薛天山 李巧敏

（南京師范大學(xué) 勞動與社會保障系，江蘇 南京 210097）

1 引言

一直以來，家庭養(yǎng)老是我國農(nóng)村地區(qū)最主要的養(yǎng)老模式。由于工業(yè)化、城市化、人口流動等多種因素的影響，大量農(nóng)村青壯年男性勞動力進城務(wù)工，使得農(nóng)村人口老齡化形勢更顯嚴峻[1]。而留守的女性則以兒媳的身份成了家庭養(yǎng)老責(zé)任的實際承擔(dān)者[2]。有學(xué)者認為，農(nóng)村地區(qū)的家庭養(yǎng)老已經(jīng)出現(xiàn)了“女兒化”傾向[3]。兒媳在老年人生活照料與精神慰藉方面的作用已經(jīng)變得非常重要，且相比于城市兒媳，農(nóng)村兒媳的養(yǎng)老作用更為突出[4]。隨著女性對家庭養(yǎng)老資源掌控權(quán)的提升，女性出現(xiàn)了將夫家養(yǎng)老資源轉(zhuǎn)移至娘家的新傾向[5]。

在以縱向的父子關(guān)系為軸心的父系親屬制度和以父權(quán)制為基礎(chǔ)的性別文化為特征的中國傳統(tǒng)社會中，“女兒”角色因其身份歸屬的模糊性與不確定性，是被排除在父母贍養(yǎng)責(zé)任體系之外的[6]，而只能“媳婦”的身份依附于丈夫承擔(dān)贍養(yǎng)公婆的責(zé)任。但隨著社會的發(fā)展與時代的變遷，農(nóng)村男性勞動力的外流與女性的留守，從空間上賦予了女性以“女兒”角色參與父母養(yǎng)老的可能性。女兒養(yǎng)老現(xiàn)象在農(nóng)村地區(qū)正逐步興起，女兒與原生家庭之間的關(guān)系變得越發(fā)重要，其工具性價值也逐步上升[7]。不可否認，女性承擔(dān)贍養(yǎng)責(zé)任是在人口流動時代緩解農(nóng)村家庭養(yǎng)老壓力的有效手段，中國的文化傳統(tǒng)也存在女性作為兒媳對公婆的贍養(yǎng)責(zé)任和義務(wù)的要求，但相較于女兒與父母之間的關(guān)系，兒媳與公婆之間的情感親密度與責(zé)任感知都要低得多。在現(xiàn)實中，女性既需以“兒媳”的身份承擔(dān)公婆的贍養(yǎng)責(zé)任，也有以“女兒”身份參與父母養(yǎng)老的意愿。在家庭養(yǎng)老資源的分配過程中，女性作為實際的養(yǎng)老支持提供者面臨著“兒媳——女兒”雙重角色的沖突，如何協(xié)調(diào)好“兒媳——女兒”的雙重角色，已經(jīng)成為了農(nóng)村已婚女性必須權(quán)衡的新課題。基于此，本文關(guān)注的具體問題是：（1）具有雙重照顧者身份的農(nóng)村女性在家庭養(yǎng)老資源的分配過程中，對公婆和父母的養(yǎng)老支持是否存在差異？（2）代際支持行為主要受哪些因素的影響？（3）何種因素決定了女性的養(yǎng)老資源分配策略？

2 文獻回顧與研究假設(shè)

在家庭養(yǎng)老活動中，養(yǎng)老支持提供者的身份構(gòu)成對于養(yǎng)老實踐非常重要，它決定著代際支持的數(shù)量與質(zhì)量。女性身具雙重身份屬性，女兒的身份屬性從情感上促動女性給予自己父母以必要的回報與支持；兒媳的身份屬性從文化傳統(tǒng)上要求女性依附于丈夫承擔(dān)贍養(yǎng)公婆的責(zé)任。對于女性來說，這兩種身份屬性的責(zé)任要求均具有合理性，但責(zé)任層級論（Hierarchy of Obligation）認為，父母比公婆對子女的回報與支持擁有更大的權(quán)力，因此女性更傾向于向自身父母提供更多的養(yǎng)老資源[8]。針對老年人日常照料體系的研究表明，家庭成員因其角色的不同而介入老年人日常照料的程度也不同，呈現(xiàn)出差序格局的特征。在城市中，女兒介入老年人日常照料的程度要超出兒媳的介入程度，而農(nóng)村老人由于大多與兒子兒媳同住，兒媳的介入程度則更高[9]。韋艷的研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村已婚女性在代際支持上體現(xiàn)出“同時兼顧”而非“厚此薄彼”特征。農(nóng)村女性在精神支持方面偏重于自己父母，而在日常照料方面則偏重于公婆[10]。夏傳玲與麻鳳利認為，農(nóng)村女性成為養(yǎng)老支持的最重要的主體，已經(jīng)是一個不爭的事實。女性不僅作為兒媳成為了家庭養(yǎng)老中的第一照料者[11]，還作為女兒成為了贍養(yǎng)父母的最重要的參與者之一[12]。

養(yǎng)老資源的分配對于一個家庭來說是一件重大的家庭事務(wù)，而對各種家庭事務(wù)所擁有的決策（決定）能力被稱之為家庭權(quán)力[13]。家庭權(quán)力也被視為理解家庭成員互動的核心概念[14]。家庭權(quán)力的理論研究大體可以區(qū)分為兩種分析路徑：（相對）資源論和父權(quán)制理論。（相對）資源論認為，家庭成員之間的相對權(quán)力來自于各人擁有的相對資源，具有教育、收入、背景等主要資源優(yōu)勢的一方將擁有更多的決策權(quán)[15]。隨著資源論的發(fā)展，資源的概念外延被不斷的拓展，如將夫妻雙方的愛與情感也視為一種資源，認為在夫妻關(guān)系中，付出感情較少的一方可以有效地控制和利用自身擁有的資源，從而占據(jù)權(quán)力優(yōu)勢地位，形成了“相對愛與情感理論”[16]。再如將文化傳統(tǒng)也納入資源范疇，認為文化傳統(tǒng)是一種規(guī)范性資源，家庭權(quán)力的分配受特定文化傳統(tǒng)的影響，形成了“文化規(guī)范下的資源論”[17]。父權(quán)制理論則指出，家庭權(quán)力的分配并非來源于無性別指向的資源，而是父權(quán)制塑造了家庭權(quán)力格局[18]。家庭中的權(quán)力格局是社會性別分層的一個縮影。麥克唐納德指出，家庭權(quán)力是復(fù)雜多維的，不僅是一種達至目標(biāo)的能力，它還和家庭成員的價值與利益相關(guān)，并提出不僅要分析家庭權(quán)力的影響因素，還應(yīng)該考察家庭權(quán)力的運行機制及其后果[19]。本研究從資源理論的視角探討農(nóng)村已婚女性家庭權(quán)力的提升所帶來的家庭養(yǎng)老資源分配策略的變化，嘗試將家庭資源、家庭權(quán)力和資源分配策略納入一個統(tǒng)一的分析框架探究中國家庭養(yǎng)老模式的變遷。

2.1 家庭資源、代際支持能力與養(yǎng)老支持

家庭養(yǎng)老經(jīng)常被視為父代與子代之間各種資源的交換，無論是在經(jīng)濟支持方面、生活照料或精神慰藉方面，代際資源都表現(xiàn)出一種雙向的交換與互動模式[20]。代際支持的表現(xiàn)受代際交換能力的影響，而代際交換能力則受到家庭負擔(dān)、家庭資源、居住的空間距離等因素的影響。如代際之間的居住空間距離對子女贍養(yǎng)父母能力存在著重要的影響作用，居住距離的增加會降低子女服務(wù)性生活照料能力[21]，而傾向于在經(jīng)濟上給予更多的支持[22]。在眾多的代際交換能力因素中，家庭所擁有的資源是最重要的代際支持能力，家庭資源的數(shù)量與質(zhì)量會直接影響到養(yǎng)老的質(zhì)量。資源理論（Resource Theory）認為，資源即是一種權(quán)力，一個人所擁有的資源的多寡會影響她的行為。人們會根據(jù)自己擁有的資源權(quán)衡自己的行為與他人進行博弈，以達到最佳的效果[23]。家庭資源的狀況會影響到家庭成員的行為選擇[24]，家庭資源的增加不僅有助于提升女性針對公婆的贍養(yǎng)質(zhì)量，對父母的養(yǎng)老支持也有顯著的提升作用。羅穎等發(fā)現(xiàn)女兒給予自身父母的養(yǎng)老支持受到經(jīng)濟導(dǎo)向力的作用，即家庭資源越豐沛，能給予父母提供的經(jīng)濟資源越多[25]。因此很多學(xué)者都認為女兒養(yǎng)老現(xiàn)象的出現(xiàn)與女兒家庭生活狀況的改善密切相關(guān)，女性可控家庭資源的增加使得女兒贍養(yǎng)能力得以提升，女性參與娘家父母養(yǎng)老支持的價值也逐步獲得認同[26]。換言之，家庭資源的增加有利于提升家庭養(yǎng)老支持的能力，隨著家庭養(yǎng)老資源的增加，女性對公婆和父母的養(yǎng)老支持力度都會提高。據(jù)此，我們提出假設(shè)。

假設(shè)1：家庭資源對家庭養(yǎng)老支持有正向促進作用。

該假設(shè)可以拓展為以下兩個假設(shè)。

假設(shè)1a：家庭資源越多，女性對公婆的養(yǎng)老支持越多。

假設(shè)1b：家庭資源越多，女性對父母的養(yǎng)老支持越多。

2.2 家庭資源與養(yǎng)老支持：女性家庭權(quán)力的調(diào)節(jié)效應(yīng)

家庭資源的增加為女性在贍養(yǎng)公婆的同時參與父母的養(yǎng)老提供了現(xiàn)實的可能性。但家庭養(yǎng)老資源在公婆與父母之間如何進行合理的分配則涉及到家庭權(quán)力問題。在以父權(quán)制為主要特征的中國傳統(tǒng)家庭中，家庭資源與家庭事務(wù)決策權(quán)主要掌握在父輩手中，兒子與兒媳以其贍養(yǎng)行為與父輩進行交換與博弈[27]。同時由于性別上的不平等，家庭資源的分配采用上位者優(yōu)先的原則，女性基本無可能將資源分配給自身父母，基本抹殺了女兒養(yǎng)老的可能性[28]。但隨著現(xiàn)代化的進程，女性參與經(jīng)濟活動的社會空間逐步擴大，其經(jīng)濟獨立性顯著增強[29]。越來越多的家庭資源掌控在子女手中，而父權(quán)制文化的衰弱，使得女性的權(quán)力意識大大增強，這不僅有利于提高女性的家庭地位，同時也改變了家庭代際互動方式。陳峰指出，在農(nóng)村地區(qū)，女性已經(jīng)實現(xiàn)了從“依附性被支配”地位向“依附性支配”地位的轉(zhuǎn)變[30]。

女性家庭地位與家庭事務(wù)決策權(quán)的提高對于家庭養(yǎng)老資源的分配發(fā)揮著至關(guān)重要的影響作用。一般認為，女兒養(yǎng)老現(xiàn)象的興起與女性家庭地位的提升密切相關(guān)，女性只有在掌握了家庭養(yǎng)老資源分配權(quán)的情況下，才有可能將部分家庭養(yǎng)老資源轉(zhuǎn)移給自身父母，但這一結(jié)果并不完全是積極的，給予父母養(yǎng)老支持的增加可能會帶來對公婆贍養(yǎng)的忽視與質(zhì)量下降[31]。根據(jù)責(zé)任層級論，當(dāng)女性擁有家庭資源分配決策權(quán)后，更傾向于將養(yǎng)老資源投向自身父母，而不是公婆。鄭丹丹和狄金華的研究認為，在家庭資源有限的情況下，女性在家庭中的權(quán)力越大，越有可能增加對自身父母的養(yǎng)老支持，而減少對配偶父母的養(yǎng)老支持[32]?；诖?，我們提出研究假設(shè)。

假設(shè)2：家庭資源對家庭養(yǎng)老支持的正向影響受女性家庭權(quán)力的調(diào)節(jié)。

該假設(shè)可以拓展為以下兩個假設(shè)。

假設(shè)2a：女性家庭權(quán)力越高，家庭資源對公婆養(yǎng)老支持的正向促進作用越小。

假設(shè)2b：女性家庭權(quán)力越高，家庭資源對父母養(yǎng)老支持的正向促進作用越大。

基于上述研究假設(shè)，本研究框架如圖1所示：

圖1 本研究理論框架模型

3 數(shù)據(jù)來源與變量測量

3.1 數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)來源于2019年7月～10月于山東省莒南縣進行的問卷調(diào)查結(jié)果。此次調(diào)查采取多階段抽樣隨機調(diào)查方法，首先在莒南縣抽選板泉鎮(zhèn)、大店鎮(zhèn)與坊前鎮(zhèn)作為調(diào)查地點，然后從這三個鄉(xiāng)鎮(zhèn)中隨機抽取4個行政村，共12個行政村，最后每個村發(fā)放問卷120份問卷，共計發(fā)放1440份問卷，最終回收1157份，其中剔除填答不清晰、不完整和信息前后矛盾的問卷283份，最終保留有效問卷868份，有效回收率為60.28%。調(diào)查對象均為父母與公婆均在世的已婚女性，樣本的基本情況詳見表1。

3.2 變量測量

（1）被解釋變量：養(yǎng)老支持

在本研究中，養(yǎng)老支持是被解釋變量。養(yǎng)老支持包含了對公婆與父母的養(yǎng)老支持，分別從經(jīng)濟支持、生活照料與精神支持三個維度進行測量，參考許琪[33][34]開發(fā)的量表，量表共詢問了被訪者在7個方面的表現(xiàn)，每個問題的答案選項均是“完全沒有”、“偶爾”、“有時”、“比較多”、“經(jīng)?！保謩e計1、2、3、4、5分。其中2題為經(jīng)濟支持方面的表現(xiàn)，分別詢問女性一年中給公婆（父母）錢的頻率和給予公婆（父母）禮品、衣服、生活用品的頻率。以3道題項測量女性對公婆與父母的

生活照料情況，這3道題分別詢問對公婆（父母）農(nóng)活幫助、家務(wù)分擔(dān)與生病照料方面的情況。以2道題測量女性對公婆（父母）的精神慰藉情況，分別詢問聊天的頻率與傾聽的頻率。每一維度均取得分均值作為公婆（父母）的經(jīng)濟支持得分、生活照料得分和精神慰藉得分。

表2 各變量均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)性分析結(jié)果（N=868）

（2）解釋變量：家庭資源

家庭資源：考慮到家庭資源的不確定性與測量的復(fù)雜性，我們通過自評法來測量，即請被訪者自我評價家庭經(jīng)濟狀況，如被訪者表示家庭經(jīng)濟情況“非常窘困”則計1分，表示“比較窘困”的計2分，表示“一般”的計3分，認為自家“比較富裕”的計4分，表示“非常富裕”的則計5分。

（3）調(diào)節(jié)變量：家庭權(quán)力

家庭權(quán)力：參考沙吉才[35]開發(fā)的量表。共5個指標(biāo)，分別測量女性經(jīng)濟收入的管理權(quán)、經(jīng)濟資源支配權(quán)、家庭重大事務(wù)的決策權(quán)、子女教育權(quán)與生育自主權(quán)情況，每道題目的不同答案選項表明不同的權(quán)力，因此可以分別計分。每一類型權(quán)力最小計1分，權(quán)力最大計5分，分值越大表明權(quán)力越大。取5道題項的得分均值作為變量“家庭權(quán)力”的得分參與統(tǒng)計分析（5個指標(biāo)的內(nèi)部相關(guān)性Cronbach’s α=0.763）。

（4）控制變量

已有研究表明，養(yǎng)老支持受諸多因素的影響[36-38]，因此我們必須控制這些變量，盡量排除這些因素的干擾，才能充分地展現(xiàn)模型中幾個變量之間的關(guān)系。控制變量包括年齡、受教育程度（1=小學(xué)及以下，2=初中；3=高中、中?；蚣夹＃?=大專及以上）、居住距離（1=同住，2=走路15分鐘內(nèi)到達，3=車程30分鐘內(nèi)到達，4=車程30分鐘～1小時內(nèi)到達，5=車程1小時～3小時內(nèi)到達，6=車程3小時以上才能到達）、是否有子女（1=是，0=否）、有無兄弟姐妹（1=有，0=無）、就業(yè)情況（1=非農(nóng)就業(yè)，0=非農(nóng)失業(yè)）。

4 統(tǒng)計結(jié)果與分析

4.1 描述統(tǒng)計與相關(guān)分析

表2展現(xiàn)了各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)系數(shù)。從父母養(yǎng)老支持與公婆養(yǎng)老支持的得分均值比較可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村女性對父母的養(yǎng)老支持明顯高于對公婆的養(yǎng)老支持，不過這兩者之間差異是否顯著尚需進一步的檢驗。同時，家庭資源與公婆經(jīng)濟支持、公婆生活照料、公婆精神慰藉顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)分別為0.12（p＜0.01）、0.88（p＜0.05）和0.13（p＜0.01）；家庭資源與父母養(yǎng)老支持各維度之間也均呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)分別為0.41（p＜0.01）、0.18（p＜0.01）和0.24（p＜0.01）。這些結(jié)果說明，家庭資源越多，女性對公婆與父母的養(yǎng)老支持越多，假設(shè)1得到初步支持。不過，這些初步的結(jié)果仍有待進一步的嚴格考察。

4.2 父母養(yǎng)老支持與公婆養(yǎng)老支持之間差異性分析

女性身具兒媳與女兒雙重身份，當(dāng)其掌握了家庭資源分配權(quán)后，在家庭養(yǎng)老資源分配過程中是否會有傾向性，一直是學(xué)界關(guān)注的問題。為檢驗農(nóng)村女性對公婆與父母的養(yǎng)老支持是否存在顯著差異，我們采用了配對樣本參數(shù)檢驗方法，分別比較了女性對公婆和父母的經(jīng)濟支持、生活照料與精神慰藉表現(xiàn)。表3呈現(xiàn)了統(tǒng)計結(jié)果，可以看出，女性對父母與公婆的經(jīng)濟支持均值差為0.415（t=13.971, p＜0.01）；對父母與公婆的生活照料均值差為0.257（t=8.774, p＜0.01）；對父母與公婆的生活照料均值差最高為0.618（t=18.920, p＜0.01）。總的來說，農(nóng)村女性對父母的養(yǎng)老支持顯著高于對公婆的養(yǎng)老支持。

表3 公婆養(yǎng)老支持與父母養(yǎng)老支持之間的比較分析

4.3 家庭資源與養(yǎng)老支持

表4呈現(xiàn)了以公婆與父母養(yǎng)老支持為因變量，以家庭資源為自變量的回歸分析結(jié)果。模型1a、模型3a與模型5a為基準(zhǔn)模型，從這幾個模型可以看出，相對于無子女的家庭，已育有子女的女性對公婆的經(jīng)濟支持（β=0.384，p＜0.01）與精神慰藉（β=0.289，p?0.01）顯著的高，同時女性就業(yè)情況也會影響對公婆得養(yǎng)老支持，非農(nóng)就業(yè)可以促進女性對公婆的經(jīng)濟支持（β=0.210，p?0.01）、生活照料（β=0.253，p＜0.01）與精神慰藉（β=0.154，p＜0.01）。可以初步推斷，女性的就業(yè)使得公婆幫忙照看孫輩的需求增加，作為回報或補償，女性作為兒媳對公婆的贍養(yǎng)質(zhì)量也會有顯著提升。不過這一初步推斷尚需進一步嚴格地考察。

圖2 調(diào)節(jié)效應(yīng)簡單斜率圖

表4 家庭資源對養(yǎng)老支持的影響分析（N=868）

模型2a、模型4a與模型6a也是基準(zhǔn)模型，從這幾個模型可以看出，對父母經(jīng)濟支持最重要的影響因素是女性就業(yè)情況，相對于失業(yè)或待業(yè)的女性來說，職業(yè)女性對自己父母的經(jīng)濟支持顯著更多（β=0.221，p＜0.01）。同時，居住距離與父母生活照料（β=-0.168，p＜0.01）與精神慰藉（β=-0.047，p＜0.05）之間的關(guān)系均呈顯著負相關(guān)關(guān)系，表明與自己父母居住距離越遠，女性在家務(wù)分擔(dān)、生病照料、精神支持等方面越是力不能及，但并不影響在經(jīng)濟方面的支持。另外，兄弟姐妹的數(shù)量也會影響父母生活照料（β=-0.260，p＜0.01），相比沒有兄弟姐妹的女性，有兄弟姐妹的女性在生活照料方面壓力會顯著降低。

假設(shè)1推測認為，家庭資源對家庭養(yǎng)老支持存在正向促進作用。從模型1b、模型3b與模型5b來看，家庭資源對公婆經(jīng)濟支持（β=0.082，p＜0.01）、生活照料（β=0.063，p＜0.05）與精神慰藉（β=0.118，p＜0.01）均有正向促進作用，假設(shè)1a得到支持；從模型2b、模型4b與模型6b可以看出，家庭資源越豐沛，女性對父母的經(jīng)濟支持（β=0.359，p＜0.01）、生活照料（β=0.174，p?0.01）與精神支持（β=0.223，p＜0.01）越多，假設(shè)1b也得到了證實。因此，我們可以認為，家庭資源無論對公婆還是父母的養(yǎng)老支持均有顯著的正向影響，假設(shè)1得到支持。

4.4 家庭權(quán)力的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

為了考察家庭權(quán)力的調(diào)節(jié)效應(yīng)，我們在回歸模型中加入了家庭權(quán)力及家庭資源與家庭權(quán)力的交互項，統(tǒng)計分析結(jié)果見表5。從模型7a可以發(fā)現(xiàn)，家庭權(quán)力對公婆經(jīng)濟支持影響并不顯著（β=0.016，p＜0.05），但家庭資源與家庭權(quán)力的交互項對公婆經(jīng)濟支持呈顯著的負向影響（β=-0.072，p＜0.05），表明家庭權(quán)力負向調(diào)節(jié)家庭資源與公婆經(jīng)濟支持之間的關(guān)系。同樣，在模型8a與模型9a中，雖然家庭權(quán)力對公婆生活照料（β=0.070，p＜0.05）與精神慰藉（β=0.070，p＜0.05）存在顯著的正向影響，但家庭資源與家庭權(quán)力的交互項對公婆生活照料（β=-0.087，p＜0.05）和精神慰藉（β=-0.072，p＜0.05）的回歸系數(shù)顯著為負?？偟膩碚f，女性家庭權(quán)力負向調(diào)節(jié)家庭資源對公婆養(yǎng)老支持的正向影響，假設(shè)2a得到支持。

假設(shè)2b推測認為，女性家庭權(quán)力正向調(diào)節(jié)家庭資源與父母養(yǎng)老之間的關(guān)系。從模型7b、模型8b與模型9b可以看出，女性家庭權(quán)力越大，對其父母的經(jīng)濟支持（β=0.096，p＜0.01）、生活照料（β=0.097，p＜0.01）與精神支持（β=0.189，p＜0.01）方面的表現(xiàn)越好。同時，家庭資源與家庭權(quán)力的交互項對父母的經(jīng)濟支持（β=0.097，p＜0.01）、生活照料（β=0.082，p＜0.01）與精神慰藉（β=0.092，p＜0.05）的影響顯著為正。表明女性家庭權(quán)力越大，越傾向于將家庭資源分配給自身父母。假設(shè)2b也得到支持。

簡單斜率檢驗（Simple Slope Test）結(jié)果顯示（見圖2），當(dāng)女性家庭權(quán)力低時，斜率分別為0.14（t=3.81，p＜0.01）、0.12（t=3.42，p＜0.01）和0.16（t=4.43，p＜0.01），當(dāng)家庭權(quán)力高時，斜率顯著減小，分別減小至0.01（t=0.03，p＜0.05）、0.05（t=1.06，p＜0.05）和0.03（t=0.53，p＜0.05）。從圖2可以看出，當(dāng)家庭權(quán)力低時，家庭資源對公婆養(yǎng)老支持均有顯著的促進作用；而當(dāng)家庭權(quán)力高時，家庭資源無論是對公婆經(jīng)濟支持、生活照料還是精神慰藉的影響了都沒有顯著促進作用，斜率都有顯著的減小。因而假設(shè)2a得到了進一步的支持。

在檢驗家庭權(quán)力對家庭資源與父母養(yǎng)老支持之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)時，可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)女性家庭權(quán)力低時，斜率分別為0.25（t=6.66，p＜0.01）、0.08（t=2.14，p＜0.05）和0.10（t=2.13，p?0.05）；當(dāng)女性家庭權(quán)力高時，斜率分別增至0.45（t=9.77，p＜0.01）、0.24（t=5.63，p＜0.01）和0.28（t=5.69，p＜0.01）。斜率都有所增加，表明女性家庭權(quán)力高時，家庭資源對女兒養(yǎng)老表現(xiàn)促進力度更大。因而假設(shè)2b得到了充分支持。

5 結(jié)論與討論

本研究通過對868份農(nóng)村已婚女性的調(diào)查問卷數(shù)據(jù)分析，從家庭權(quán)力的資源理論視角系統(tǒng)地考察了家庭資源對家庭養(yǎng)老支持的影響作用，并探討了其中的女性家庭權(quán)力的調(diào)節(jié)機制?？傮w而言，實證數(shù)據(jù)結(jié)果驗證了本研究設(shè)計的理論假設(shè)，具體來說，我們可以得出以下幾個結(jié)論。

第一，農(nóng)村女性更傾向于將家庭養(yǎng)老資源分配給自身父母而非公婆。某種意義上來說，女兒養(yǎng)老在農(nóng)村地區(qū)已經(jīng)興起，傳統(tǒng)的家庭養(yǎng)老模式已經(jīng)呈現(xiàn)出了與前不同的新面貌。從我們的研究結(jié)果來看，女性對父母的經(jīng)濟支持、生活照料與精神支持均顯著高于公婆。這一發(fā)現(xiàn)與已有的研究結(jié)論并不一致，如韋艷發(fā)現(xiàn)農(nóng)村女性對父母和公婆的代際支持差異并不顯著，尤其是在經(jīng)濟支持方面[39]。而本研究的結(jié)果支持了責(zé)任層級論，與原生家庭的長期互動而帶來的深厚情感對女性的家庭養(yǎng)老資源分配策略有重大的影響。

第二，家庭資源對公婆和父母的養(yǎng)老支持均有正向促進作用。隨著家庭資源的增加，女性對父母與公婆的養(yǎng)老支持都會得到改善。同時，我們也發(fā)現(xiàn)，已育有子女的職業(yè)女性對公婆的養(yǎng)老支持顯著高于無子女或非職業(yè)女性，公婆撫養(yǎng)孫輩行為對女性的贍養(yǎng)行為存在顯著的正向影響作用；女性是否育有子女對父母的養(yǎng)老支持影響不顯著，而就業(yè)情況僅對父母經(jīng)濟支持存在顯著影響。這一發(fā)現(xiàn)表明女性作為兒媳的代際支持存在交換動機，而作為女兒的代際支持更多是基于情感或報恩方面的原因。關(guān)于子代代際支持的動機一直存在利他動機與交換動機的爭論，交換動機指子女提供養(yǎng)老支持是為老人照顧孫子女所提供的報酬與補償[40]，而利他動機則強調(diào)子代提供養(yǎng)老支持并不期望回報，僅以幫助老人養(yǎng)老為目的[41]。從我們的研究結(jié)果來看，女性對公婆的養(yǎng)老支持更多地出于交換動機，而對父母的養(yǎng)老支持更多地出于利他動機。

第三，女性家庭地位會影響一個家庭的養(yǎng)老資源分配。女性家庭權(quán)力的增大，會對公婆的贍養(yǎng)資源供給產(chǎn)生消極影響，而對父母的養(yǎng)老資源供給則有積極的作用。本研究的結(jié)果與狄金華等學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)基本一致，他們也發(fā)現(xiàn)女性的家庭權(quán)力越大，其對公婆的養(yǎng)老資源供給越少[42]。而我們的研究則發(fā)現(xiàn)，女性家庭地位的提高，會對公婆的養(yǎng)老支持產(chǎn)生負向影響，但對父母的養(yǎng)老支持產(chǎn)生正向影響。家庭資源對女兒養(yǎng)老支持的正向影響受女性家庭權(quán)力的調(diào)節(jié)，女性在家庭中的經(jīng)濟支配權(quán)、事務(wù)決策權(quán)越大，家庭資源對女兒養(yǎng)老支持的正向作用越大。同時，家庭資源對公婆養(yǎng)老支持的正向影響也受女性家庭權(quán)力的調(diào)節(jié)，女性家庭權(quán)力越大，家庭資源對公婆養(yǎng)老支持的正向促進作用越小。女性的家庭權(quán)力是影響家庭贍養(yǎng)資源分配最重要的因素，女性家庭權(quán)力的提升對女兒養(yǎng)老的興起發(fā)揮著關(guān)鍵性的促進作用，但對公婆養(yǎng)老支持也存在負面效應(yīng)。女性在家庭關(guān)系中地位的提升有利于父母養(yǎng)老質(zhì)量的提升，但也會造成贍養(yǎng)公婆的懈怠。就家庭養(yǎng)老來說，未必完全是積極的[43]。

表5 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析結(jié)果（N=868）

總的來說，在家庭養(yǎng)老資源的分配過程中，已婚女性必須在“兒媳”贍養(yǎng)公婆的“應(yīng)有之情”和 “女兒”支持父母養(yǎng)老的“真實之情”之間進行權(quán)衡，在這一過程中，女性的家庭權(quán)力是影響家庭養(yǎng)老資源分配的重要因素。而女性家庭權(quán)力的提升不僅依賴于其經(jīng)濟地位的提高，還有賴于女性對情感的管理。有研究表明，經(jīng)濟地位占優(yōu)勢的家庭成員將擁有更多的家庭決策權(quán)[44]。同時，家庭權(quán)力的分配與感情依附關(guān)系有關(guān)，依附感弱的家庭成員在家庭權(quán)力分配中占主導(dǎo)地位[45]。長期以來，女性總是處于資源匱乏的狀態(tài)，為了獲取資源就必須以情感上的依附作為交換來獲取她們所需的東西，情感上的依附是造成女性家庭權(quán)力低的重要原因[46]。因此，女性不僅需要提升自己的經(jīng)濟地位，還必須重新管理與整飾自己的情感，只有保持自身情感的獨立性才能掌握更多的家庭事務(wù)決策權(quán)。這種對情感的管理與整飾被霍赫希爾德稱之為“情感性勞動”（Emotional Work）。在霍赫希爾德的《心靈的整飾：人類情感的商業(yè)化》一書中，她將情感性工作定義為：“通過對情感的整飾而創(chuàng)造出某種公開可見的面部展演和身體展演”[47]。女性只有通過情感性勞動才能擁有更大的家庭養(yǎng)老資源支配權(quán)，并進而將更多的家庭養(yǎng)老資源傾向于自身父母。某種意義上來說，女性在公婆和父母之間的權(quán)衡，體現(xiàn)出的是從“應(yīng)有之情”的責(zé)任承擔(dān)轉(zhuǎn)向“真實之情”的回報表達的努力。但有研究表明，雖然女兒參與贍養(yǎng)父母的動力主要源自于情感，依賴于對女兒“情分”的依賴與期待，但這種期待與依賴通過女兒回娘家的情感表達行為，通過鄉(xiāng)鄰的閑言碎語，正在重新建構(gòu)為指引女性行動的“情感法則”（Feeling Rules），女兒贍養(yǎng)的倫理文化正在被模糊地建構(gòu)出來[48]。換言之，女兒養(yǎng)老正在被定義為一種全新地“應(yīng)有之情”?？梢赃@么說，在家庭關(guān)系變遷過程中，女性的情感性勞動也在經(jīng)歷著變革。女性通過對情感的重新管理和整飾，重新形塑了家庭權(quán)力關(guān)系，也影響了家庭養(yǎng)老資源的分配模式。

需要指出的是，本研究的樣本來自于山東省莒南縣農(nóng)村已婚女性，存在樣本量小、代表性不確定等問題，我們的發(fā)現(xiàn)與結(jié)論未必適用于城市女性。同時，從我們的研究初步推斷，女性贍養(yǎng)公婆存在交換動機，贍養(yǎng)父母則主要出于情感因素，但女兒養(yǎng)老也正被模糊地定義為“應(yīng)有之情”，那么女兒養(yǎng)老行為是否也存在交換動機？這一有價值的問題由于數(shù)據(jù)可及性原因本研究未加以深入討論，但這是一很有價值的研究領(lǐng)域。另外，在女性將有限的家庭養(yǎng)老資源更多地提供給自己父母過程中，丈夫在其中扮演著怎樣的角色？公婆會給予怎樣的評價與博弈？這些有價值的問題都值得進一步深入研究。