宋璐++李樹茁

摘要：利用“安徽省老年人生活福利狀況”調(diào)查數(shù)據(jù)，應用潛在類別分析方法對農(nóng)村家庭代際關系進行研究。結(jié)果發(fā)現(xiàn)農(nóng)村老年人家庭存在五種代際關系類型：親近型、親密有間型、近而不親型、疏離型和矛盾型，且其個體和家庭特征存在顯著的性別差異。與老年父親相比，老年母親與子女的關系更親近，但年齡越大越可能有矛盾。女兒比兒子與父母更親密，且年齡越大關系越親密。雖然有更多子女可以疏導代際矛盾，但是兒子數(shù)量越多越可能造成代際關系疏離。

關鍵詞：代際關系；性別；農(nóng)村老年人；潛在類別分析

中圖分類號：C92-05；C9136文獻標識碼：A文章編號：1000-4149（2017）06-0001-12

DOI：103969/jissn1000-4149201706001

收稿日期：2016-12-27；

修訂日期：2017-06-18

基金項目：國家社會科學基金項目（14CRK003、14AZD096）；國家自然科學基金項目（71573207）；陜西省軟科學研究計劃項目（2015KRM079）。

作者簡介：宋璐，管理學博士，蘇州大學社會學院教授；李樹茁，西安交通大學公共政策與管理學院教授。

Intergenerational Relations of the Rural Elderly Families and Their Influence Factors：

A Latent Class Analysis from Gender Perspective

SONG Lu1，LI Shuzhuo2

（1. School of Social Science， Soochow University， Suzhou 215123， China；

2. School of Public Policy and Management， Xian Jiaotong University， Xian 710049， China）

Abstract：Using the data from the survey “Wellbeing of Elderly in Anhui Province”， this study investigated the structure of intergenerational relationship of rural Chinese families. Latent class analysis revealed five types of intergenerational relations： tightknit， nearby but discordant， intimate but distant， detached， and ambivalent. The relationship types were also differentiated by the characteristics of individuals and families； relations with mothers tended to have the stronger cohesion， however， with older ones to be more ambivalent. And relationships with adult daughters tended to be stronger cohesion. Although more sons and daughters could weaken the ambivalent relationships， more sons are more likely to cause the detached relationships.

Keywords：intergenerational relations； gender； the rural elderly； latent class analysis

一、研究背景

近30年來在政策干預和老齡化雙重影響下，中國家庭面臨著劇烈的結(jié)構變遷；加之人口遷移流動帶來的家庭成員的地域分割，家庭成員在生命周期各個階段可利用的家庭資源正在減少。西方現(xiàn)代化理論認為隨著家庭核心化、小型化及個人主義盛行，家庭已無法保障其成員的福利。這一“家庭衰落”假設用于解釋成年期代際關系表現(xiàn)為老年父母與其成年子女分開居住，家庭功能縮小到只具有生育和撫育的核心功能，而喪失了滿足其老年成員需求的功能[1]。但也有研究者認為代際關系仍然存在，只不過各代鄰近居?。ǚ峭。┬纬筛倪M式擴展家庭（modified extended families）[2]；而且，成年子女也并未與父母隔離，即使居住距離較遠也會與父母互動和交換代際支持[3]。由于東西方社會、經(jīng)濟和文化背景的差異，中國農(nóng)村家庭可能與西方家庭有著不同的關系模式。中國的集體主義文化強調(diào)子女對父母的孝順和個人利益對家庭整體的服從，且在農(nóng)村地區(qū)“養(yǎng)兒防老”的傳統(tǒng)性別偏好更為突出，一般由兒子承擔主要養(yǎng)老責任，而女兒則提供輔助性幫助。另外，我們也必須考慮當代中國農(nóng)村另一個巨大的結(jié)構轉(zhuǎn)變——大規(guī)模鄉(xiāng)城遷移帶來的影響。教育機會和勞動參與的優(yōu)勢，以及現(xiàn)代化和城市化使成年子女受益更大，年輕一代教育程度更高、更富裕，更容易接受以青年為主導的西方文化；而老年父母失去了對外出子女的控制權。更多農(nóng)村婦女進入勞動力市場，家庭資源分配和養(yǎng)老分工發(fā)生變化，中國農(nóng)村家庭關系可能正讓路于新的模式。

由于家庭代際間互動有很大不確定性和復雜性，西方家庭社會學、社會心理學在家庭整合理論的發(fā)展和驗證上做了長期努力，發(fā)展了代際團結(jié)模型（intergenerational solidarity model）這一代際關系研究的理論架構和測量工具[4]。代際團結(jié)模型在概念范疇上包括了代際關系的潛在形式，以多維度代替了單一維度分析路徑，應用類別分析的類型學方法捕捉代際關系多維度之間的關系并識別其潛在結(jié)構，為描繪復雜的家庭關系提供了有用的工具。但是，現(xiàn)有的代際關系的類型學研究主要針對北美、歐洲和以色列的樣本[5-8]，其關系結(jié)構對發(fā)展中國家家endprint

庭代際關系的應用還非常少[9-11]。在本研究中我們基于性別視角應用潛在類別分析方法探索農(nóng)村老年人家庭代際關系多維度的潛在模式，并檢驗影響這些模式的個體和家庭特征因素。

二、理論模型與研究假設

1代際團結(jié)模型

代際團結(jié)模型基于小群體和家庭團結(jié)的社會心理學理論和實證研究將代際團結(jié)歸類為六個維度：結(jié)構性（限制或促進家庭成員互動的空間距離等因素）、聯(lián)系性（家庭成員間聯(lián)系和互動的頻率）、情感性（家庭成員間情感上親近、肯定和親密的感覺）、一致性（家庭成員在觀念、價值和生活方式上實際和感知上的認同）、功能性（家庭成員間器械和經(jīng)濟支持的交換），以及規(guī)范性（對其他家庭成員的責任）[12]?？藙谄潱↘rause）將家庭支持分為四個維度：非正式支持、有形支持、情感支持和家庭融合[13]。對中國在內(nèi)的東亞國家的比較研究則提出了三個中心維度：地緣鄰近、情感和代際支持[14]。但是，大多數(shù)研究關注相對獨立的各個維度，而忽略了不同維度之間的潛在關系；特別是，代際團結(jié)的不同維度無法簡單加總成單一結(jié)構，進而形成統(tǒng)一的整體模式。

針對單一維度分析方法的缺陷，類型學研究采用類別分析方法，通過分析多元維度間的關系識別其潛在結(jié)構，構造家庭關系在結(jié)構和功能上的分類組合以更好地描述家庭生活的復雜性和矛盾性，特別是關注代際支持的流向[5]，以及不同代際支持性質(zhì)的差異[6， 8]。而代際關系的復雜性也決定了代際團結(jié)理論框架不斷受到挑戰(zhàn)。多維度代際關系反映了家庭成員間的關系質(zhì)量，除了代際團結(jié)模型所描繪的家庭互動和諧的一面，也有代際間的矛盾（如失望、緊張、沖突和不愉快等）。家庭成員間的關系不再被視為是積極互動最大化和消極互動最小化這樣簡單的理想化的關系。研究者先后提出兩種主要范式：居于主導地位的團結(jié)—沖突（solidarityconflict）范式認為團結(jié)與沖突是家庭關系一對矛盾的屬性，代際關系會在兩者間不斷搖擺或保持平衡[15]；而矛盾（ambivalence）范式則認為親子雙方對彼此或關系本身同時持有積極和消極的情感[16]以及矛盾態(tài)度[17]。代際間的矛盾被視為介于積極和消極關系之間范疇的補充維度。但是，已有絕大多數(shù)研究的樣本都在西方國家，其研究結(jié)果不足以解釋中國家庭關系的本質(zhì)和特征。

2研究假設

家庭代際關系研究在概念上和方法上的進步和發(fā)展，使我們可以突破以往分析親子間代際關系的傳統(tǒng)方法。由于代際關系的各種潛在形式可能并不同時發(fā)生，研究者將代際關系聚類為三個元維度：居住距離的鄰近和聯(lián)系頻率代表代際關系的機會結(jié)構；代際支持的流向反映代際關系的功能性交換；情感交流表現(xiàn)代際間的親密關系。越來越多的研究也證實存在不同類型相混合的可能性，家庭成員之間可能同時有溫情和敵對情緒，即矛盾。因此代際關系基于上述維度分為兩類：一類是在機會、情感和功能方面和諧的，一類是在這三方面不和諧的，且大多數(shù)關系是不和諧的[6]。借助潛在類別分析可以區(qū)分幾種和諧關系類型（例如，以強感情和弱沖突，或弱感情和強沖突為特征），以及不和諧關系類型（例如，以強感情和強沖突，以及弱感情和弱沖突為特征）。因此，我們提出以下假設。

假設1：代際關系聚類為結(jié)構（居住距離和聯(lián)系頻率）、功能（代際支持交換）和情感（親密和沖突）三個維度，其中情感維度的積極情感（親密）和消極情感（沖突）的強度決定了代際矛盾。

已有研究也發(fā)現(xiàn)家庭關系模式的決定因素，例如父母的社會人口學特征（性別、年齡）、資源和需求（教育、功能健康狀況）、代表是否有可替代關系存在的家庭結(jié)構（兄弟姐妹數(shù)量、配偶）等，子女的社會人口學特征（年齡、性別）以及代表子女向父母提供支持的能力的變量（如教育、經(jīng)濟條件、孫子女照料）等[5-7， 10]。中國農(nóng)村家庭強烈的性別偏好可能導致代際關系類型存在明顯的性別差異。由于女性被固化為家庭的照料者，是家中情感交流的主要提供者，更可能從事各種家庭活動、家庭成員聯(lián)系和情感維系[18-19]，因此，我們預期女性比男性更可能成為以積極情感為特征而不是以消極情感為特征的關系類型的一方。我們提出如下假設。

假設2A：成年女兒比成年兒子與其老年父母關系親密的可能性更高。

假設2B：老年母親比老年父親與其成年子女關系親密的可能性更高。

另外，基于中國農(nóng)村家庭的特點，我們重點關注農(nóng)村老年人家庭規(guī)模和結(jié)構的影響。調(diào)查的老年人樣本平均有4個子女。已有研究發(fā)現(xiàn)大家庭中子女與父母的聯(lián)系比小家庭的頻率更少[20]，這一是因為子女可以與兄弟姐妹分擔對父母的贍養(yǎng)責任，二是父母必須將自己的時間和精力分給更多數(shù)量的后代。但是，我們并不清楚家庭規(guī)模與家庭中發(fā)生矛盾沖突有何種關系。有可能是在大家庭中有更多支持和服務的交換，但也增加了責任推諉的可能性，產(chǎn)生沖突和矛盾；也可能是更多的兄弟姐妹通過勸說和社會控制疏導家庭壓力，因此減少了矛盾沖突。此外，我們也注意到中國農(nóng)村地區(qū)傳統(tǒng)的“養(yǎng)兒防老”觀念和強烈的性別偏好，我們考慮到老年人家庭中子女的性別結(jié)構，女兒數(shù)量對代際關系類型的影響沒有兒子數(shù)量的影響那么明顯。因此，我們提出以下假設。

假設3：子女數(shù)量越多，代際關系鄰近的可能性越低；但是女兒數(shù)量不如兒子數(shù)量的影響明顯。

在分析和檢驗假設的過程中，我們按照以下研究思路進行：①多少種代際關系類型足夠代表中國農(nóng)村社會中老年父母—成年子女代際關系的多樣形式？這些關系類型有哪些特征？分布的比例如何？②考慮到性別差異，成年子女—老年母親關系類型與成年子女—老年父親關系類型是否相似？如果是，其類型分布是否存在差異？③不同性別的老年父母及其成年子女的社會人口學特征是否與其代際關系類型相關？

三、數(shù)據(jù)和研究方法

1數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)來自西安交通大學人口與發(fā)展研究所在安徽省巢湖地區(qū)進行的“安徽省老年人福利狀況”縱貫調(diào)查。調(diào)查對象為巢湖農(nóng)村地區(qū)60歲及以上老年人，采用分層多級抽樣方法，基期調(diào)查的設計樣本量為1800位老年人。實地調(diào)查中調(diào)查員進行入戶訪問，詢問老年人本人情況，并依次詢問其每個子女的狀況。2001年基期調(diào)查共獲得有效問卷1715份，應答率為953%；之后在2003年、2006年、2009年進行的跟蹤調(diào)查中退出樣本（包括遷移、死亡和失訪）分別為347（212%）、301（22%）和259（243%）。2009年跟蹤調(diào)查在原先調(diào)查村鎮(zhèn)中分層抽取60—68歲年齡段的老年人，補充了原樣本中隨時間推移而缺失的低齡老年人樣本，共獲得有效問卷1224份。由于本研究中的關鍵變量之一——家庭沖突是2009年跟蹤調(diào)查新加入的調(diào)查項目，因此本研究采用2009年跟蹤調(diào)查的數(shù)據(jù)。排除無子女的老年人以及主要變量有缺失的樣本，納入分析的樣本量為1174位老年父母對應的4449個成年子女endprint

，即4449個成年子女老年父母配對。操作樣本的基本描述見表1。

2變量測量

（1）代際關系。

我們采用8個指標測量父母—子女代際關系的結(jié)構、功能和情感維度：①距離，②聯(lián)系頻率，③老年父母獲得的經(jīng)濟支持，④老年父母提供的經(jīng)濟支持，⑤老年父母獲得的生活照料，⑥老年父母提供的生活照料，⑦親密感，⑧沖突。我們將反映代際間地理鄰近的老年父母與其每個子女的距離分為三類：“1=本村內(nèi)，2=本縣內(nèi)，3=本縣外”。這一分類是基于中國農(nóng)村遷移模式的性別差異，在傳統(tǒng)父系家庭體系下，若無法通過升學—就業(yè)等途徑離開父輩的生活圈子，兒子通常在村子里與父母毗鄰而居，女兒則嫁到本村或附近的村鎮(zhèn)。因此傳統(tǒng)“從夫居”使兒子和女兒與其老年父母的鄰近距離存在差異。為保證列聯(lián)表中各分類有足夠的樣本，對于代際關系的其他指標，我們將多分類量表轉(zhuǎn)化為二分類記分，合并類別所采用的閥值均借鑒已有的研究結(jié)果。聯(lián)系頻率分為“1=少于每月見面一次，2=每月至少見面一次”[8]。功能性關系以代際間的支持交換來測量，包括雙向的經(jīng)濟支持和生活照料。經(jīng)濟支持指調(diào)查前1年內(nèi)父母是否獲得/提供給這個子女的現(xiàn)金與實物，“沒有”賦值為1，“有”賦值為2。生活照料包括老年人獲得/提供給子女的如打掃衛(wèi)生、洗衣服、洗碗等家務幫助，及幫助洗澡、穿衣服等生活起居上的日常照料?！皼]有”賦值為1，“有”賦值為2。

代際關系的積極情感維度采用以下評價關系中情感親密的三個問題進行測量：“您覺得和這個孩子感情親近嗎？”“您覺得自己和這個孩子相處得好嗎？”“當您跟這個孩子講自己的心事或困難時，您覺得他/她愿意聽嗎？”[4]。答案采用三級測量：“一點也不”，“有時候”，“非?！?。各問題得分累加為該子女情感支持水平得分。取值范圍為0—6分，得分越高表示老年人與子女親密程度越高。量表的Alpha信度系數(shù)為095?；诩彝コ蓡T間的親密程度呈正偏態(tài)分布，我們以5為閾值將積極情感維度分為“1=不親密或有些親密，2=非常親密”[21]。

代際關系的消極維度通過以下三個問題進行測量：“在過去的幾年里，您和這個孩子鬧過別扭嗎？”“在過去的幾年里，您覺得這個孩子向您提出過多的要求嗎（比如說讓您給他錢，幫助做農(nóng)活，照料孩子，照顧家務等）？”“在過去的幾年里，您是否覺得這個孩子對您有意見或者有想法？”答案采用三級測量：“從不”，“很少或有時候”，“經(jīng)?！薄８鲉栴}得分累加，取值范圍為0—6分，得分越高反映老年人與子女沖突越多。量表的Alpha信度系數(shù)為067。我們將沖突關系轉(zhuǎn)化為二分類變量：“1=沒有沖突（得分為0），2=有沖突（得分≥1）”。以上代際關系8個測量指標的分布見表2。

（2）成年子女特征。

成年子女的特征變量包括年齡、性別、婚姻狀況、教育程度，以及獲得的孫子女照料。其中，年齡為子女在調(diào)查年份的周歲年齡，婚姻狀況（0=未婚、離婚或喪偶，1=已婚）反映了子女及其家庭的生命周期，和對父母提供支持的可能性。教育程度（0=未上過學，1=小學，2=初中及以上）反映子女的社會經(jīng)濟地位，提供支持的能力以及父母早期的投資。子女獲得老年父母提供的孫子女照料也可視為一種資源的轉(zhuǎn)移，以及子女支持父母的能力。研究將子女有得到老年父母提供的孫子女照料賦值為0，“沒有”則賦值為1。

（3）老年父母特征。

老年父母的特征變量包括年齡、性別、婚姻狀況、受教育程度、功能狀況，以及兒子數(shù)和女兒數(shù)。年齡為老年人在調(diào)查年份的周歲年齡?；橐鰻顩r劃分為有無配偶，受教育程度劃分為是否上過學，功能狀況包括對日常生活能力（PADL）、利用器械的日常生活能力（IADL）和高級日常生活能力的測量，如果有活動出現(xiàn)困難則賦值為1，“沒有”賦值為0。

3研究方法

（1）潛在類別分析。

我們采用潛在類別分析（Latent Class Analysis， LCA）來檢驗中國農(nóng)村家庭代際關系的類型結(jié)構。潛在類別分析使研究者可以通過潛在類別模型（Latent Class Model， LCM）用潛在類別變量來解釋外顯的類別變量之間的關系[22]。潛在類別分析的基本假設是，對各外顯變量各種反應的概率分布可以由少數(shù)互斥的潛在類別變量來解釋，每種類別對各外顯變量的反應選擇都有特定的傾向，即局部獨立性和有條件獨立兩個基本假設。在形式上，潛在類別模型被定義為T個類別的潛在類別變量X（與代際關系的潛在類別相對應），其被描述為分別具有i，j，k水平的外顯變量A，B和C，則某個可被觀測的分析單位的概率被定義為：

ijk=∑TT=1X（t）A|X=t（i）B|X=t（j）C|X=t（k）

其中，X（t） 代表X=t的概率，A|X=t （i） 代表第t類別的潛在類別變量X在外顯變量A為i水平時的條件概率；其他條件概率的界定相同。潛在類別概率和條件概率是建立潛在類別模型的兩個檢驗參數(shù)。潛在類別概率是描述潛在變量類別的分布，其合計為1，且這些分類既是相互排斥的，也是可以窮盡的。條件概率，即潛在類別中外顯變量的條件概率，則相當于因子分析中的負荷因子，反映了每個潛在類別的外顯變量指標的分布。條件概率較高表明某一類別的被訪者更可能認同對某外顯變量的某一特定回應。

為了識別代際關系潛在類別，我們首先計算只有一個潛在類別的模型（假設外顯變量之間具有完全獨立性），逐步增加類別的數(shù)目，比較各模型的適配結(jié)果，直至找到最佳模型。最佳模型的適配檢驗指標主要有似然比卡方檢驗（Likelihood ratio chisquare test statistic，L2）和信號評價指標（Information evaluation criteria）。其中，前者檢驗理論模型與觀察數(shù)據(jù)間的誤差，L2值不顯著表示模型很好地符合數(shù)據(jù)；后者在LCM模型中使用最為廣泛的是BIC（Bayesian Informal Criterion），BIC用于在有效模型中選擇最適合的模型，且BIC越小模型越適合。此外，在潛在類別分析中還經(jīng)常使用Entropy指數(shù)來評估分類的精確程度，Entropy的取值范圍在0—1之間，當Entropy等于06時，表示約有20%的個體存在分類的錯誤，Entropy值約等于08時分類的準確率達90%以上[23]。endprint

確定最佳模型后，根據(jù)條件概率來判斷各類別的傾向。條件概率越大，表示該潛在類別在該外顯變量上選擇該水平的概率越大，即該種傾向越明顯。然后根據(jù)各外顯變量的條件概率對潛在類別的特征進行歸納，以確定代際關系潛在類型，并加以命名[24]。最后，通過計算后驗概率推斷所屬的潛在類別，以此來對每位被訪者的代際關系進行分類。

（2）二層Logistic回歸分析。

在分析的第二步，我們檢驗老年父母和成年子女的特征對其所屬的家庭代際關系類型是否有顯著影響。由于本研究是以每個成年子女—老年父母配對作為分析對象，為了避免同一家庭的子女因為某些共同的特征（如老年父母經(jīng)濟狀況）而產(chǎn)生相關性，我們引入隨機因子來消除子女因為來自同一家庭而產(chǎn)生的整群效應，利用分層模型控制父母特征變量的影響。我們采用隨機效應的Logistic回歸模型對每個代際關系的潛在類別作為因變量進行回歸分析。在二層模型中，層1包括子女特征變量，層2包括老年父母特征變量。二層Logistic回歸模型被視為截距隨機模型，除了模型中的老年父母的特征變量，在老年父母家庭層面的其他未測量的影響因素作為隨機常量以解釋代際關系在家庭間的變異。

四、研究結(jié)果

1代際關系潛在類型

我們采用潛在類別分析這一探索性方法以識別代際關系類別。值得一提的是，我們在分析時并沒有對代際關系類別的數(shù)量和特性有先驗性假設?；谥疤岢龅膶π詣e差異的假設，在建立LCM過程中，我們對子女—母親和子女—父親的代際關系分別進行檢驗。在一系列模型中潛在類別個數(shù)從1逐步累加，直到對數(shù)據(jù)的擬合達到最佳。基于之前討論的指標來選擇“最優(yōu)”模型：L2值與樣本數(shù)據(jù)擬合較好，在滿足最初標準的所有模型中，尋找最低的BIC值，次之為最高的Entropy值。

對子女—母親和子女—父親代際關系六個模型的擬合指數(shù)見表3。我們發(fā)現(xiàn)對于老年母親和老年父親的每個擬合模型，L2檢驗值都是顯著的，由于大樣本卡方分布和P值往往不精確，我們將重點考察BIC和Entropy指標。表3顯示在增加到5個潛在類別時，BIC值達到最小，說明潛在類別數(shù)為5時模型滿足數(shù)據(jù)擬合的要求，且較為簡潔。五類模型的Entropy指標在老年母親和老年父親的模型中分別為0704和0712，雖然不是最低，但也可接受。因此我們選擇包含5個潛在類別的模型作為進一步分析的最優(yōu)模型。而不同性別的兩個系列模型的一致性也強化了我們選擇的可信度。

進一步地，區(qū)分代際關系的潛在類別需要每個潛在類別外顯變量的條件概率，表4顯示了五類模型的潛在類別概率和條件概率。我們通過分析這些條件概率的模式，描述5個潛在類別的特征，并根據(jù)其特征進行命名。

第一種類型“親近型”顯示代際關系在各方面都比較緊密，且沖突較少。第二種“近而不親型”代表了雖然親子雙方住在本村（811%）和每月至少見面一次（745%）的可能性最高，但是其經(jīng)濟支持交換的水平最低，生活照料交換也是中等水平；最突出的特點是親子間沖突的可能性最高（705%），親密的可能性卻最低（03%）。第三種“親密有間型”和第四種“疏離型”兩種代際關系在機會結(jié)構上有相似之處，即親子間距離都比較遠（居住在本村的都不足01%），聯(lián)系頻率也最低（分別為77%和41%）；但是“疏離型”代表了親子間互動最少、最為疏遠的類型，經(jīng)濟支持和生活照料交換水平都非常低，沖突較多，親密感也很差；而“親密有間型”雖然生活照料的水平一般，但是子女給予老年父母經(jīng)濟支持的可能性是所有代際關系類型中最高的（896%），而且親子間關系親密的可能性也很高。第五種“矛盾型”的代際間功能性交換水平很高，除了老年父母獲得經(jīng)濟支持的可能性是中等水平，老年父母獲得生活照料（304%），及提供給子女經(jīng)濟支持（481%）和生活照料（953%）的可能性都是所有關系類型中最高的，而且親子關系團結(jié)和緊張的可能性非常接近（分別為550%和535%），存在明顯的矛盾關系。

與我們的假設相一致，結(jié)果顯示與8個外顯變量相關的條件概率被聚類為三組。一組包括居住距離和聯(lián)系頻率，反映關系的機會結(jié)構，即交換行為的必要條件；一組包括獲得/提供經(jīng)濟支持/生活照料，反映了代際間的功能性交換；最后一組包括親密感和沖突。這說明代際團結(jié)模型的建構將家庭代際關系簡化為三個主要維度。進而將上述討論的代際關系潛在類型的特征進行總結(jié)，見表5。

2代際關系類型的性別差異

通過計算后驗概率來推斷每個子女—父母配對所屬的潛在類型，對不同性別的老年父母或成年子女的代際關系類型進行比較（見表6），以檢驗關于代際關系的分布是否存在性別差異的假設。結(jié)果顯示，總體上最為普遍的代際關系類型是“親密有間型”，其次為“疏離型”，再次為“親近型”和“近而不親型”，最少的是“矛盾型”。對于子女—母親代際關系，最普遍的類型是“親密有間型”（293%），次之為“親近型”（225%），再次為“疏離型”（204%）和“近而不親型”（180%），“矛盾型”最少（98%）。而對于子女—父親代際關系，雖然最為普遍的也是“親密有間型”（285%），但是次之的是“疏離型”（240%）和“近而不親型”（181%），“親近型”的比例（172%）低于子女—母親代際關系中同類型的比例。

成年子女性別差異的卡方檢驗顯示，對于女兒—父母代際關系，最為普遍的是“親密有間型”（344%），其次是“親近型”（246%）和“疏離型”（246%），再次是“近而不親型”（120%），最少的是“矛盾型”（44%）。兒子—父母代際關系中最為普遍的也是“親密有間型”（240%），但是其比例大大低于女兒—父母代際關系，其次是“近而不親型”（236%）和“疏離型”（195%），再次是“矛盾型”（168%），“親近型”則最少（161%）。兒子—父母代際關系中以親密為特征的關系類型比例明顯低于女兒—父母代際關系，特別是“近而不親型”和“矛盾型”遠多于女兒。假設得到驗證，不管是老年父母還是成年子女，女性代際間親密關系的可能性更高。endprint

3代際關系類型的影響因素

為了檢驗老年父母及其成年子女的特征對家庭代際關系的影響，我們對5個潛在類型的代際關系分別建立各特征變量對不同代際關系類型影響的多水平Logistic模型（見表7）。

回歸結(jié)果顯示，與兒子相比，女兒更可能與父母有“親近型”代際關系，而更少有“矛盾型”代際關系，這可能是因為子女獲得父母提供的孫子女照料是“矛盾型”關系的關鍵因素，而這類幫助通常是提供給兒子家庭的，因此女兒與父母之間較少存在這種伴隨高水平交換互動的矛盾關系。另外，年齡越大的子女更可能與父母有以鄰近居住為特征（如“親近型”、“近而不親型”）的代際關系，而較少可能有遠距離為特征（如“親密有間型”、“疏離型”）和“矛盾型”關系。獲得孫子女照料的子女也較少可能有以遠距離為特征的代際關系（例如，“親密有間型”和“矛盾型”），說明照料等有形支持更多還是發(fā)生在居住鄰近的親子之間。我們還發(fā)現(xiàn)，已婚子女比未婚子女更可能有“近而不親型”關系，而較少可能有“矛盾型”關系，這一方面說明已婚子女對老年父母的責任義務更強，特別是經(jīng)濟供養(yǎng)方面；但另一方面已婚子女更多投入自己的家庭生活而減少了對父母的有形支持，代際間情感有所疏遠。而教育程度更高的子女更可能有“親密有間型”關系，更少可能有“近而不親型”關系。同時，我們也考察了子女年齡與性別的交互作用，結(jié)果顯示除了“矛盾型”交互作用不顯著外，子女年齡與性別的交互作用對代際關系各類型影響的正負向都與年齡影響的方向相反，即性別緩沖了年齡對代際關系類型的影響，女兒與父母的關系在不同年齡階段的差異小于兒子。

對于老年父母特征變量的影響，我們發(fā)現(xiàn)老年母親比老年父親更可能有“親密有間型”關系，更少可能有“矛盾型”關系。兒子數(shù)量越多的更可能有“親密有間型”和“疏離型”的代際關系，而更少可能有“矛盾型”關系；而女兒數(shù)量只與“矛盾型”關系有顯著的負向相關。另外，年齡越大的老年父母更可能有“疏離型”關系，而較少可能有“矛盾型”關系。我們也考察了老年父母的年齡與性別對代際關系類型的交互作用，回歸結(jié)果顯示，老年父母的年齡與性別的交互作用對兩類代際關系類型有顯著影響作用。一類是“親密有間型”，年齡越大的老年母親更少有“親密有間型”關系，而老年父親則沒有這種年齡效應。另一類是“矛盾型”，對于老年父親來說，年齡越大更少有“矛盾型”關系，但與之相反的是，年齡越大的老年母親更可能與子女有“矛盾型”關系。

五、結(jié)論

基于家庭代際關系的多樣性和復雜性，本研究采用代際團結(jié)模型作為理論框架和指導，識別和確定中國農(nóng)村家庭代際關系的潛在類別。在此過程中，我們嘗試在前人研究的三維度代際關系（結(jié)構、功能和情感）的基礎上，引入矛盾的概念改進代際關系的測量，以此探索中國農(nóng)村家庭代際間關系的特征和范疇，識別出五類代際關系潛在類別，描述刻畫當代中國農(nóng)村家庭多樣化的代際互動模式。

首先，我們發(fā)現(xiàn)了基于代際團結(jié)模型三個合并維度的中國農(nóng)村家庭代際關系的整合模式，這支持了我們的第一個假設。由于過去30年中國大規(guī)模的人口鄉(xiāng)城遷移，拉大了親子之間的距離，改變了傳統(tǒng)的居住模式，并賦予代際關系模式新的形式和內(nèi)容，單純對家庭某一功能的改變或喪失的分析已難以描述農(nóng)村家庭關系潛在的變化和多樣性。我們采用代際團結(jié)模型作為理論框架，并引入矛盾概念擴展情感維度，在家庭關系的測量上作了相應修正，以識別中國家庭代際關系的潛在類型。研究結(jié)果顯示測量代際關系的八個指標聚合為三個合并維度——結(jié)構、功能和情感，且積極情感（親密）和消極情感（沖突）的強度決定了情感維度是和諧還是不和諧。而且研究結(jié)果也證實，將家庭關系一般化為某種單純的模式已不符合現(xiàn)實家庭的情況。一是我們發(fā)現(xiàn)沒有任何一種代際關系類型是“多數(shù)”或“典型”的關系模式（如最為普遍的“親密有間型”占比不到1/3）。二是“混合”類型的關系（不同于“親近型”或“疏離型”這種在主要測量指標方向均一致的類型）居于主導，特別是“親密有間型”、“近而不親型”和“矛盾型”類似“改進式擴展”家庭，即家庭成員在地理空間上分散，但是在情感上或功能上并未遠離。

但另一方面，研究結(jié)果顯示不管是近距離還是遠距離的家庭中都存在弱親密強沖突的不和睦或親密與沖突并存的“矛盾”。只有20%親子配對是“親近型”關系，約一半的父母—子女關系包含不和諧關系，高于大多數(shù)西方研究中“不和諧”關系的概率[7]。在本研究不和諧關系中，占比最大的是“疏離型”（22%），這代表了最不親近的隔離的或獨立的家庭關系[5]。這類家庭關系在結(jié)構和功能交換上缺乏互動，還伴有激烈的沖突和微弱的家庭凝聚力。有近1/4的親子配對報告為“疏離型”關系，這出乎我們的意料，因為中國家庭關系一直以強固的家庭凝聚力而著稱[14]。另外有18%的分類為近距離不和諧，即鄰近居住和頻繁聯(lián)系造成不親密或功能性交換緊張，家庭成員間功能性交換主要是基于責任義務而非積極的情感。還有約10%的，也是較為獨特的代際關系是“矛盾型”，雖然在這一類型的關系中大部分是外出子女，但也有1/3以上的子女在本村，這可能意味著這種類型關系中成年子女多是暫時外出務工或有外出務工經(jīng)歷，因此表現(xiàn)為生活照料向下轉(zhuǎn)移（老年父母→成年子女）為主導的功能性交換。這一類型代際關系的另一個突出特征就是代際間的矛盾關系，積極情感可能反映了子女與老年父母互幫互助和互惠的利益安排，消極情感可能是由于老年父母照料角色的壓力和代際間照料事務和金錢往來方面的分歧。

其次，我們證實成年子女和老年父母的代際關系類型存在明顯的性別差異，對研究的第二組假設得到驗證。研究結(jié)果揭示女兒與其父母的關系和兒子與其父母的關系有很大不同，女兒有近60%是以親密為主導的關系類型（24%為“親近型”和34%為“親密有間型”），兒子只有相應的40%。而近1/4的兒子與父母關系是“近而不親型”關系，是女兒的兩倍，這說明兒子更多是基于義務和情理贍養(yǎng)老年父母，情感方面較為消極，甚至存在代際間的壓力和沖突?！懊苄汀标P系中的性別差異也很突出，16%的兒子與其老年父母是“矛盾型”關系，是女兒的四倍。但是，也有近1/4的女兒與父母是“疏離型”關系，多于兒子，這與中國農(nóng)村養(yǎng)老責任主要由兒子承擔的傳統(tǒng)不無關系。在老年父母的性別差異方面，老年母親與其子女是“親近型”、“親密有間型”關系的要多于老年父親，而老年父親“疏離型”、“矛盾型”的比例較高。這可能是早期家庭社會化的表現(xiàn)，女性更多承擔照料和撫養(yǎng)角色，與子女的關系也更為親密；而男性的傳統(tǒng)性別角色則使老年父親往往不擅情感表達，與子女的情感交流過少，更可能成為以消極情感為特征的關系類型一方。endprint

再次，第三個假設也得到驗證。研究結(jié)果顯示兒子數(shù)量越多的老年父母更可能有“親密有間型”和“疏離型”的代際關系，而更少有“矛盾型”關系。這可能是因為有較多數(shù)量子女的家庭會對養(yǎng)老責任進行分工，遷移去外地的子女不承擔主要照料責任，而以提供經(jīng)濟支持作為其主要贍養(yǎng)方式。特別是由于遷移選擇性的性別差異，兒子數(shù)量越多，外出的可能性就越大，“遠距離”為特征的關系類型可能性就越高。而雖然女兒由于婚姻遷移的原因“遠距離”為特征的關系類型所占比例也較高，卻不直接受女兒數(shù)量的影響。這從側(cè)面說明兒子在農(nóng)村家庭代際關系構成中仍然起到主要作用，兒子的數(shù)量直接決定了老年擴展型家庭的結(jié)構和家庭關系模式。另外，我們也發(fā)現(xiàn)兒子數(shù)量越多的老年父母更少有“矛盾型”關系，這說明雖然子女數(shù)量越多使得老年父母缺乏財力和精力為每一個子女提供其所需的幫助和資源，代際間疏離的可能性增加，但較多數(shù)量的子女（特別是兒子數(shù)量）也分擔了養(yǎng)老的壓力，減少了家庭內(nèi)高水平照料交換帶來的矛盾關系，緩解了代際間的緊張壓力。

最后，我們也發(fā)現(xiàn)子女性別與年齡的交互效應，女兒的年齡對其代際關系類型的影響沒有兒子那么明顯，這意味著不被期望承擔養(yǎng)老責任的女兒與其父母之間的關系未隨生命階段而產(chǎn)生較大調(diào)整和變化。同時，我們也發(fā)現(xiàn)老年父母的年齡與性別的交互效應。對于老年父親來說，年齡越大更少有“矛盾型”關系；而年齡越大的老年母親更可能與子女有“矛盾型”關系，更少有“親密有間型”關系。這可能是由于自身經(jīng)濟劣勢和性別分工角色，老年母親更多選擇增加與子女的照料幫助和勞務交換，因此年老體弱者也更多與子女同住或鄰近居住；但高水平的向上經(jīng)濟轉(zhuǎn)移和照料交換也增加了老年母親與其子女之間的摩擦和沖突?？紤]到老年女性平均預期壽命更長，晚年階段的養(yǎng)老支持（包括經(jīng)濟支持和生活照料）更多是基于其需求（如收入不足、健康狀況下降等），因此老年母親與其子女代際關系的不穩(wěn)定性可能使老年母親的晚年生活面臨窘迫。

當然本研究也存在一些不足之處。首先，研究分析的樣本來自中國中部農(nóng)村地區(qū)，當?shù)厍鄩涯陝趧恿ν饬鞯臄?shù)量和比例相對較高，大量外出子女可能造成代際關系中“遠距離”關系類型的比例較高，研究發(fā)現(xiàn)是否可以推論到更發(fā)達的中國農(nóng)村地區(qū)和城鎮(zhèn)家庭還有待驗證。其次，樣本信息只來自老年父母的報告，由于老年人有較強的“家丑不可外揚”的心態(tài)，往往更傾向于報告關系好的一面，如果直接來自成年子女的數(shù)據(jù)可能會揭示更多的沖突和矛盾。最后，我們的研究也發(fā)現(xiàn)成年子女和老年父母的其他社會特征，如自身資源和提供支持的能力（如教育程度等）也對代際關系有顯著影響，但限于本文的研究重點未進行深入討論，可以在未來研究中進一步檢驗和討論這些因素的影響。

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[責任編輯武玉]endprint