天伦之乐还是孤独乡愁?随迁老人城市融入的多维测度与影响因素分析

张文武

(南京林业大学 经济管理学院,江苏 南京 210037)

1 引言

中国经历了全面而迅速的系统性变革,工业化和城镇化的历史车轮驱动整个国家从“乡土中国”向“城乡中国”转变,衍生出一系列引人关注的社会现象和民生问题(刘守英、王一鸽,2018)。其中,城乡二元经济结构背景下大规模劳动力跨区域流动伴随的家庭分离和亲人远隔经常性地构成引发公众关注的热点,特别是当全社会逐渐浸入老龄化、少子化所带来家庭抚养抚育的困境,承担家庭代际照料责任的随迁老人正在成为流动人口中特殊而又不可忽视的群体。党的十九届五中全会首次将人口老龄化提高到国家战略层面,提出“实施积极应对人口老龄化国家战略”,党的二十大报告进一步明确了相关任务部署,凸显了对老年群体及其社会影响的重视程度,也引申了研究老龄人口和老龄社会现象的学术需要。在此背景下,研究随迁老人的城市融入及其影响因素具有积极的理论价值和现实意义。

一般而言,随迁老人往往是出于自身养老或者协助子女照料家庭的考虑,选择临近或者进入到子女家庭定居,在相当程度上面临生活场景的时空变化和社会再融入的转换过程。一方面,这些老人需要离开生活已久的故乡,脱离原先熟悉环境和旧有社交网络,进入到一个相对陌生的城市。生活习惯差异、环境不适应、语言不通等在给他们带来疏离感的同时,现代都市的快节奏、相对独立的居住格局加之老年人特殊的生理和心理特征,极易让随迁老人陷入茕茕孑立的“孤独乡愁”;另一方面,中华民族传统文化历来重视家庭团聚,子女孙儿的陪伴是老年人精神安慰和情感慰藉的重要来源,相比较于独居、空巢老人,昆裔临近或者同住的亲情陪伴、隔代抚育的心理满足等又会带给随迁老人儿孙绕膝的“天伦之乐”。从经验分析的角度,随迁老人的城市融入受到家庭和社会哪些因素的影响?这些因素将通过怎样的方式发挥作用?在我国人口老龄化逐渐加剧和城市化快速推进的双重背景下,对上述问题的研究解答不仅有助于从理论层面廓清家庭结构调整和随迁老人境遇变化的机制,也从实践上回应和思考着中国社会变革下城乡转型与家庭变迁的现实景象。

尽管中国现实国情下的随迁老人已经和正在成为特殊而又渐近普遍的重要群体,但遗憾的是,直接与之相关的文献乏善可陈。一方面,在以西方生活情景和话语逻辑为倚重相关研究中,主要是从一般意义的老龄人口的个体特征和群体经济活动等角度着手,围绕老年人身心健康(Zunzunegui et al.,2001;Fuhrer &Stansfeld,2002;Eriksen &Lynggard,2011)、银发市场(Lubitz et al.,2003)、劳动供给(Lundberg &Rose,2002)、养老服务体系安排(Anderson et al.,2000;Scheil &Bonan,2013;Bradley et al.,2020)等开展了系列研究。关注老年人融入的文献也更多是基于社会移民和国际移民的角度围绕经济融入、文化融入、精神融入等指标性量化展开讨论(Tissot et al.,2014),即使是考虑家庭情感亦或是父母与子女间亲情关联的文献也往往具有相应局限性,基本上围绕子女数量、子女务工等影响父母身心健康和劳动参与,父母外出务工对子女教育成长影响等展开(Cong &Silverstein,2011)。鲜有关注父母是否与子女共同生活的视角,随迁老人对于西方学者而言更是非常陌生的概念。本文希望立足本土情景回应外域环境,弥补随迁老人群体研究不足的缺憾。

另一方面,在中国情景下开展的相关研究中,前期文献主要关注改革开放之后以农村劳动力流动为表征的“务工潮”及其所产生的影响,围绕农民外出务工对农业的影响、务工人员受教育及工作状态、农业劳动力流动政策等展开(黄平、克莱尔,1998;宋洪远等,2002),之后出现了大量聚焦于外出务工对家庭生活影响的研究,涌现出一系列有关留守妇女、留守儿童以及隔代抚养等方面的高质量论文(宋璐等,2013;孙文凯、王乙杰,2016;韩保庆、王胜今,2019;李珊珊等,2021),与此同期,新生代流动人口和城镇化背景下也产生了相当数量系统研究外出务工人员城市化、市民化、城市融入等问题的文献(秦立建、陈波,2014;王春超、张呈磊,2015;张文武等,2018;程郁等,2022)。近年来,在老龄化和少子化的人口变化形势日趋严峻及其影响广泛渗透情形下,中国社会的代际流动和代际扶持逐渐表现出显著的家庭化特征,尤其是当计划生育政策影响的80后和部分90后成为家庭抚养者,父母资助和帮衬开始呈现相当程度的社会普遍性(王跃生,2013;丁志宏等,2019;张松坡等,2021)。然而,围绕相关社会现象及其群体的研究并不多见,目前而言,无论是宏观情景还是微观案例,从随迁老人及其所表征的代际扶持角度研究城市融入的经济学文献颇为鲜见。本文通过来自随迁老人的经验分析弥补现有的研究缺憾,扩充经济学和社会学等领域的学术文献。

新时代中国情形下,计划生育政策实施后的“新生代”成为社会流动人口的主要构成。(1)第七次全国人口普查数据显示,截至2021年底,中国流动人口为37582万人,平均年龄约为31岁,年龄在45岁以下的占比超过75%。“新生代”流动人口中,相当一部分是独生子女或二胎子女,少子化的家庭结构往往使得子女成为父母工作生活的中心,在整个过程中表现为父母对子女最大限度的生活支持和子女对父母的高度依赖。因而导致了“新生代”即使是在成年甚至是组建自己的家庭之后,也不愿和无法脱离父母的照顾。与此同时,出于亲子情感和自身养老的考虑,父母也往往具有较高的意愿陪伴在子女身边,家庭式尤其是父母随迁成为新的趋势和现象,随迁老人经由生活环境和社会网络变动而面临再融入问题。当前,我国新型城镇化仍在快速推进,跨地区人口流动表现为相当程度家庭式迁移的特征,随迁老人较为常见,除了隔代抚养、子女依附等需求外,如何融入城市也是这类群体面临的重要问题。基于此,本文采用2017年中国流动人口动态监测数据从个人层面开展基于大样本调查数据的经验研究,同时结合中国城市化和老龄化的现实,经由家庭结构和社会治理双重角度对随迁老人城市融入的影响因素及其作用机制进行实证分析。

相较于现有研究,本文的贡献主要在于:(1)研究视角上,以往以城市融入和社会融入为主题的研究中,主要关注于一般性的外部环境和个人特征,从家庭亲情和社会交往角度展开分析的文献不多。本文在中华民族传统“家文化”的逻辑思域内,通过“天伦之乐”和“孤独乡愁”的双重视角进行系统研究,提供新的阐释证据。(2)研究意义上,结合中国特殊国情将研究对象聚焦到随迁老人新的社会群体,拓展了老龄化社会背景下对劳动力城市融入和社会融入的分析视野。从国内外的研究来看,基于城乡转换过程中少子化和老龄化所衍生的农村老人随迁现象受到的关注不多,相应的文献较少。本文基于大样本调查数据进行相应的尝试,结合实际进行了相对准确的识别和划分,提供了“新生代”人口流动背景下对随迁老人的经验研究支撑。(3)研究数据上,采用与城市匹配的中国流动人口动态监测调查(CMDS)微观数据,采用模糊集框架测算了随迁老人城市融入并进行实证研究,提供了新的现实证据。

本文其余内容结构安排如下,第二部分是理论机制分析与研究假说;第三部分为数据样本、变量与描述性统计,第四部分为模型设定与基准回归结果,第五部分为作用机制的扩展分析,最后为结论与政策涵义。

2 理论机制分析与研究假说

在“老龄化”与“少子化”进程逐渐加快的时代,与子女共同生活成为多数随迁老人的选择。一方面,老人与子女同住可以为子女提供生活照顾和力所能及的帮助,也能够充实生活提高家庭对自身的认可度。此外,与子女共同居住还可以降低信息不对称等情况的发生,尤其是与女儿同住,因为女性天然具有细心的特点和敏锐洞察他人情绪变化的能力。当父母情绪低落时子女能够及时发现进行沟通交流解决问题,给予他们精神支持与心理慰藉。在父母出现身体不适、生病等情况时子女也能较早发现并送医治疗,避免老人担心影响子女工作忙碌瞒着不说最终耽误治疗等情况的发生。因此,与子女同住能够提高老人生活满意度,保证了老人身体健康状况,有利于老人融入迁入地城市。另一方面,随迁老人出于对子女在生活上的照料迁移至子女所在城市开始新生活,与此同时,子女与父母的关系地位也在发生微妙变化,子女此时作为接受高等教育并承担家庭责任的成年人不再是以往躲在父母臂膀下的孩童。父母权威渐弱,话语权向子女倾斜,使得原先业已形成的家庭地位重新洗牌,在一定程度上会导致子女与父母之间产生矛盾隔阂,如若得不到正确的化解则会影响随迁老人的城市融入。在整体上,与子女同住会通过加强代际团结以及代际情感等为随迁老人带来幸福感和生活满意度提升,从而促进他们积极融入迁入地城市(崔烨、靳小怡,2016;李旻等,2021)。

当前,人口的迁移是以新生代的迁移为主的,在新生代流动人口中,“80后”所占比重为35.50%;其次是“90后”,占24.30%。这两代都是计划生育的主力军,绝大多数的“80后”“90后”都是独生子女。当他们生育下一代时,面临着工作压力大和生活节奏快的现状,且“保姆虐童”等事件频出,会使得他们产生让父母来照顾孙辈的需求。父母迁移到城市中与子女共同生活并照顾孙辈减轻了子女的生活压力,增强家庭凝聚力的同时又可以享受到“儿孙绕膝”的天伦之乐,因此随迁老人的城市融入程度也会随之得到相应提高。由此提出假说H1。

假说H1:与子女同住、有孙辈后代这些来自“天伦之乐”方面的因素会提高随迁老人生活幸福指数,促进老人城市融入。

随迁父母在城市生活必然要离开生活已久的家乡与原先的亲戚邻居减少联系,感情变淡,以往的社会网络破裂,迁入地城市新的社会网络还未及时建立,老年人缺乏沟通交流的对象,心理难免空虚落寞,形成对新环境的排斥感,同时农村的风俗文化与城市不同也不利于他们融入。同省市迁移的随迁父母会相应的降低对迁入地的排斥感,跨省市迁移的老人则会面临生活习惯和水土不适等问题,从而降低对城市的融入程度。同时,大部分农村老人的教育程度偏低,说话会带有家乡的口音,听不懂普通话或者听得懂但不太会说普通话,在城市中与周围的人交流有一定困难,从而加重了其内心对于城市的排斥,不利于随迁父母的城市融入(鲁永刚、张凯,2019)。因此,迁移距离跨度越大,越容易出现环境、风俗以及生活等方面的不适。

迁入地城市社区接纳机制不完善,社区活动形式单一,不适应随迁老人特点以及在限制农村老人参与等现象无法为老人提供适合以及优质服务会使得老人产生距离感,认为自己是身居城市的陌生人,让他们产生城市没有老家的“人情味”“邻里关怀”等观念,从而激发随迁老人的思乡之情,对家乡的思念以及较大的心理落差不利于他们的城市融入。因此提出本文的第二个假说:

假说H2:迁移跨度越大,思乡之情越浓,来自“孤独乡愁”的因素会弱化随迁老人的城市融入意愿。

3 样本、变量与描述性统计

3.1 样本说明

依据研究需要,本文采用的微观数据来自中国流动人口动态监测调查(CMDS)。CMDS是国家卫生健康委员会自2009年起连续组织开展的年度调查项目,覆盖了全国31个省(市、自治区)和新疆建设兵团中的主要流动人口集中地,全面而科学地抽样采集了流动人口及其家庭的相关信息,内容涉及基本特征、流动意愿、就业与社保、收入与消费、婚育和子女、居住情况、社会融合等,具有非常高的权威性和代表性。鉴于研究聚焦的群体为随迁老人,本文根据问卷及样本的情况采用2017年中国流动人口动态监测调查流动人口(A卷和C卷)的调查数据,选取年龄在60周岁以上(以调查年份计算)流动原因是家属随迁的受访者,经过合并、匹配和清洗,最终获得有效样本2586份。(2)2014年及之前的年度,中国流动人口动态监测调查的访问者年龄段为15周岁～59周岁,自2015年起将 60 岁及以上的流动老人纳入全国流动人口卫生计生动态监测调查的范围。综合调查问卷的情况,2017年的问题设置及数据更加符合本文研究需要。

3.2 变量设置

本文关注的被解释变量是随迁老人的城市融入程度(integ)。对于城市融入的内涵和度量,现有文献并没有统一的标准和方法,主要从流动人口生存和发展的层次延伸角度进行指标构建,一般涵盖社会、经济、文化和心理等多维度的认同与融合。参考相关研究并结合调查问卷与样本群体的具体情况(秦立建、陈波,2014;王春超、张呈磊,2017;田旭,2022),本文将随迁老人的城市融入界定于社会参与(social)、心理认同(psycho)和居留意愿(resid)三个层次,同时采用模糊集理论对子项变量进行综合性测算。社会参与的变量主要来源于受访者对“您业余时间在本地和谁来往最多(不包括顾客及其他亲属)”、“2016年以来您在本地是否参加过以下组织的活动?”、“2016年以来您是否有过以下行为?”等问题的回答;心理认同的变量则来自于“您是否同意以下说法?”项下各问题所得到受访者的排序;“居留意愿”项的指标则由体现随迁老人是否倾向于居住或留在本地的相关问题构成,包括“今后一段时间,您是否打算继续留在本地?”、“如果您打算留在本地,您预计自己将在本地留多久?”、“如果您符合本地落户条件,您是否愿意把户口迁入本地?”、“您是否办理了暂住证/居住证?”。具体的变量构成及赋值如表1所示。

表1 城市融入变量子项构成及赋值

在具体测度方面,基于样本数据的主观化特征和实证分析的需要,我们采用模糊集理论构建隶属度函数对城市融入的分项指标及整体水平进行综合性测度。隶属度函数的基本形式为:

(1)

由于在分项指标采取了顺序赋值的方式,通过上述隶属度函数将子项变量进行标准化处理,获得各分项指标的隶属度之后采用加权算术平均法进行综合测算,将城市融入度及其三方面分项变量均处理为0～100范围的连续值。进一步,本文从天伦之乐和孤独乡愁角度构建核心解释变量展开随迁老人城市融入综合指标及其分项变量的实证分析。

本文的核心解释变量从天伦之乐和孤独乡愁的角度进行设置。随迁老人的天伦之乐主要来源于家庭结构及其成员特征(李涛等,2018),我们选取了表征代际关系的三个指标:(1)是否与子女同住(livew),同住为1,不同住为0;(2)是否有孙辈后代(grandc),有为1,没有为0;(3)随迁老人所依附的子女性别(childs),儿子为1,女儿为0。上述指标的数据来源于问卷中编码为(100)的问题:“您本人、配偶和子女(包括在本地、老家和其他地方的,但不包括已婚分家的子女)以及与您在本户同住的家庭其他成员共有几口人?”以及(101)的问题:“请谈谈他们的基本情况”的综合对比,并根据其他相关问题进行了一致性检验,确保数据可靠。从家庭陪伴的意义上,来自子女提供的日常照料和心理慰藉都会在一定程度上增加老人的幸福感。在父母的日常生活方面,子女会为父母置办衣服等用品,能够主动承担父母生病时的照顾责任等,让老人能够感受到代际之间的关怀和温暖(石智雷,2015)。在父母的心理福利水平方面,子女虽然平时工作很忙,但仍然能够及时与父母沟通交流联络感情,缓解父母刚进入城市生活的压力与焦虑给予他们精神支持,这在一定程度上会提高父母的心理福利水平从而增强其走出家门与周围邻居交往和面对城市生活困难的勇气。父母对与子女共同相处的生活感到幸福会相应的增强他们在城市的居留意愿。另外,孙辈后代尤其是隔代抚养的需要又会进一步增强随迁老人对城市的认同感和依存度,提高其城市融入程度。

孤独乡愁的指标主要从随迁老人目前所在地与其原有生活环境的差异性和关联性角度进行设置。一般而言,迁移的距离越远或者范围跨度越大,流动个体所面临的生活环境变化相对就会越大(周颖刚等,2019)。因而,我们选取两个指标,第一个是迁移跨度(migsp),数据取值来自问题“本次流动范围”,省内跨市和市内跨县视为省市内流动,赋值为0,其他选项视为跨省市流动,赋值为1。常见的迁移一般发生在省市内部,这一类型的迁移在一定程度上降低了随迁老人远离生活多年家乡和朝夕相处亲戚邻居的不舍程度,加上同一个省市内部的气候环境风俗习惯比较相似,随迁老人内心不会产生太大的距离感和排斥感。相反,距离较远的跨省市流动则会带来语言不通,生活不适等多种融入困难,虽然当前社会科学技术发展迅速,交通工具也愈发快捷便利,父母在想念家乡时可以随时回家探望,但路途中的颠簸会给父母的身体带来一定的负担。因此,跨省市流动可能对随迁老人的心理和身体产生不利影响从而降低城市融入意愿。第二个指标为思乡程度(hosick)主要反映随迁老人与户籍地之间的关联或者牵绊,根据受访者对问题“您老家(指户籍所在地) 是否有宅基地?”的回答取值,选择“有”赋值为1,“没有”和“不清楚”赋值为0。从身份认知和心理归属的角度讲,户籍地房屋和宅基地在一定程度上意味着原有生活环境及其感情扭结,尤其是对于随迁老人而言,老家有产业更是意味着回乡牵挂和羁绊的“乡愁”,也较容易让其产生疏离城市的漂泊感。

对于随迁老人而言,除了上述变量,其个体特征和所居住的环境特征等也是影响其融入城市的重要因素。根据已有文献的做法,我们引入一个变量集Z进行控制。包括:性别sex(男性赋值为1,女性赋值0);年龄(受访年份减去出生年份),;受教育程度edu(小学及以下赋值为1,初中至高中赋值为2,大学专科及以上赋值为3);健康状况heal(根据受访者回答,从“生活不能自理”到“健康”,依次赋值1～4);婚姻状况marri(婚姻存续且双方均在世赋值为1,丧偶或离婚等其他情况赋值为0);户口性质regist(非农业户口赋值为1,农业户口赋值为0);个人公共服务pserv(建立健康档案赋值为1,其他赋值为0);周边医疗条件hospit(最近医疗机构到达时间15分钟及以内赋值为1,其他为0);家庭收入income(上一年平均月收入)等。

3.3 主要变量描述性统计

表2显示了随迁老人城市融入的测算结果,为了更清楚地对比观察,本文以核心解释变量为分组并行列出城市融入的描述性统计情况,同时绘制了不同情形下城市融入的核密度图。

表2 随迁老人城市融入描述性统计

从测算结果的直观特征来看,全样本随迁老人城市融入程度并不高,相对而言,与子女同住、有孙辈后代样本在城市的融入较好,跨省市流动随迁老人的城市融入水平略低于省市内流动的群体,但差距并不明显,老家有宅基地的样本整体城市融入水平明显高于老家没有宅基地的群体。

图1 全样本及分组样本城市融入核密度

从核密度图所显示的全样本及分组样本城市融入分布来看,随迁老人在城市的融入情况表现出受家庭代际关系、迁移跨度等因素影响的差异性,在一定程度上印证了文章变量设置以及测算方法的合理性,同时也反映为随迁老人不同群体城市融入分布的基本特征。第一,在家庭代际关系方面,与子女同住和有孙辈后代的随迁老人城市融入的分布相对较为均匀,总体表现为较高的水平。值得注意的是,依附儿子的随迁老人在城市融入方面相对于依附女儿的群体要低,与我们理解的“养儿防老”式传统家庭观念有所偏差,反而在一定程度上表现为“丈人”或者“丈母娘”的优势。第二,在迁移跨度和思乡程度方面,尽管省市内迁移的老年人群体城市融入略高于跨省市迁移群体,但总体差距并不大;老家有宅基地的群体表现为较低的城市融入,整体分布相对也较为扁平,显示为可能存在的反向影响。当然,变量之间的相关关系和具体影响我们将在下文给出更为详细和系统的实证检验。另外,我们也给出了其他变量的描述性统计,见表3。

表3 主要变量描述性统计

4 模型设定与基准回归结果

4.1 模型设定

本文重点从“天伦之乐”和“孤独乡愁”的角度考察随迁老人城市融入受到的影响,由于被解释变量城市融入及其子项变量经由模糊集理论处理为1～100之间的连续值,可以通过设定计量模型考察城市融入的影响因素及具体效应。参考已有文献(赵春雨等,2022;钱龙、罗必良,2022)的做法,设定如下回归模型:

(2)

其中,yi为被解释变量,Ci为常数项,xi对应核心解释变量,αi表示估计的主要参数,Zi代表控制变量集合,εi为误差项。

4.2 策略性处理

为了系统展示和立体呈现随迁老人城市融入与相关因素的回归结果,我们根据基础模型进行策略性处理和改进。首先,由于被解释变量呈现为总体和分项两个层次,采用单层分析有可能掩盖或遗漏变量的细分含义,因而在模型处理过程中使用总体指标与分项指标的独立模型同步展开,通过解析被解释变量的结构层次展现更加立体可靠的回归结果;其次,考虑到除了主要解释变量以外,许多其他因素也可能单独对被解释变量产生影响,同时避免忽略控制变量以外的遗漏变量而导致不恰当控制(Bad Control)的问题,我们在实证过程中采取分组引入控制变量的方法,对比分析回归系数及其显著性的变化,分步监测结果的可靠性。第三,内生性问题的解决。本文的内生性问题主要来源为,一是由于主要解释变量经由问卷回答选择的次序化处理,可能存在人为数值转换导致的测量偏误;二是主要解释变量和被解释变量之间可能存在一定程度的相互因果关系,城市融入指标本身的构成内涵中涉及了主要解释变量中的若干内容,可能形成内生性问题;三是数据来源主要考虑了个人层面和部分城市因素,并没有涉及居住社区、周边环境、城市其他公共服务等,也有遗漏重要解释变量的可能性。对上述情况,我们需要选择合适的工具变量(IV)估计进行对冲。工具变量的好坏取决于是否满足主要变量内生相关性和残差项外生无关性两个重要条件(张文武、余泳泽,2021),因而本文选取受访对象首次流动范围作为工具变量,跨省市流动赋值2,省市内流动赋值1,本次之前没有流动经历赋值为0。相关性方面,随迁老人的地理性迁移经历自然地衍生出面对未来生活环境的接纳和融入能力,是否有过流动经历以及初次流动范围势必对目前流动情形下的城市融入构成历史性的相关影响。与此同时,受访者首次流动早先于目前的流动状况,迁移的范围更是一种随机或者决定于更早之前因素的既定事件,满足外生性的要求。通过上述处理,本文将给出采用最小二乘法(OLS)、经由内生转换的工具变量(IV)二阶段模型以及分项指标独立回归的结果展示。

4.3 实证结果分析

4.3.1 随迁老人的综合城市融入

表4报告了基于中国流动人口监测数据所构造主要样本的回归结果,主要展示了相关解释变量对随迁老人综合城市融入的影响。第(1)、(2)、(3)列分别为引入“天伦之乐”“孤独乡愁”以及全变量的OLS回归结果,(4)、(5)、(6)列为IV-2SLS的回归结果。

表4 随迁老人综合城市融入的回归结果

表列中的结果显示,与子女同住、有孙辈后代和子女性别这3项体现家庭亲情关系的变量均通过了显著性检验,其中,与子女同住对随迁老人的城市融入具有正向的促进作用,显示为家人陪伴的重要作用,相比较于跟儿子同住,跟女儿同住对随迁老人的城市融入显示为更加强烈的正向影响。这一发现与我们前面统计性描述的规律和分析推断相符,说明随迁老人的城市融入与其所依附的子女密切相关。一方面,中国的随迁老人受传统文化中“养儿防老”的影响,天然地将自身老年生活与子女关联在一起,与子女同住往往能带来较高的安全感和归属感;另一方面,随着社会环境的变化,少子化所导致的“小家庭”模式已经成为现代生活的主流,随迁老人进入到子女家庭必然与家庭主要成员发生联系,一般而言,“婆媳”关系的相处难度要大于“翁婿”关系,跟随女儿居住的随迁老人城市融入状态相对较高。值得注意的是,尽管孙辈后代对随迁老人也显示出重要性,但表现为轻微显著的负向关系,与日常的认知略有偏差。在排除了方法性错误和数据偏差性以后,可能的解释在于,一方面,以照料孙辈后代为主要责任的随迁老人面临更为单一的生活方式和作息任务,全力的投入和较为繁重的劳动量在某种程度上带来力不从心的感受和身心倦怠的想法,在整体上表现为“不得不”待在城市的被动状态;另一方面,需要照料孙辈而随迁的老人,可能意味着其子女的工作更加繁忙或者空余时间紧张,这会在一定程度上减少子女陪伴父母的时间,导致随迁老人城市融入降低。

迁移跨度指标对随迁老人的城市融入有着稳健而显著的负向影响,思乡程度尽管通过了显著性检验,但程度并不高(在10%水平上显著)。无论是普通最小二乘法还是工具变量回归,迁移跨度和思乡程度的系数均为负,说明随迁老人的“孤独乡愁”与迁移的范围跨度、户籍地是否有产业密切相关,显示出客观上的地理距离和环境改变所发挥的重要影响,跨省市迁移相对于省市内迁移更加不利于随迁老人的城市融入。基于“老家是否有宅基地”构建的思乡程度指标在OLS回归和IV回归中均通过了10%水平上的显著性检验。我们又使用“在老家是否有承包田”进行了替代性回归,仍然表现为弱显著性,在一定程度上说明在老家是否有产业对随迁老人的城市融入有影响但并不特别明显。可以理解为,随迁老人在做出迁移决策的过程中,已经考虑了流出地的产业、人际关系等的影响,因而在流入地居住的状态更多地取决于生活环境的变化程度和差异性,也就是在“孤独乡愁”方面更多地表现为迁移跨度的显著影响。

此外,回归中相当多的控制变量均通过了显著性检验,表现为对随迁老人城市融入正面或负向的影响。随迁老人个体特征中,受教育程度的系数为负且通过了稳健性检验,体现为城市融入和受教育水平的反向关系。虽然可能会有读者会感觉不符合常理,但实际上恰好反映了老人随迁的现实,受教育程度越高的老人群体往往不会选择与儿女同住或者照料孙辈后代,更倾向于选择更加符合自我独立的生活方式,随迁老人中受教育程度越高反而显示为较低的城市融入。其他变量的系数显示为,个人健康程度越好、家庭收入越高,越有利于城市融入;在同等条件下,独身状态的随迁老人更易于融入城市,来自于农村的随迁老人相比较于来自城市的群体城市融入水平更高;另外,居住周围的医疗条件也是具有正向促进作用的重要因素,到达最近医疗结构所需的时间越短,随迁老人城市融入的表现越好。尽管在系数符号上表现为女性随迁老人具有较好的城市融入状态,但可惜的是显著性不足,同样没有通过显著性检验的还有个人公共服务,也即建立健康档案与否并没有显示出对随迁老人的城市融入有确切影响。

4.3.2 随迁老人城市融合的分项领域

为了更立体地呈现核心解释变量在随迁老人城市融入中的细分影响,将社会参与、心理认同和居留意愿分别列为独立因变量再次进行回归,表5展示了主要回归结果。从表列结果显示的系数及其显著性上来看,核心解释变量对城市融入的影响并没有显示出与表4中有特别大的区别。不同的是,对比分项领域来看,随迁老人城市融入所侧重的关注点对相关因素的依赖性有所差异。具体来说,与子女同住更加显著地对心理认同和居留意愿产生正向影响,而社会参与方面受到的影响较小;孙辈后代的存在对随迁老人的社会参与的抑制性影响更大,其次是居留意愿,对心理认同的影响最轻;同住子女的性别更多地体现在居留意愿方面,对社会参与和心理认同的影响相对较低;跨省市迁移更多地对随迁老人的社会参与、居留意愿产生负面作用,对心理认同的抑制较弱。分项领域的回归结果展示了更为细致的影响表现,随迁老人城市融入的多层次及其所受不同因素作用的差异易于让相关社会现象得到更有启发性的认知和理解。

表5 随迁老人城市融入分项领域的回归结果

4.3.3 稳健性检验

在模型的稳健性方面,基础回归过程中除了引入工具变量法处理了可能存在的内生性以外,还采用了分层次独立引入核心变量的方法进行检验。从表4和表5显示的结果来对比来看,IV-2SLS的回归结果并没有推翻OLS回归得到的基本结论,只是在个别变量的显著性和系数大小上有所调整。一般意义上表现为普通最小二乘法的回归可能造成变量系数被低估,工具变量的加入可以较好地进行纠偏。通过将核心解释变量分层次引入,并结合IV回归进行系数对标和显著性纠偏,结果之间并没有太多差异并且呈现出相互佐证的统计关系,在一定程度上显示了基础回归的稳健性。与此同时,由于综合城市融入指标是根据模糊集理论构建的复合型变量,只对单一被解释变量做回归可能无法排除测算上的误差与不可靠性,表5中城市融入分领域的结果在一定程度上解决了上述问题,通过各变量系数和显著性的对比分析,在得到多层次发现的同时也间接验证了回归结果的稳健性。另外,我们还采用调整变量、样本等方面进行了稳健性检验,实证结果与基础回归分析基本一致。在变量方面,我们采用因子分析法替代模糊集理论进行重新测算,并将测算后的变量再次进行回归,除了系数值大小等的差别以外,所显示出的正负向关系及显著性变动不大。在调整样本方面,我们将受访群体按照非农业户口和农业户口、东部地区和中西部地区进行了拆分后的回归,得到的回归结果与基础回归结果没有实质性的差异。通过上述检验,基本上证明了本文实证模型及结果具有较强的稳健性。值得一提的是,在分样本稳健性检验的回归过程中,我们还发现了一些有意思的现象(表6为分样本回归结果)。相比较于农业户口,非农业户口随迁老人的城市融入更依赖于“天伦之乐”的因素,尤其是和子女同住、孙辈后代的情形下表现特别突出,而农业户口的随迁老人则更加受到“孤独乡愁”的影响。从分地区样本来看,东部地区的随迁老人受子女同住、孙辈后代等的影响更大,迁移跨度则影响较轻,中西部地区恰好相反。结合基础回归和稳健性检验所显示的结果,“天伦之乐”和“孤独乡愁”作用于随迁老人城市融入的路径可能不仅仅是“由此及彼”这么直接,我们接下来尝试进行中间机制的扩展分析。

表6 分样本稳健性检验回归结果

5 中间机制的扩展分析

通过基准回归和稳健性检验,随迁老人的城市融入体现了不同因素影响下的差异性特征以及相关关系。从传导路径的理解,无论是“天伦之乐”还是“孤独乡愁”,都是直接影响于随迁老人自身而非城市融入,如何解释在不同地区和样本分组的解释变量作用于城市融入及其分项领域的差异性表现和中间机制?我们认为,随迁的老人的城市融入可以视作身份转换的过程,真正意义上实现地理迁移后的融入,既取决于是否愿意被融入主观能动性,又与城市对外来人口的治理模式及其所创造的接纳态度和能力密切相关,也可以将其称为城市包容机制,随迁老人的城市融入所依赖的“天伦之乐”和“孤独乡愁”最终通过城市包容机制得到强化和实现。一方面,随迁老人具有城市融入的主观能动性,无论是家人的陪伴还是远离故乡后的环境改变,都会经由城市包容机制完成融入新环境的最终过程;另一方面,城市包容进一步构成了对接主观能动性的外部氛围,与随迁老人的家庭境遇和适应能力共同发挥作用。为了进一步验证中间机制的作用,需要引入体现城市包容的变量进行检验。本文城市融入指标构建的过程中主要以随迁老人样本的数据为基准,而城市包容机制则应该采用全社会样本数据构建相关指标,综合考虑了城市基础设施、公共服务供给、就业岗位提供、居民公共服务获取等城市包容性。参考陈建军(2015),李叶妍、王锐(2017)等文献的思路和方法,我们采用2017年CDMS流动人口全样本数据构建城市包容度(inclus),与随迁老人样本进行匹配后作为中间机制变量。通过引入城市包容机制指标,并与核心解释变量组成交叉项,比较受访样本在社会参与不同的情况下主要解释变量的影响是否存在差异,城市包容机制较低时,随迁老人在同等条件下应该表现为对“天伦之乐”和“孤独乡愁”更高的依赖性。也即是说,引入城市包容度交叉项后,主要解释变量的影响会明显增强。表7给出了相关的回归结果,重点展示城市包容机制变量及其交叉项的结果。

表7 引入城市包容机制的回归结果

表7显示,调整后的回归结果中核心解释变量的系数及显著性与基准回归相比并没有发生明显的变化,社会参与变量则显著地促进了随迁老人综合城市融入及分项领域,显示了这一机制的有效性。与此同时,从社会参与和主要解释变量的交叉项的回归系数对比来看,“天伦之乐”和“孤独乡愁”在发挥作用的过程中明确传递了对城市包容机制的依赖,更高水平的城市包容可以有效地缓解负面效应的作用程度,放大正向效应。诚然,随迁老人的城市融入也可能受到城市其他等外部环境的引致性影响,但我们认为基于社会治理和发展模式的城市包容机制对流动人口的融入及身份转换发挥着更加重要的作用(池上新,2021)。在强调城乡协调发展和加快转移人口市民化的大趋势下,相关的研究需要更加细致和详实的工作。

6 结论与启示

在老龄化和少子化日趋严峻及其影响广泛渗透的情形下,中国社会的代际流动和家庭抚养逐渐表现出新的特征,随迁老人已经和正在成为普遍而又特殊的重要群体。本文选取中国流动人口动态监测数据从个人层面展开基于大样本调查的经验研究,从“天伦之乐”和“孤独乡愁”双重视角对随迁老人城市融入的影响因素及其中间机制进行了实证检验。在群体筛选和样本匹配的基础上,我们采用模糊集理论构建了随迁老人城市融入的多层次指标体系,并通过OLS回归、工具变量估计以及稳健性检验等进行了回归分析。结果表明,与子女同住、孙辈后代和子女性别等体现家庭亲情关系的“天伦之乐”变量均表现出对随迁老人城市融入的显著影响。其中,与子女同住显示为正向的促进作用,相比较于跟儿子同住,跟女儿同住具有更加强烈的正向影响;孙辈后代对随迁老人的城市融入也具有明显的相关性,但表现为轻微显著的负向关系,与日常的认知略有偏差。迁移跨度和思乡程度的系数均为负,说明随迁老人的“孤独乡愁”与迁移的范围跨度、老家是否有产业密切相关,显示出客观上的地理距离和环境改变所发挥的重要影响,跨省市迁移相对于省市内迁移更加不利于随迁老人的城市融入,上述结果在控制了内生性、变量测算偏差以及样本分组异质性后仍然具有相当程度的稳健性。本文进一步发现,随迁老人城市融入所依赖的“天伦之乐”和“孤独乡愁”会通过城市包容机制得到强化和实现,更高水平的城市包容可以有效地缓解负面效应的作用程度,显著提升正向效应。

在我国即将开启的全面建设社会主义现代化国家新征程中,人口老龄化不断加剧将是基本国情,老龄人口以及老龄社会的服务治理将是未来相当长时期内的重要任务。党的十八大以来,习近平总书记多次强调要妥善解决人口老龄化带来的社会问题,作为重要的老年群体,随迁老人的城市融入及其所蕴含的治理导向具有积极时代意义。党的二十大报告也对实施积极应对人口老龄化战略做出了专门部署,强调要围绕老人养老服务、社会治理等做出更多创新性、包容性的制度安排。在此背景下,本文的研究结论和发现具有丰富的政策内涵:第一,充分认识理解中国社会人口流动表现出的家庭式尤其是父母随迁的新趋势和新现象,从积极应对人口老龄化切入,在新型城镇化过程中关注随迁老人群体给城市治理带来的新挑战,城镇管理与社会治理的相关政策应该朝向更加细化和精准的层次跟进,由聚焦于群体的公共政策向对接于家庭或个人的制度设计转变,切实解决大规模跨区域家庭人口迁移面临的实际问题;第二,考虑随迁老人在城镇化和转移人口市民化过程中的特殊性,政府应该制定实施对接于家庭式随迁老人的社区管理、医疗服务、社会保障等方面的公共服务,在改善老龄化社会治理环境的同时为更多的青壮年流动人口解决“后顾之忧”,从家庭整体延续的角度提高人民幸福感,通过解决随迁老人的融入问题减轻青壮年群体的生活压力,助推提升生育意愿和生育率;第三,从更广阔的角度,着眼于随迁老人的政策支持需要战略性的系统构建,既要聚焦于短期内随迁老人的城市融入的困境,同时也要考虑到中国人口结构老龄化少子化的未来趋势对家庭和社会带来的长期冲击。