动相关的两个相互关联的因变量。一是居住安排变动的二分变量。居住安排发生变动(“变动”)编码为“1”,没发生变动(“稳定”)编码为“0”。二是居住安排变动的多分类变量,主要包括“保持独自居住”“保持代际同住”“转向独自居住”“转向代际同住”。

2.关键变量。本文主要关注健康因素对老年人居住安排的影响,从自评健康、日常活动能力、慢病情况3个维度衡量老年人的身体健康状况。为控制内生性问题对分析因果关系的影响,关键变量和自变量根据基期状态进行整理。

自评健康:调查问卷中,将自评健康设计为五分类,包括很好、好、一般、不好、很不好。在数据处理中,将此变量合并为良好、一般、差三大类。

日常活动能力:日常活动能力是老年人生活自理能力的重要体现。在生活不能自理或部分丧失生活自理能力的情况下,老年人将会更加依赖配偶或子女等家人的照料。本研究将问卷中涉及的14项“日常活动能力”量表指标进行合并计算,其中,又将完全受到限制和部分受到限制合并为受到限制。在此基础上,如果老年人至少有其中的1项日常活动能力受到限制,则将该老年人定义为日常活动能力“受到限制”(编码为“1”),反之则定义为“不受限制”(编码为“0”)。

慢病情况:此次调查问卷,询问了老年人罹患慢性疾病情况,涉及高血压、糖尿病、心脏病、中风及脑血管疾病、支气管炎、肺气肿、哮喘病或肺炎、肺结核、白内障、青光眼、癌症、前列腺疾病、胃肠溃疡、帕金森氏病等25种。本研究根据老年人填答情况,统计了每位老年人患有慢病的种数。同时,按照慢病种数,将慢病情况变量转化为有无慢病的二分变量。

3.控制变量。控制变量主要是人口特征变量和社会经济地位变量,包括年龄、性别、城乡、民族、婚姻状况、有无儿子、受教育程度、有无退休金、有无自有住房、自评经济状况等。

(三)分析方法

在描述性分析部分,主要通过频次分析、交互分析以及t检验、卡方检验等方法,分析居住安排和居住安排变动的人群分布情况,并比较分析不同特征群体之间的显著性差异。描述性统计分析为后续通过线性回归分析探索自变量与因变量之间的关系提供支持。

在因果关系推论分析部分,主要运用二分类Logistic回归模型。回归模型的表达式为:

即,

logitP=β0+β1x1+…+βixi

在本研究中,主要因变量是居住安排变动。在模型分析时,倘若不考虑变动方向,模型的解释力无疑将会受到限制和影响。因此,在全样本的二分类Logistic回归模型(模型一)的基础上,本研究将样本按照基期是否与子女同住划分为两组,即基期独自居住(模型二)和基期代际同住(模型三)两个子样本,并分别进行二分类Logistic回归分析。通过子样本分析,实际上将居住安排变动的方向和性质纳入分析的视野之中,有利于判断同一自变量对居住安排变动的影响。

三、描述性分析结果

(一)居住安排变动的总体情况

老年人居住安排变动(基期与末期)的总体情况如表1所示。从总体来看,调研期间,70.5%的老年人居住安排保持稳定,28.2%的老年人居住安排发生变动。其中,11.6%的老年人转向独自居住,16.6%的老年人转向代际同住。表1同时展示了子样本的居住安排变动情况。在独自居住的老年人中,31.6%的老年人居住安排发生变动;而在代际同住的老年人中,25.2%的老年人居住安排发生变动。总体来看,独自居住老年人更多发生居住安排变动。

表1 老年人居住安排变动的总体情况

(二)老年人的基本健康状况

老年人健康状况的描述性分析结果为:自评健康良好的老年人占总体的51.2%,自评健康一般的老年人占总体的32.3%,自评健康差的老年人占总体的15.2%。日常生活能力受到限制的老年人占总体的27.3%,不受限制的老年人占72.7%。没有患慢病的老年人占总体的38.8%,罹患了1种及以上慢病的老年人占61.2%。

(三)老年人健康状况与居住安排变动的相关分析

利用交叉表和卡方检验,本研究对不同健康状况下老年人居住安排变动的相关情况进行了描述性分析。结果如表2所示:

第一,相对自评健康良好的老年人,自评健康差的老年人居住安排变动的比例较低。在全样本中,自评健康良好的老年人中有28.7%居住安排发生了变动;自评健康差的老年人,这一比例为25.7%,相对较低。在独自居住子样本中,自评健康良好、一般的老年人,居住安排变动的比例分别为31.2%、33.0%,而自评健康差的老年人这一比例为29.0%,略为低一些。在代际同住子样本中,自评健康良好、一般的老年人,居住安排变动的比例分别为25.8%、26.2%,也相对高于自评健康差的老年人(21.3%)。这表明,相对良好的健康状况有利于老年人调整居住安排。

第二,日常活动能力受到限制的老年人,居住安排发生变动的比例较低。在全样本中,日常生活能力受到限制的老年人,居住安排发生变动的比例为27.6%,略低于日常生活能力不受限制的老年人(29.0%),但差异不明显。在独自居住的子样本中,日常生活能力受到限制的老年人,居住安排变动的比例为36.5%,高于日常生活能力不受限制的老年人(30.0%),差异具有显著性。在代际同住的子样本中,日常生活能力受到限制的老年人,居住安排变动的比例为19.8%,低于日常生活能力不受限制的老年人(27.6%),差异具有显著性。

通过比较可知,日常生活能力受到限制后,代际同住的老年人居住安排发生变动的可能性相对下降,而独自居住的老年人居住安排发生变动的可能性相对提高。这反映了日常生活能力受到限制后,老年人居住安排可能会呈现出向代际同住聚集的态势。

第三,患有慢性疾病的老年人,居住安排的稳定性相对更高。在全样本中,患有慢性疾病的老年人,居住安排发生变动的比例为28.0%,略低于没有患慢性疾病的老年人(29.5%),但差异不显著。在独自居住子样本中,患有慢性疾病的老年人居住安排发生变动的比例为30.4%,低于没有患慢性疾病的老年人(33.5%),差异具有显著性。在代际同住子样本中,是否患有慢性疾病的两类老年人群体在居住安排变动上不存在显著差异。

四、回归模型分析

本研究将健康状况相关变量纳入回归模型,分析结果如表3所示:

表3 健康状况相关变量对居住安排变动的影响

第一,自评健康状况良好的老年人,相比自评健康状况差的老年人,居住安排变动的概率更高,呈现“系数双高”的态势。在全样本(模型一)中,自评健康状况良好的老年人,居住安排发生变动的几率是自评健康状况差的老年人的1.217倍;自评健康状况一般的老年人,居住安排发生变动的几率是自评健康状况差的老年人的1.282倍,均具有显著性。

同时,在独自居住的子样本(模型二)中,自评健康状况良好的老年人,居住安排发生变动的几率是自评健康状况差的老年人的1.365倍;自评健康状况一般的老年人,居住安排发生变动的几率是自评健康状况差的老年人的1.409倍。在代际同住的子样本(模型三)中,自评健康状况良好的老年人,居住安排发生变动的几率是自评健康状况差的老年人的1.402倍;自评健康状况一般的老年人,居住安排发生变动的几率是自评健康状况差的老年人的1.488倍。以上结果均具有显著性。

可以看出,自评健康状况与老年人居住安排之间具有显著相关性。自评健康较好的老年人,在居住安排上具有更多的不稳定性(也可以理解为灵活性)。

第二,日常活动能力受到限制将增加老年人居住安排发生变动的概率。在独自居住子样本(模型二)中,老年人日常活动能力受到限制时,居住安排发生变动的几率是不受限制时的1.196倍。在代际同住子样本(模型三)中,老年人日常活动能力受到限制时,居住安排发生变动的几率是日常活动能力不受限制时的1.232倍。

在模型二中,日常活动能力受到限制时,老年人更多寻求子女的支持,从而转向代际同住。按此思路,在模型三中,日常活动能力受限制时,老年人将更愿意维持代际同住的现状。但是,模型三的实际结果恰恰相反,对于代际同住的老年人,他们反而在日常活动能力受到限制时转向独自生活。

第三,患有慢病会增加代际同住老年人居住安排变动的概率。在代际同住子样本(模型三)中,患有的慢性疾病个数每增加1个,老年人居住安排变动(转向独自居住)的几率上升为原先的1.086倍,具有显著性。但是,在独自居住子样本(模型二)中,患有慢性疾病个数与老年人居住安排变动之间没有显著相关。总体来说,患有慢病时,老年人居住安排变动的概率增加,每新增1种慢性疾病,居住安排变动的几率提升为原先的1.039倍(模型一),但是这种显著性影响主要来自代际同住子样本。

五、总结与讨论

通过上述分析发现:第一,良好的自评健康使代际同住的老年人有更大可能转向独自居住,验证了研究假设1的前半部分;但是,良好的自评健康也导致独自居住的老年人有更大可能转向代际同住,与研究假设1的后半部分并不相符。也即,良好的自评健康状况促成了“双高系数”,即独自居住转向代际同住、代际同住转向独自居住的概率均呈明显增长态势,居住安排变动的可能性变大,未呈现向独自居住转移的态势。结合中国老年人在身体健康允许的情况下帮助子女承担家务、隔代照料的普遍情况,不难理解独自居住的老年人在自评健康良好的情况下更多转向了代际同住。

第二,日常活动能力受到限制时,独自居住的老年人改变居住安排的概率提升,这与研究假设2相符。但是,日常生活能力受到限制时,也同时导致代际同住的老年人改变居住安排的概率提升。可见,日常生活能力受到限制,并未使得居住安排模式呈现向代际同住转移的态势,与研究假设2不完全相符。

这说明,老年人日常活动能力受到限制后,对子女照料的需求构成了“硬”需求,迫使独自居住的老年人转向代际同住。与此同时,非常矛盾的是,代际同住的老年人日常活动能力受到限制后,也并未更多地保持代际同住的状态。

第三,在研究假设中,我们假定老年人健康状况恶化,会限制老年人独自居住的可行性,促使老年人更多地转向(或保持)代际同住的状态。然而,我们实际的研究发现,患有慢性疾病时,代际同住的老年人会更多地转向独自居住,而不是更倾向与子女同住;同时,患有慢性疾病的老年人,从独自居住转向代际同住的概率也未见显著提升。这些研究发现与研究假设3相悖,反映出老年人并未因为患有慢性疾病而增加对子女和家庭的依赖程度。

此前的研究认为,健康状况越差、日常生活能力越差,老年人越有可能代际同住。但是,通过健康因素对居住安排变动情况的分析发现,健康状况恶化,特别是患有慢病,并不是老年人向代际同住聚集的关键因素。即使是在日常活动能力受到限制、慢病个数增加时,代际同住的老年人仍然有更大概率独立出来生活。特别是考虑到带病生存是老年生活的常态,一般性的罹患慢病并不显著影响生活能力,因而慢病个数增加并未导致老年人居住安排呈现向代际同住转移的态势。

虽然本文的研究结果仅部分验证了研究假设,但是结合中国代际关系中特殊的“责任伦理”和“恩往下流”“下行式家庭主义”的资源分配模式,或许不难理解矛盾之处。上述研究发现恰好说明了现实的复杂性以及中国老年人的自养状态。除非健康状况出现“硬约束”,否则在一般条件下,即便健康状况欠佳,老年人仍会倾向于或者被迫选择独自居住,以减轻子女家庭负担。此前的研究曾尝试用互惠合作、资源交换或现代化理论来解释老年人的居住安排和家庭的养老模式,但不能完全解释当下中国的现实情况。

基于以上分析和研究结果,本研究尝试将中国老年人的居住安排模式界定为“有限度的条件式依赖”。即,健康因素对中国老年人居住安排变动的影响,是一种条件式响应。只有在老年人出现较为严重的健康问题时,他们才考虑向代际同住的方向转变。对于这部分带病转向或继续独自生活的老年人群体,政策制定者和社会工作者应给予特别的关注和关怀。

最后,本文存在一些不足。虽然本文尝试对老年人的居住安排进行动态考察,分析了老年人居住安排变动情况,但是目前的分析没有揭示老年人居住安排的连续性变动轨迹。同时,在分析居住安排变动情况时,主要考虑了代际同住和独自居住两种类型,对一人独居、仅与配偶同住两类独自居住类型的亚类型未做区分处理,也没有考虑机构居住、与他人同住、隔代生活、临近居住等特殊情形。此外,本文虽融入了代际关系的视角,但并没有直接引入子女需求等相关性的变量以深化分析。以上不足,有待在今后的研究中进一步改进。