【作者简介】任强，北京大学人口研究所，副教授；唐启明，加州大学洛杉矶分校加州人口研究中心，教授。

　　【内容提要】文章使用2010年中国家庭追踪调查基线数据，从幸福感、生活满意度和抑郁程度三方面分析了中国老年人与子女、孙子女不同居住方式下的情感交换与冲突状况。结果显示，配偶是决定幸福感的关键，无论是否与亲属同住，丧偶或配偶不在身边的老人抑郁程度均较高。独立生活的老年夫妇与在三代家庭生活的幸福感较强。无论是只与成年子女还是孙子女一起生活，二代家庭户格局显著损害老人的情感健康。独居或与其他亲属同住的老年人，情感健康状况较差，但与非亲属同住的老年人幸福感最强，不存在抑郁问题。总体上看，居住安排的变化趋势没有预示着社会负担的增加。

　　【关 键 词】老年人；居住安排；情感健康；代际关系

　　随着城市化发展、住房格局的变化，以及大规模的人口迁移等，老年人传统居住模式已经发生了变化。主要表现为老年人与成年子女同住的比例大幅下降，老年夫妇独立生活或独居老人的比例快速上升。此外，由于农村劳动力大规模向城镇迁移，成年子女没有时间和居住空间照顾孩子，或由于孩子就学、升学等问题，造成许多未成年子女留守在原住处或被送回家乡与祖父母一起居住(Silverstein等，2006)。因此，在过去的20多年里，出现了一种新的家庭居住格局，即祖父母与未成年孙子女一起居住的“隔代家庭”。

　　在传统居住模式下，老年人与成年子女之间的关系多为赡养关系。在当前社会多元化背景下，这种关系趋于复杂，需要重新认识老年人与子女居住格局发生变化的原因与后果，才能有效提高老年人的生活质量。目前，老年人与成年子女或只与孙子女同住是中国的传统文化还是社会转型阶段某种选择，需要做出判断。如果居住安排类型是老年人与成年子女之间精力、时间、财务、相互支持等方面的交换关系，那么不同居住类型对老年人情感健康的影响可能是完全不一样的。关于老年人与成年子女同住的影响有两类理论。一类是“家庭支持理论”，认为老年人与子女同住可以获得财务支持和日常生活照料，降低孤单和寂寞的可能性。另一类是“家庭冲突理论”，认为家庭生活的矛盾可能降低家庭成员之间彼此交往的益处。从某种程度上讲，老年人是否与成年子女同住或只与孙子女同住，在一定条件下是理性的选择，但也可能是被迫选择。出于何种选择，老年人的情感表现是最直接的结果。

　　然而，目前这方面研究未能明确阐明与子女或孙子女同住是促进还是降低老年人的情感健康。对于隔代家庭这种新居住安排是否影响老年人的情感健康，虽然目前给予了高度关注，但认识并不完全。主要原因是：(1)以往调查设计的局限——只有家庭成员与户主的关系，而不清楚家庭成员之间的关系；(2)比较方法欠妥，如研究者虽然对居住安排做了各种分类，但基本是简单地用某一类别分别与其他所有类别相比，因参照类不同使各项研究之间难以比较(Sun等，2011；Ye等，2014)。现有相关研究均有一定的局限性，有的研究对象仅为80岁以上的老年人(Zeng等，2002)，而关注老年人“隔代”居住的研究也仅限于一些小范围的调查，如安徽巢湖某一村镇的调查数据(Silverstein等，2006)。因此，这些研究不能从总体上代表和反映中国的情况。本文利用中国家庭追踪调查详尽的家庭关系设计构建了中国老年人居住安排的各类组合，并在此基础上，在各类别之间进行两两对比，尝试检验中国老年人在不同居住格局下的“家庭支持理论”和“家庭冲突理论”。

　　一、数据和变量

　　(一)数据

　　本文使用2010年中国家庭追踪调查基线数据，不包括机构养老人口①。这是一项多阶段概率抽样的全国家庭追踪调查，包含14960家户，家庭成员57155人，访问了所有10岁及以上家庭成员。分析样本是7038位年龄在60岁及以上的老人，删除23位与16岁以下未成年子女同住的样本后②，有效样本为7015人。

　　针对有些变量的缺失值，如家庭收入(592个缺失值)、与子女亲近程度(1362个缺失值)等变量，我们使用多重填补方法进行了估算(StataCorp，2013)③。最终分析基于7015个完整样本。使用多重填补法的前提假设是被填补变量的缺失值是“随机缺失的”(MAR)(Rubin，1987；Little等，2002)。也就是说，某一模型中控制了其他变量之后，存在缺失值变量的真实值与缺失值之间不存在相关关系。

　　“与子女亲近程度”变量存在较多缺失值。我们猜测缺失的一种可能性是，在访员或其他人面前与子女根本没有往来的老人出于“面子”而不愿意回答此问题。虽然没有直接方法评估这种猜测，但可以采取间接方法进行测试：如果没有回答亲近程度问题的老人与那些回答了此问题的老人相比幸福感较低、对生活不满意和抑郁程度较严重，表明“与子女亲近程度”变量的缺失值可能反映了不与子女亲近的情况。于是，我们设置了一个虚拟变量，即没有回答“亲近程度”变量的老人编码为1，其他为0。我们用此虚拟变量对3个因变量进行回归，结果显示那些没有回答“亲近程度”变量的老人幸福感、满意度较强，抑郁程度较低④。因此，与子女亲近程度不高的老人不太可能回答“亲近程度”问题的猜测是不成立的。由于没有其他不是随机缺失可能性的证据，因此我们将“与子女亲近程度”变量的缺失值视为随机缺失，并对其运用多重填补法。

　　(二)变量

　　1.因变量

　　我们用李克特量表和抑郁量表研究老年人情感健康，其变量为：(1)幸福感。应答者根据自己的感受对“您觉得自己有多幸福?”给出相应的得分。(2)生活满意度。应答者根据自己对生活的满意程度对“您对自己生活的满意程度?”给出相应的分值。(3)抑郁程度。我们从一组广泛使用的CES-D 6题项量表构建一个测量指标(Rafloff，1977)。每一个题项，应答者都被问及最近1个月对某一方面的精神状况感受程度。根据应答者描绘的程度不同，将选项赋值为1～5分。综合指标是对每个应答者所做出的l～5分计算6个题项的平均得分⑤。结果显示信度非常高(克朗巴哈Alpha=0.87)。

　　2.自变量

　　老年人的居住安排是本文研究的重点。随着社会的发展，老年人的居住类型也发生了较大变化，不再是传统的多代居住格局。鉴于在社会转型阶段，居住安排对老年人的代际支持和情感健康有着与传统不一样的特点，本研究根据老人是否与配偶、成年子女和孙子女一起居住，划分出十类居住方式(见表2)。除了居住安排变量之外，我们在模型中控制了可能对老人情感健康产生影响的其他因素，包括性别、受教育年限、存活子女、健康状况、居住地、家庭收入、住房条件、与子女亲近程度、与子女交往等变量。分析变量的描述统计如表1所示。

　　表1显示：(1)中国老年人总体上比较幸福，对生活比较满意，抑郁程度较低。(2)样本中男女各占一半，平均年龄为69.3岁，70％的老人是在婚状态，96％的老人有存活子女，86％的老人无功能障碍，43％的老人居住在城镇地区，平均受教育年限约为3年，识字率为28％(即在34个字词中平均认识9.68个)。(3)老年人生活的家庭平均年收入为2565元，16％的老人生活在住房困难的家户中，老人与子女的亲近程度较高，但能够给予子女各个方面帮助的比例不高。(4)在上述变量中，除了幸福感与生活满意度之间相关性较高，其他变量之间的相关性均不强。