□梁海祥

居住方式對青少年健康的影響
——基于中國教育追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)的實證研究

□梁海祥

本文使用中國教育追蹤調(diào)查2013-2014學年和2014-2015學年兩期追蹤數(shù)據(jù)，研究父母與孩子的居住方式是否影響以及如何影響孩子的健康狀況。結(jié)果顯示，與雙親同住的居住方式更有助于孩子的健康。在不同居住方式下形成的生活方式、家庭社會經(jīng)濟地位和父母互動情況都會有差異，而這三種機制影響著青少年的健康。與父親同住的孩子比與雙親同住的健康差，兩種居住方式間父母互動的差異則是主要原因。伴隨著中國人口頻繁流動產(chǎn)生大量的流動與留守兒童，而父母與孩子居住方式的改變使得傳統(tǒng)家庭中健康功能遭受破壞，因此會對孩子的健康造成損害，從而產(chǎn)生新的健康不平等。

居住方式；健康不平等；青少年；剝奪機制

一、研究問題

Smilkstein在1980年將家庭定義為“能提供社會支持，其成員在遭遇軀體或情感危機時能向其尋求幫助的，一些親密者所組成的團體”[1]。其中隱含地體現(xiàn)出了家庭的功能性，同時也印證了功能主義的觀點，即家庭是孩子生長的最基本的社會組織和社會制度，對孩子成長和以后的生活至關(guān)重要[2]。家庭結(jié)構(gòu)實質(zhì)上體現(xiàn)的是家庭成員的組成，以及家庭成員間的相互作用、相互影響的狀態(tài)，并且由這種狀態(tài)形成相對穩(wěn)定的聯(lián)系模式[3]。但是這種穩(wěn)定的結(jié)構(gòu)在中國社會發(fā)展的大背景下也發(fā)生著變化，楊舸利用“中國家庭動態(tài)調(diào)查”(CFPS)數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，現(xiàn)在的家庭規(guī)模不斷縮小，居住方式也同時發(fā)生了顯著變化，具體表現(xiàn)為核心家庭比例下降，直系家庭、單人家庭、空巢家庭比例提升[4]。王躍生利用綜合調(diào)查數(shù)據(jù)分析出中國城鄉(xiāng)家庭結(jié)構(gòu)變動如表1所示，從1982年到2010年全國的家庭結(jié)構(gòu)發(fā)生了巨大變化[5]，例如夫妻核心家庭比例在1982年為4.79%，到2010年這個數(shù)據(jù)上升到18.46%。因此隨著社會轉(zhuǎn)型，居住方式發(fā)生變化，隨之而來的家庭功能也發(fā)生變化。在中國政府組織發(fā)布的《中國家庭發(fā)展報告2014》中就提出中國家庭面臨的三大挑戰(zhàn)，其中一個就是因城鎮(zhèn)化產(chǎn)生的流動家庭和留守家庭困難[6]。

對老年人群體來說居住模式影響的是自身養(yǎng)老問題，居住方式和代際模式的變遷使得家庭功能減少，其中家庭養(yǎng)老的作用也在減弱[4]。另外對正在工作的群體來說，居住方式對女性與男性勞動參與率及工作時間也有不同影響，研究發(fā)現(xiàn)多代同堂家庭中老年父母會協(xié)助子女料理家務，這樣就有助于她們投入更多的工作時間[7]。對孩子的影響，家庭功能對心理健康影響均具有顯著性[8]。從心理學上探討在不同居住方式中兒童的人格特征及其差異，結(jié)果顯示與離異重組和留守寄養(yǎng)家庭的兒童相比，正常家庭的兒童精神健康更好(精神質(zhì)得分要低，掩飾性得分高，并且差異有統(tǒng)計學意義)[9]。研究也同樣發(fā)現(xiàn)傳統(tǒng)家庭、核心家庭、特殊家庭三組的學生心理健康水平基本一致，但傳統(tǒng)家庭以人際關(guān)系敏感為主，核心家庭以強迫為主，特殊家庭以抑郁為主[10]。學者在研究居住模式對家庭功能的作用，發(fā)現(xiàn)子女需求影響著是否決定與父母同住[11]，這就更說明了家庭功能的重要性，而另一方面居住方式成為家庭功能的體現(xiàn)。

不同于西方家庭因婚姻解體導致的結(jié)構(gòu)變化，中國大量的留守與流動兒童出現(xiàn)，是由于城鎮(zhèn)化導致居住方式變化后的結(jié)果，因此很多學者從居住方式的角度研究留守、流動情況下兒童的精神健康。研究中多關(guān)注留守兒童的健康狀況，結(jié)論顯示留守居住方式、家庭功能和健康之間存在著相互影響，原本核心居住方式的變化減弱了留守家庭獲取社會支持的能力，從而會影響在這樣居住方式中個體的健康狀況。在隔代型的留守家庭中，留守兒童無法得到父母的照顧和撫養(yǎng)，其精神狀況則會變差，具體體現(xiàn)在孤獨傾向、焦慮度、身體疾病癥狀等均明顯高于父母一方和孩子共同留守的家庭?？粘残秃透舸土羰丶彝サ纳鐣】底钊?，留守家庭由于核心角色的缺失，留守老人必須為自己乃至留守兒童的健康做出決策，而往往這樣都會導致孩子健康受損[12]。

本研究以初中學生為研究對象，主要研究孩子與父母的居住方式是否對他們的健康產(chǎn)生顯著性影響，使用“中國教育追蹤調(diào)查”(CEPS)2013-2014學年和2014-2015學年兩期的追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，試圖回答兩個問題:第一，青少年與父母的同住形式會不會影響他們自身健康；第二，同住形式通過什么機制影響青少年的健康。本研究也試圖探討新的社會環(huán)境下，孩子與父母居住形式的改變給青少年健康不平等帶來的變化。

表1 中國家庭結(jié)構(gòu)變遷

二、文獻回顧及研究假設

家庭是通過情感將個體聯(lián)系在一起的經(jīng)濟單位，因此家庭作為成員的重要生活場所，對成員的健康庇護主要體現(xiàn)在情感支持和工具支持兩個方面[13]，其中婚姻體現(xiàn)情感支持的功能，家庭經(jīng)濟情況則體現(xiàn)工具支持的功能。婚姻關(guān)系是成人生活中最重要的關(guān)系，婚姻狀況同個人的心理健康和身體健康密切相關(guān)，在婚者相比其他“非在婚者”有更好的身體功能，更低的心理壓抑等，并且這種密切相關(guān)的趨勢在不同的文化和歷史背景下持續(xù)穩(wěn)定[14]。另外基于婚姻對成年人口的情感支持作用，在婚者在追求心理健康、身體健康等方面的責任感和動機要強于非在婚者，他們受到更多社會規(guī)范的約束，因此從事健康損害行為的概率較低[15]，從而更有利于健康狀況的促進和維護。另外夫妻雙方也能夠在對方疾病發(fā)生時提供疾病的判別和治療，以及為后期康復照顧提供支持。相反，從在婚狀態(tài)的人過渡到非在婚狀態(tài)時(離婚、分居、喪偶等)，將承受更多婚姻破裂所導致的壓力，從而損害心理和生理健康[16]。家庭收入越高越能夠為成員提供更多的經(jīng)濟支持，從而可以獲取更好的醫(yī)療資源及其他社會支持，避免由于經(jīng)濟壓力所導致的心理壓抑和抑郁而損害身體健康[17]。

青少年正處于觀念的形成時期，很容易因為周邊環(huán)境的改變受到影響。以往國內(nèi)對居住方式研究多關(guān)注老年人養(yǎng)老問題，或者留守兒童的精神狀況，很少關(guān)注居住方式影響青少年健康機制，即很少關(guān)注家庭對青少年的健康功能。不管是婚姻解體，還是城鎮(zhèn)化發(fā)展，所帶來的結(jié)果是一致的，即造成了中國社會居住方式發(fā)生了變化，越來越多的不完整家庭出現(xiàn)。那么居住方式的不完整則會帶來家庭功能的不健全，而這則會對孩子健康產(chǎn)生消極影響，因此推出假設1。

假設1 生活在非雙親同住家庭中的孩子健康狀況比雙親家庭的差。

居住方式的改變會使得家庭中的財產(chǎn)水平發(fā)生變化，筆者將從造成居住方式不完整的主要路徑進行分析。這里所說的完整家庭就是指孩子與父母同住的家庭，非完整家庭就是指單獨由父母一方照顧或者受其他人照顧。第一種居住方式改變的產(chǎn)生路徑在西方國家中出現(xiàn)的比例較高，即由父母婚姻破裂造成的非完整居住方式，該路徑在中國隨著市場經(jīng)濟和人們婚姻觀念的改變也在增加。另一種是因為結(jié)構(gòu)性的原因，比如因為城鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展不均衡導致很多人進城務工等，從而造成不完整家庭。結(jié)構(gòu)性原因在中國的發(fā)展時期比較多見，產(chǎn)生大量的人口流動。

離婚會導致家庭經(jīng)濟規(guī)模減小，從而使得家庭社會經(jīng)濟地位降低。而那些因為城鄉(xiāng)差異選擇進城工作導致的家庭不完整，則更多體現(xiàn)的是樣本選擇性，社會經(jīng)濟地位低的群體選擇獨自外出掙錢，這就形成了非完整家庭的社會經(jīng)濟地位低的現(xiàn)象，而經(jīng)濟損耗則會對孩子的健康產(chǎn)生負面作用，因此推出假設2。

假設2 社會經(jīng)濟地位剝奪機制，使得與非雙親同住的孩子健康受損。

家庭是初級的社會群體，家庭也是個人社會化中最重要的環(huán)節(jié)。在與父母同住的家庭中，父母與子女可以高頻地面對面互動，有利于子女學習基本知識、技能和規(guī)范[18]。社會化理論指出家庭具有特殊功能，在與雙親同住家庭，孩子的生活方式則可能會更健康。因為雙親父母會因為各自的分工對孩子有不同功能性的照顧。

家庭的另一項功能是對孩子的監(jiān)管與教育，青少年在家庭中完成重要的社會化過程，家庭也為其提供了重要的社會資本。居住方式的變化，因為不同住就會影響父母對孩子的監(jiān)管和互動，而缺少父母監(jiān)管和支持的孩子更容易有不健康的生活習慣，這些會影響孩子的健康。父母同住家庭對孩子社會化有很多優(yōu)勢，撫養(yǎng)主體單一，對孩子身心健康投入較多；家庭關(guān)系單一，對孩子正向投入多；成員單一，更多地統(tǒng)一安排時間，這樣則有利于與孩子互動[18]。因此推出假設3、4。

假設3 生活方式的影響機制，使得非雙親同住家庭中生活的孩子健康受損。

假設4 父母監(jiān)督互動機制，使得非雙親同住家庭中生活的孩子健康受損。

三、數(shù)據(jù)、變量和模型

(一)數(shù)據(jù)

本研究使用“中國教育追蹤調(diào)查”(下文簡稱CEPS)2013-2014學年和2014-2015學年兩期的追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，這個數(shù)據(jù)是由中國人民大學中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心(NSRC)主持的大型追蹤調(diào)查，從初中階段開始，嚴格按照概率抽樣原則，代表在校學生群體的全國性、持續(xù)性的數(shù)據(jù)。該調(diào)查使用多階段的概率和規(guī)模成比例(PPS)的抽樣方法，以學校為基礎(chǔ)，在全國31個省、市、自治區(qū)范圍內(nèi)抽取了28個縣級單位(PSU)、112所開設初中教學的學校、438個班級、共計19487名學生作為調(diào)查樣本。

在本研究中使用的是兩期追蹤數(shù)據(jù)，因為在2013-2014學年中九年級學生已經(jīng)畢業(yè)，沒有繼續(xù)追蹤，因此使用的數(shù)據(jù)是基期中為七年級，第二期為八年級的樣本，共計10279名學生。在分析中健康結(jié)果變量來自第二期，自變量來自第一期，主要核心自變量為居住方式。去除變量缺失值和無效樣本后，進入模型的樣本量為8738名中學生。

(二)變量操作化

1.因變量

本研究使用兩期追蹤數(shù)據(jù)，為了盡量避免雙向因果，健康結(jié)果變量來自第二期調(diào)查，采用綜合自評健康指標來測量。自評健康是對自己身體狀況的主觀評價，內(nèi)容包括現(xiàn)實自評健康、未來自評健康和對痛苦的感覺等。在實際研究中，因為受到研究成本、技術(shù)和手段的限制，自評一般健康指標成為社會研究者分析健康問題的首選工具。另外自評健康操作方便簡單，同時自評健康的測量信度也得到了證實。齊亞強使用2008年中國流動與健康調(diào)查的數(shù)據(jù)，通過分析發(fā)現(xiàn)自評一般健康指標具有良好的信度和效度，但是會存在較為復雜回答偏誤問題，因此不同人群的可比性還值得商榷[19]。但是在本研究中，研究對象都是13和14歲左右的中學生，因此數(shù)據(jù)是在同一年齡段并且同一身份的群體，具有很強的可比性。因此在“中國教育追蹤調(diào)查(CEPS)2014-2015學年調(diào)查”，依據(jù)學生問卷中的“你現(xiàn)在的整體健康情況如何”，從1到5由“很不好”到“很好”，一共有五個選項，數(shù)值越大說明被訪者(學生)自評綜合健康越好。

2.自變量

被訪者(學生)的居住方式是本研究的核心自變量。家庭的居住安排可以反映婚姻或者非婚姻導致的不同居住形式。另外，對孩子自身來說，父母是否與自己同住對其身心產(chǎn)生的作用也更為直接。在“中國教育追蹤調(diào)查”(CEPS)2013-2014學年調(diào)查中涉及居住安排的問題，“在你目前的家里，和你一起住的有哪些人”，根據(jù)此題將居住方式分成4類:1)父母同住(雙親同住)、2)母親同住、3)父親同住、4)父母均不同住(雙親缺位)。在居住方式的界定中主要是以父母的居住安排為主要依據(jù)，孩子與祖父母和外祖父母同住的隔代家庭或是留守家庭，或者和其他親屬或其他人居住的家庭都歸于父母均不同住(雙親缺位)的類型。從圖1樣本數(shù)據(jù)居住方式的分布比例看，與雙親同住的占主體(62.82%)，僅有母親同住的家庭比例為14.13%，僅有父親同住的比例為4.19%，雙親缺位的家庭占到18.86%。

圖1 居住方式分布(數(shù)據(jù)已加權(quán)N＝8738)

生活方式變量，因為基期沒有詳細的問題測量，另外考慮被訪者在一年內(nèi)的生活方式不會有較大改變，因此采用CEPS第二期的生活方式變量。具體的因變量包括是吃不健康食物頻率，根據(jù)問卷“你是否經(jīng)常吃油炸、燒烤、膨化、西式快餐之類的食品”，選項是由1到5，數(shù)字越大吃的頻率越高，分別為“從不”、“很少”、“有時”、“經(jīng)?！薄ⅰ翱偸恰?。喝不健康的飲品頻率的測量是根據(jù)問卷“你是否經(jīng)常喝含糖飲料(如奶茶)或者碳酸飲料(如可樂)”，選項1)“從不”、2)“很少”、3)“有時”、4)“經(jīng)?！?、5)“總是”。 孩子抽煙、喝酒的行為的測量則是根據(jù)問卷中詢問被訪者(學生)，“最近一年中是否有抽煙、喝酒的行為”，選項也是設計為1到5的頻率選擇，那么將“從不”到“總是”，數(shù)字越大說明抽煙、喝酒的頻率越高。鍛煉行為則是通過詢問被訪者每周的鍛煉天數(shù)來測量，是一個0至7的連續(xù)變量，數(shù)值越大則表明鍛煉頻率越高。

社會經(jīng)濟地位指數(shù)(Socio-Economic Status，SES)是參照以往研究的操作[20]，通過被訪家庭的父母的職業(yè)、教育、政治面貌和家庭經(jīng)濟狀況取公因子而來的分數(shù)。其中，父輩受教育水平是指父母雙方教育程度較高者的受教育年限；政治面貌是虛擬變量，1表示共產(chǎn)黨員和民主黨派，0表示無黨派；戶口類型也是虛擬變量，1表示農(nóng)業(yè)戶口，0表示非農(nóng)戶口；目前從事的職業(yè)是根據(jù)職業(yè)類型轉(zhuǎn)化而來的職業(yè)地位指數(shù)；家庭經(jīng)濟條件是家長報告的對當前家庭經(jīng)濟條件的主觀判斷，分為非常困難、比較困難、中等、比較富裕和很富裕五類。為了數(shù)據(jù)分析的簡約性，通過主成分分析提取公因子后，我們將取值范圍調(diào)整為[0，100]，數(shù)值越大表示家庭社會經(jīng)濟地位越高。

父母的監(jiān)管、互動和期望變量操作，父母監(jiān)管主要通過問卷中父母對孩子穿衣、交友等各方面的嚴格程度，從而測量對孩子的監(jiān)管程度。具體問題是“你父母在以下事情上管你嚴不嚴”，具體分為:作業(yè)、考試；在學校表現(xiàn)；每天上學；每天幾點回家；和誰交朋友；穿著打扮；上網(wǎng)時間；看電視的時間，共計八個方面，每個都是3個選項，即“1)不管”、“2)管，但是不嚴”、“3)管得很嚴”，因此累加起來生成一個8到24分的連續(xù)變量，數(shù)值越大說明父母監(jiān)管越嚴格。父母互動的頻率，根據(jù)CEPS基期學生問卷中問被訪者(學生)，“你和父母一起做一些事情的頻率”，包括“吃完飯；讀書；看電視；做運動；參觀博物館、動物園、科技館等；外出看電影、演出、體育比賽等”，共計6題，每個題目回答有6個選項，即1)從未做過、2)每年一次、3)每半年一次、4)每個月一次、5)每周一次、6)每周一次以上。加總后得到一個6至36分的連續(xù)變量，分數(shù)越高說明與父母互動的頻率越高。父母教育期望壓力，對學生來說，最主要的任務是學習。孩子對父母所施加的教育期望的壓力情況，在問卷中就有問到“你對這種期望感到”如何，共5個選項:1)毫無壓力、2)有點壓力、3)一般、4)壓力比較大、5)壓力很大，分值越高則說明孩子的學業(yè)壓力越大。

基期的健康狀況也被放入模型作為衡量穩(wěn)健性的因素，包括自評健康，操作與上文的一致。精神健康是根據(jù)問卷中“在過去7天內(nèi)，你是否有以下感覺”，有5種負面情緒“沮喪、抑郁、不快樂、生活沒有意思、悲傷”，選項分別從1到5，即從不、很少、有時、經(jīng)常、總是，將5題數(shù)值加總，轉(zhuǎn)變選項方向，生成一個5分到25分的連續(xù)變量，數(shù)值越大說明精神健康越好?？陀^健康在基期調(diào)查中并沒有生病頻率的問題，因此采用“過去一年中，你有沒有住過院”，選項有則賦值為1，沒有則賦值為0。

3.控制變量

控制變量主要包括學生性別、戶籍、兄弟姐妹數(shù)和遷移經(jīng)歷，這些變量都是來自CEPS 2013-2014學年基期調(diào)查數(shù)據(jù)。學生性別，男性賦值為1，女性賦值為0。戶籍是根據(jù)“你現(xiàn)在的戶籍類型”，農(nóng)業(yè)戶籍賦值為1，非農(nóng)戶籍賦值為0。兄弟、姐妹數(shù)則是一個連續(xù)變量，數(shù)目越多說明兄弟、姐妹越多。遷移經(jīng)歷考察是否是遷移群體，省內(nèi)遷移和跨省遷移賦值為1，沒有則賦值為0。需要注意的是CEPS是通過學校層面進行抽樣的，因此控制住學校層面的因素，減少因?qū)W校異質(zhì)性而導致的誤差，其中包括學校師生比、教師的本科率、人均學生經(jīng)費、地區(qū)和校園設施等。本研究所有變量的描述性統(tǒng)計見表2。

表2 變量描述性統(tǒng)計(N＝8738)

(三)統(tǒng)計模型

調(diào)查抽樣是以學校為基礎(chǔ)進行，因此本研究使用固定效應模型(fixed-effects model)。模型設定時將112所學校作為固定效應控制起來(即對每一個學校估計一個固定的系數(shù))，同時學校也是從38個地區(qū)抽樣而來，因此控制學校也同時控制了地區(qū)的差異，這樣最大可能控制住學校層面中未觀測到的異質(zhì)性，盡量避免生態(tài)謬誤的產(chǎn)生。相比較有序多分類Logistic模型，多元線性回歸系數(shù)具有可比性，另外在以往眾多的同類研究中也將自評健康水平作為連續(xù)性變量，因此本研究采用多元線性回歸模型。

其中，yij是因變量，代表的是j學校i個體(學生)的健康狀況；Xkij代表j學校i個體(學生)的第k個個體層次的變量；βk是第k個個體層次的變量的回歸系數(shù)；αj是固定截距，所有學校層面未觀察到的異質(zhì)性在其中；εij是個體層次的隨機誤差項。

與一般的多元線性回歸模型相比，固定效應模型增加了αj，這相當于每個學校的蓄力變量，實際上是學生都在j學校內(nèi)，不同學生的健康是否有差異。納入αj后，固定效應模型不能估計學校層面的了，如學校師生比、教師的本科率、人均學生經(jīng)費、地區(qū)和校園設施等，因為對于同一學校的學生來說這些都是相同的。

四、數(shù)據(jù)分析結(jié)果

本研究的數(shù)據(jù)分析結(jié)果分為兩部分，第一部分是描述性的統(tǒng)計分析，分析父母與孩子的居住方式與生活方式、社會經(jīng)濟地位和父母監(jiān)管等因素的分布，第二部分考察居住方式是如何影響孩子的健康。

(一)居住方式相關(guān)因素的描述性分析

1.居住方式與家庭社會經(jīng)濟地位

經(jīng)濟地位剝奪是居住方式對孩子健康的剝奪機制之一，在文獻中表明雙親家庭有著更高的平均收入水平[21]。通過樣本數(shù)據(jù)，我們發(fā)現(xiàn)四種不同的居住方式的家庭社會經(jīng)濟狀況(圖2)。

圖2 居住方式與家庭社會經(jīng)濟地位分布圖(數(shù)據(jù)已加權(quán))

與雙親同住的家庭社會經(jīng)濟地位指數(shù)均值為44.6437(標準差14.3636)，與母親同住家庭社會經(jīng)濟地位均值38.8558(標準差13.7964)，只與父親同住的家庭社會經(jīng)濟地位均值38.2934(標準差13.1249)，雙親都不在(雙親缺位)的家庭社會經(jīng)濟地位指數(shù)均值39.718(標準差12.4934)。雙親同住的家庭社會經(jīng)濟地位最高，而與母親同住或與父親同住的家庭社會經(jīng)濟地位低。這表明模型中經(jīng)濟地位剝奪模式解釋了與母親和父親一方同住的情況，因為家庭社會經(jīng)濟地位低，對孩子的健康產(chǎn)生負面影響。但是在中國造成這樣的影響不僅是因為婚姻因素，另一個重要原因就是城鄉(xiāng)間的經(jīng)濟差異，或者說是發(fā)達地區(qū)與非發(fā)達地區(qū)的經(jīng)濟差異，因為經(jīng)濟差異造成了工作流動的現(xiàn)象，孩子留守或是與雙親一方居住，因此會造成非雙親同住家庭的社會經(jīng)濟地位指數(shù)比雙親同住家庭低的現(xiàn)象。

2.居住方式與孩子生活方式

圖3 居住方式與孩子飲食習慣(數(shù)據(jù)已加權(quán))

健康生活習慣的養(yǎng)成也是重要的青少年健康剝奪機制，不同居住方式會產(chǎn)生不同的生活方式。對于飲食方面，如圖3所示，在與雙親同住的家庭內(nèi)的，孩子吃不健康食物和喝不健康飲品的頻率高于其他同住形式，這是與中國現(xiàn)在的發(fā)展階段密切相關(guān)，高油脂食物和碳酸高糖飲料依舊是被很多人作為有營養(yǎng)的好東西被大多數(shù)父母提供給孩子。而在與母親同住的家庭中，吃不健康食物的頻率最少，與父親同住的家庭喝不健康飲品的概率在四類中最少，其中經(jīng)濟能力可能是重要的原因。

從抽煙、喝酒的頻率看(圖4)，與父親同住的孩子抽煙、喝酒的頻率遠高于其他類型，雙親缺位的家庭排第二，父親很少關(guān)注孩子的生活，孩子甚至會受到父親抽煙、喝酒行為的影響，增加他們的抽煙、喝酒的頻率，并且沒有母親角色的阻攔。

圖4 居住方式與抽煙、喝酒(已加權(quán))

圖5 居住方式與孩子鍛煉(已加權(quán))

3.居住方式與父母監(jiān)管與互動

從圖6和圖7可以看出父母互動、監(jiān)督和孩子感到的教育期望壓力在不同居住方式中存在差異。從父母監(jiān)管強度和互動情況看，在雙親同住的家庭里孩子受到更多的監(jiān)管和互動。在成長時期，監(jiān)管和互動可以減少孩子壞習慣的產(chǎn)生(抽煙、喝酒)，這些都是影響健康的重要影響因素。

鍛煉身體的頻率方面(圖5)，雙親中生活的孩子鍛煉的頻率最高，而雙親缺位家庭中的孩子鍛煉頻率最少。完整的家庭更加注重孩子的鍛煉習慣，與父同住比與母同住使得孩子有更多鍛煉的機會，而雙親缺位的家庭則在運動頻率方面最低。

圖6 居住方式與父母監(jiān)管(已加權(quán))

圖7 居住方式與父母互動(已加權(quán))

在家庭中父母除了關(guān)心孩子的成長，另一點就是關(guān)注孩子的學業(yè)。父母對孩子的教育期望如果給孩子帶來巨大的學業(yè)壓力，則會影響他們的健康，這一點在上文的數(shù)據(jù)分析中已經(jīng)得到論證。如圖8所示，居住方式與父母教育期望的壓力分布，雙親同住家庭中父母給孩子的教育期望并沒有產(chǎn)生過大的壓力，他們了解孩子，能夠給予合適的教育期望。而雙親都不在的家庭教育期望產(chǎn)生很大的壓力，因為缺乏與孩子接觸的家庭父母的教育期望給孩子產(chǎn)生很大的壓力，其中僅與父親同住的家庭，孩子的教育期望壓力最大，與母親同住的家庭還可以與孩子交流，做出比較合適的教育期望，減少孩子的教育壓力，不會危害孩子的健康。

(二)居住方式與青少年健康

在描述性分析的基礎(chǔ)上，使用固定效應模型估計居住方式對青少年自評健康的影響，表3的回歸模型結(jié)果顯示了居住方式對青少年自評健康的效應。根據(jù)模型1基準模型的估計結(jié)論，控制了個體特征變量(性別、戶籍、兄弟姐妹數(shù)和遷移與否)，非雙親同住的三種居住方式變量系數(shù)都是負向并且顯著，這說明與生活在雙親同住家庭中的孩子相比，其他三類居住形式下孩子的自評健康水平都更差。具體來說，只與母親同住的家庭與雙親同住家庭相比自評健康少0.147個單位(p＜0.001)，只與父親同住的家庭系數(shù)也是呈現(xiàn)負向作用，減少0.138個單位(p＜0.01)。雙親缺位家庭里，孩子的自評健康比完整家庭差0.134個單位，雙親缺位的家庭與雙親都在的差異在0.001的標準上顯著。從影響系數(shù)上看，與母親同住的孩子健康受損在三者中最嚴重?？刂谱兞恐兄挥行詣e因素顯著，其他變量都不顯著。男性相對于女性自評健康更好，在控制其他變量的情況下兩者相差0.114個單位(p＜0.001)。

模型2是在基準模型上加入青少年的自身生活方式變量，結(jié)果顯示生活方式對青少年健康有著顯著的作用，吃不健康食物的頻率越多，那么自評健康就減少0.071個單位(p＜0.001)，表示吃油炸、燒烤、膨化、西式快餐之類的食品不利于健康，而且吃的頻率越高產(chǎn)生的傷害越大。而對喝含糖飲料(如奶茶)或者碳酸飲料(如可樂)也顯示出對自評健康的負向作用，但是并沒有統(tǒng)計學上的意義。

對還在上初中的學生來說，抽煙、喝酒是一種十分嚴重的不良行為，數(shù)據(jù)結(jié)果也顯示了抽煙、喝酒的頻率越多，青少年的健康水平也會越差，影響系數(shù)為0.065(p＜0.01)。鍛煉對青少年的健康呈現(xiàn)出正向作用，控制其他變量，鍛煉頻率變量每提升一個單位，自評健康就增加0.038個單位(p＜0.001)。青少年的生活方式解釋了部分居住方式對于自評健康的效應，三類居住方式變量的回歸系數(shù)都減小，其中與父親同住的孩子回歸系數(shù)減小的最多(-0.013)，并且變量顯著性由0.01變?yōu)?.05。說明生活方式解釋了部分與父親同住給孩子自評健康帶來的危害，即與父親同住的家庭比雙親同住的孩子生活習慣上更欠缺，沒辦法使孩子養(yǎng)成更健康的生活方式。

模型3是在基準模型基礎(chǔ)上加入了家庭社會經(jīng)濟地位變量，進而來檢驗家庭經(jīng)濟地位對孩子健康的作用?？刂破渌兞浚彝ド鐣?jīng)濟地位對孩子的自評健康是有促進作用，家庭社會經(jīng)濟地位每提升一個單位，孩子的自評健康增加0.004個單位(p＜0.001)。加入社會經(jīng)濟地位變量，控制其他變量，非雙親同住家庭變量的回歸系數(shù)都有一定下降，其中與父親同住的家庭系數(shù)和顯著性減小幅度最大，回歸系數(shù)減小得最多(-0.013)，并且變量顯著性由0.01變?yōu)?.05，說明家庭社會經(jīng)濟地位解釋部分居住方式帶來的自評健康損失。

圖8 居住方式與教育期望壓力(已加權(quán))

表3 估計居住方式和自評健康的線性固定效應模型① 參照組變量中:居住方式為雙親同住；基線住院情況-住院賦值為1；性別:男性賦值為1；戶籍狀況為農(nóng)業(yè)戶籍賦值為1；遷移狀況為遷移賦值為1。

模型4在模型1基準模型基礎(chǔ)上加入父母因素，父母因素變量主要包括父母的監(jiān)管、與孩子的互動強度和孩子對父母教育期望的壓力程度。從結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，父母的監(jiān)管和互動對孩子的自評健康有正向作用，即控制其他變量，父母的監(jiān)管提升一個單位，孩子的自評健康增加0.013個單位(p＜0.001)，即父母對青少年的作業(yè)、考試；在學校表現(xiàn)；每天上學；每天幾點回家；和誰交朋友；穿著打扮；上網(wǎng)時間；看電視的時間管理的越嚴格，實際上減少了健康的危害。經(jīng)常與父母一起互動也會增加孩子的自評健康程度，父母與孩子互動變量每提升一個單位，自評健康增加0.016個單位(p＜0.001)。另外，父母對孩子教育期望壓力、學業(yè)壓力對自評健康的作用是反向的，即孩子感到父母教育期望的壓力感越大，那么他們的自評健康則會越差，孩子感受的教育期望壓力每提升一個單位，孩子的自評健康減少0.037個單位。父母互動變量都是在0.001的標準上顯著，而這三個變量也解釋了部分居住方式對孩子自評健康的作用，三類居住方式的回歸系數(shù)都有所減少。其中與父親同住的家庭變量系數(shù)相比模型1減半，顯著性消失，這說明互動因素解釋了父親撫養(yǎng)孩子的剝削機制，僅與父親同住的孩子的監(jiān)管和互動都不如雙親都在的家庭，這樣給孩子自評健康帶來危害。父母互動因素加入，與母親同住和父母缺失的變量系數(shù)與模型1相比也都大幅度下降，說明非雙親同住家庭在父母互動方面都是缺失的，也都會損害青少年的健康。

模型5是將生活方式、家庭社會經(jīng)濟地位和父母互動都加入模型，數(shù)據(jù)結(jié)果顯示控制這些變量完全解釋了與父親同住孩子自評健康受損的機制，也部分解釋了其他兩類非完整家庭自評健康受損的原因。居住方式變量與模型1相比系數(shù)都有所減少，母親同住變量系數(shù)減少0.03，顯著性沒變，雙親缺失系數(shù)減少0.033，顯著程度由0.001變到了0.01，說明了與母親同住和雙親缺失受到的健康危害，除了以上三個機制外，還有其他原因。

模型6是全模型上加入基線健康狀況，體現(xiàn)的是健康的延續(xù)性，基線健康好(自評健康、精神健康和客觀健康)的孩子有利于第二期的自評健康?？刂屏嘶€健康，居住方式對孩子自評健康的危害系數(shù)減小，但是在與母親同住和雙親缺位家庭中生活的孩子自評健康仍然受損。

表3中的模型1驗證了假設1，即生活在非雙親同住家庭中，孩子的健康狀況會比生活在雙親同住家庭中的差。模型3驗證了假設2，即非雙親同住的家庭與雙親同住的相比，社會經(jīng)濟地位更差，而這會造成對孩子的健康投入不同，從而導致健康差異。模型2驗證了假設3，在非雙親同住家庭中孩子生活方式會更不健康，如抽煙、喝酒的可能性更高，這都會使孩子的健康受損。模型4驗證了假設4，雙親同住的家庭相對于非雙親家庭，家長會對孩子有更多的監(jiān)督和互動，這些監(jiān)督和互動都有利于孩子的健康。因此由表3模型估計結(jié)果可見，家庭社會經(jīng)濟地位會對青少年健康產(chǎn)生的經(jīng)濟剝奪，青少年的生活方式會對健康產(chǎn)生的習慣剝奪，父母互動因素對青少年健康產(chǎn)生的互動剝奪，因為居住方式這三種機制都會作用于青少年健康，從而產(chǎn)生了青少年的健康損害。

五、結(jié)論與討論

中國社會經(jīng)濟的發(fā)展產(chǎn)生了大量人口流動，帶來孩子與父母同流動或留守，加之離婚率上升等因素，中國的居住方式發(fā)生了巨大變化。隨著居住方式的變化帶來的是家庭功能的變化，本研究探討居住方式對家庭、對孩子健康功能的作用及機制。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)居住方式與子代的健康狀況密切相關(guān)，控制了相應變量之后，非雙親同住的孩子在自評健康水平比雙親同住家庭中生活的孩子差，非雙親同住的居住方式對孩子的健康是一種剝奪。

我們在分析中發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟地位剝奪、生活方式影響和家庭互動剝奪的機制相互影響。在經(jīng)濟地位剝奪中，在基準模型中加入家庭社會經(jīng)濟地位后，與母親同住和與父親同住家庭相比，雙親同住家庭自評健康的負面效應減弱，這說明非雙親同住家庭與雙親同住家庭相比一部分因為經(jīng)濟落后導致孩子健康受到剝奪，與父親同住家庭的效應更加明顯。第二種剝奪機制是在不同居住方式下產(chǎn)生的生活方式，和父親同住的孩子抽煙、喝酒的頻率更高，這對孩子健康產(chǎn)生嚴重危害，因此加入生活方式變量非雙親家庭健康損失被解釋部分，與父親同住的解釋尤為明顯，說明生活方式是一個主要的剝奪機制。第三種就是父母互動參與的剝奪，父母互動對于孩子的自評健康都有顯著的正向作用，而非雙親同住家庭因為父母部分或全部缺失，與孩子的互動減少或沒有，這些都會對孩子的健康起消極作用，其中與父親同住的孩子受到更少的家長監(jiān)管，但同時也遭受更大的教育期望壓力。因此加入父母互動因素后，與父親同住變量對健康作用的顯著性消失，表明與父親同住所產(chǎn)生的健康損失可以被父母互動解釋。在費孝通的《生育制度》中強調(diào)父母與孩子組成的家庭穩(wěn)定的關(guān)系，母親承擔生理性撫育任務，父親更多承擔的是社會性撫育[22]。數(shù)據(jù)結(jié)果也顯示出這樣的現(xiàn)象，父親對于照顧孩子并不在行，與父親同住的孩子有更高的抽煙、喝酒比例，更多的教育期望壓力和更少的監(jiān)管。

本研究的重要作用就是驗證了家庭對孩子的撫育與保護功能，雙親同住的家庭可以提供給孩子必要的物質(zhì)基礎(chǔ)和精神保障，這就對應著家庭社會經(jīng)濟地位和父母孩子的互動情況，另外一方面家長功能的缺失對孩子的健康生活習慣養(yǎng)成有著重要的損害。雙親都在的家庭經(jīng)濟條件會更好，并且能夠給孩子提供更多的關(guān)注、監(jiān)管，較低的教育期望壓力，有助于他們養(yǎng)成良好的生活方式。社會經(jīng)濟條件影響了居住方式，進而產(chǎn)生了不一樣的照顧模式，影響子代的健康狀況。如果家庭社會經(jīng)濟地位高，則更可能維持雙親都在的完整同住形式，而這樣的居住方式會有利于子代健康生活方式的養(yǎng)成，更多的互動交流和經(jīng)濟支持，這些都是父母影響青少年健康的渠道。

在中國的情境下，社會經(jīng)濟地位不高的家庭會為了改變生活狀態(tài)和經(jīng)濟條件，而被迫與孩子分開居住，這樣造成了留守兒童或者隔代養(yǎng)育現(xiàn)象。而這樣產(chǎn)生的居住方式則可能會增加孩子養(yǎng)成生活壞習慣的比例，另外缺乏父母監(jiān)管和互動對子代的健康產(chǎn)生損害，從而形成新的健康剝削機制。貧困家庭因收入差距導致的健康差異將會愈加嚴重甚至產(chǎn)生惡性循環(huán)，父母為了工作而不與孩子同住，父母與孩子的居住形式成為青少年健康不平等生成的渠道，也會產(chǎn)生新的貧困，因此需要我們有更多的關(guān)注。

[1]Smilkstein， G.“The cycle of family function:a conceptual model for family medicine”， Journal of Family Practice，11.2(1980):223-32.

[2]Parsons， Talcott.“The social structure of the family”， Rv Anshen the Family， ITS Function ＆ Destiny， Pp 1944:173-201.

[3]關(guān)穎:《家庭結(jié)構(gòu)的涵義及類型》，載《家教指南》2003年第2期。

[4]楊舸:《社會轉(zhuǎn)型視角下的家庭結(jié)構(gòu)和代際居住模式——以上海、浙江、福建的調(diào)查為例》，載《人口學刊》2017年第2期。

[5]王躍生:《中國城鄉(xiāng)家庭結(jié)構(gòu)變動分析——基于2010年人口普查數(shù)據(jù)》，載《中國社會科學》2013年第12期。

[6]王培安:《中國家庭發(fā)展報告》，北京:中國人口出版社2014年版。

[7]沈可、章元、鄢萍:《中國女性勞動參與率下降的新解釋:家庭結(jié)構(gòu)變遷的視角》，載《人口研究》2012年第5期。

[8]徐廣明、張佩佩、王芳、梁淵:《家庭結(jié)構(gòu)與功能對居民心理健康的影響——城鄉(xiāng)差異比較案例分析》，載《中國社會醫(yī)學雜志》2014年第6期。

[9]王艷禎、滕洪昌、張進輔:《不同家庭結(jié)構(gòu)下兒童人格特征研究》，載《保健醫(yī)學研究與實踐》2010年第2期。

[10]賴文琴:《不同家庭結(jié)構(gòu)類型高中生心理健康狀況比較》，載《健康心理學雜志》2000年第1期。

[11]許琪:《子女需求對城市家庭居住方式的影響》，載《社會》2013年第3期。

[12]高紅霞、劉露華、李浩淼、金廷君、施利群、陳迎春、徐娟:《基于家庭結(jié)構(gòu)和功能視角的農(nóng)村留守家庭健康狀況分析》，載《醫(yī)學與社會》2016年第7期。

[13]Carr， Deborah， and K.W.Springer.“Advances in Families and Health Research in the 21st Century”， Journal of Marriage＆ Family， 72.3(2010):743-761.

[14]Richard B.Slatcher.“Marital Functioning and Physical Health:Implications for Social and Personality Psychology”， Social＆ Personality Psychology Compass， 4.7(2010):455-469.

[15]Koball， Heather L， et al.“What do we know about the link between marriage and health?” Journal of Family Issues 31.8(2010):1019-1040.

[16]Williams， K， and D.Umberson.“Marital status， marital transitions， and health:a gendered life course perspective”， Journal of Health＆ Social Behavior，45.1(2004):81.

[17]Alaimo， K， et al.“Food insufficiency， family income， and health in US preschool and school-aged children”， American Journal of Public Health，91.5(2001):781.

[18]彭渝、懋彬:《當代中國家庭結(jié)構(gòu)的變化及子女的社會化環(huán)境》，載《社會科學研究》1994年第6期。

[19]齊亞強:《自評一般健康的信度和效度分析》，載《社會》2014年第6期。

[20]吳愈曉、黃超:《基礎(chǔ)教育中的學校階層分割與學生教育期望》，載《中國社會科學》2016年第4期。

[21]Entwisle， Doris R.， and K.L.Alexander.“A Parent’s Economic Shadow:Family Structure versus Family Resources as Influences on Early School Achievement”， Journal of Marriage ＆ Family， 57.2(1995):399-409.

[22]費孝通:《生育制度》，北京:生活·讀書·新知三聯(lián)書店2014年版。

The Effect of Mechanisms of Living Arrangement to Health Deprivation among Adolescent

LIANG Hai-xiang，Nanjing University

Using the data from China Education Panel Survey 2013-2014＆2014-2015，the paper focuses on the role and influence of living arrangement in the health of adolescents.The results show that living with both parents contributes to the child’s health.The way of living influences the health of adolescents through three mechanisms:lifestyle，family socioeconomic status and parental interaction.Parental interaction can be the main reason why the health of the children living with fathers is worse than those living with both parents.In China’s social development， the migration of population is frequent， and the change of living arrangement has destroyed the traditional family’s health function.It can lead to health problems for children and new health inequalities.

living arrangement； health inequalities； adolescent； deprivation mechanism

C913.31

A

1671-7023(2017)06-0098-10

梁海祥，南京大學社會學院博士研究生

2017-04-08

責任編輯 吳蘭麗