李 曼，朱善文，曾 毅，張許穎

（1.蘇州大學(xué) 社會學(xué)院，江蘇 蘇州 215006；2.上海應(yīng)用技術(shù)大學(xué) 人文學(xué)院，上海 201418；3.北京大學(xué) 國家發(fā)展研究院，北京 100871；4.中國人口與發(fā)展研究中心，北京 100081）

一、引言

離家是個體成長和家庭發(fā)展的一個里程碑事件，是個體社會和心理成熟的一個重要標(biāo)志。對年輕人個體而言，離家往往伴隨著結(jié)婚、就業(yè)、升學(xué)等重要事件的發(fā)生。［1］這會對其認(rèn)知、社會情感以及人際關(guān)系等方面產(chǎn)生極大的影響。對家庭而言，子女離家直接引起家庭戶數(shù)量、規(guī)模和結(jié)構(gòu)的變化，繼而會對住房、家用消費品市場以及社會家庭福利規(guī)劃產(chǎn)生影響。［2］國際上對子女離家問題研究的重視與“第二次人口轉(zhuǎn)變”密切相關(guān)?！暗诙稳丝谵D(zhuǎn)變”包括兩個與離家模式有關(guān)的變化：一是婚姻的減少和未婚同居的增加，二是初婚前獨居數(shù)量的增加。［3］曾毅在20 世紀(jì)90 年代對我國子女離家率、女性婚后離家模型等相關(guān)問題進行了探討，［2］［4］此后國內(nèi)鮮有對子女離家問題的直接深入研究，僅一些關(guān)于流動人口的研究間接涉及。因此，在當(dāng)前我國人口和家庭結(jié)構(gòu)發(fā)生深刻轉(zhuǎn)變的背景下，對子女離家問題的深入研究具有重要的學(xué)術(shù)價值和現(xiàn)實意義。

家庭因素會影響子女離家的行為。在我國，子女離家往往不是年輕人的個人決策，而是家庭集體決策的結(jié)果。子女離家的原因是多樣的，主要包括結(jié)婚、升學(xué)和就業(yè)。結(jié)婚意味著成立的新家庭與原生家庭的分離，可能產(chǎn)生子女離家行為。家庭所在地缺乏必要或者更為優(yōu)質(zhì)的教育資源會促使子女求學(xué)離家行為的發(fā)生。子女為追求經(jīng)濟收入或者就業(yè)機會產(chǎn)生離家的行為也普遍存在。

家庭資源是指子女可以從家庭中獲得的資源，既包括家庭經(jīng)濟資源、住房等物質(zhì)資源，也包括家庭社會資源、家庭文化資源等非物質(zhì)資源。根據(jù)已有相關(guān)研究，家庭資源被認(rèn)為是影響子女離家的一個重要因素。［5-8］父母既可以利用家庭資源促進子女離家，比如給予子女經(jīng)濟支持，資助購房、租房等，也可以利用家庭資源抑制子女離家，比如提供舒適的居住條件和家庭照顧。家庭資源會以不同的方式影響子女離家，這取決于所涉及的資源類型和離家原因。

我國傳統(tǒng)家庭功能依然重要，但在經(jīng)濟社會高速變革對傳統(tǒng)家庭產(chǎn)生深刻影響的背景下，不同類型的家庭資源如何影響子女離家？家庭資源對不同類型子女離家會產(chǎn)生怎樣的影響？家庭資源對子女離家的影響在不同年齡、性別、城鄉(xiāng)之間是否具有異質(zhì)性？本文試圖回答這些問題。

二、理論分析與研究假設(shè)

Gierveld 等將家庭資源以是否是物質(zhì)的以及是否可轉(zhuǎn)移兩個屬性分成四類，分別是可轉(zhuǎn)移的物質(zhì)資源、不可轉(zhuǎn)移的物質(zhì)資源、可轉(zhuǎn)移的非物質(zhì)資源以及不可轉(zhuǎn)移的非物質(zhì)資源（見表1）。［9］

表1 家庭資源的四分類

可轉(zhuǎn)移的物質(zhì)資源（Transferable material resources）主要是家庭經(jīng)濟資源，尤其指家庭收入。家庭經(jīng)濟資源促進還是抑制子女離家，現(xiàn)有的研究并沒有定論。一方面，收入更高的家庭更可能分擔(dān)子女成立新家庭的經(jīng)濟成本，助推子女婚后離家；而嫁娶成本高則會阻礙結(jié)婚成家。［10］另一方面，低收入家庭的子女更可能為了增加收入或?qū)ふ腋玫木蜆I(yè)機會而離家。如大量農(nóng)村年輕人到城市務(wù)工。［11］因此，我們假設(shè)：

假設(shè)1a：家庭收入越高，子女婚后離家可能性越大。

假設(shè)1b：家庭收入越高，子女因初次就業(yè)離家可能性越小。

可轉(zhuǎn)移的非物質(zhì)資源（Transferable non-material resources）主要是家庭社會資源。社會資源是一種潛在的資源，它是以社會地位、社會聲望的形式被制度化的。已有研究通常將社會資源分為認(rèn)知性和結(jié)構(gòu)性兩類。［12-14］在中國“關(guān)系型社會”的特殊背景下，父母的社會資源顯然會對子女離家產(chǎn)生影響。成長在社會資源豐富的家庭，子女可能不需要背井離鄉(xiāng)就可以在本地解決求學(xué)、就業(yè)等人生發(fā)展中的重要問題。因此，我們假設(shè)：

假設(shè)2：家庭社會資源越豐富，子女離家可能性越小。

不可轉(zhuǎn)移的物質(zhì)資源（Non-transferable material resources）主要是家庭居住環(huán)境，包括住房條件、父母為子女提供的照顧等。已有國外研究表明如果子女有獨立居住空間，較少可能為了追求自由或者保護隱私而離家。［15］父母給予子女家務(wù)幫助、照顧支持等會降低子女離家的可能，當(dāng)母親是全職主婦時這種影響會更加明顯。［16］但是，如果有同住兄弟姐妹分享父母提供家務(wù)和照顧支持的時間和精力的則會助推子女離家。如Mitchell等發(fā)現(xiàn)有兩個或兩個以下同住兄弟姐妹的年輕人離家的平均年齡晚于有三個或三個以上同住兄弟姐妹的年輕人。［17］因此，我們假設(shè)：

假設(shè)3a：家庭住房條件越好，子女婚后離家可能性越小。

假設(shè)3b：父母給予子女照顧支持越多，子女離家可能性越小。

假設(shè)3c：同住兄弟姐妹數(shù)量越多，子女離家可能性越大。

不可轉(zhuǎn)移的非物質(zhì)資源（Non-transferable&Non-material resources）主要是家庭文化資源和親子關(guān)系。皮埃爾·布迪厄在《資本的形式》一文中將文化資源分為三種形態(tài)，其中之一是制度化的形態(tài)，主要體現(xiàn)在教育學(xué)歷，它是以文化教育水平的形式被制度化的。［18］有西方研究發(fā)現(xiàn)從父母那里獲得了更多文化資源的年輕人將表現(xiàn)出對自主的強烈偏好，也將更傾向為了獨立而離家。［9］父母擁有大量文化資源的年輕人有更大的機會進一步深造，因此家庭文化資源有可能助推子女因求學(xué)而離家。然而，與西方文化所推崇的個人主義的教育不同，東方文化以集體主義教育為主要內(nèi)容的家庭文化資源可能會阻礙子女離家。不可轉(zhuǎn)移的非物質(zhì)資源的另一種表現(xiàn)形式是親子關(guān)系，父母與子女代溝越小，關(guān)系越和諧緊密，子女離家的可能也越小。因此，我們假設(shè)：

假設(shè)4a：家庭文化資源豐富有可能促進也可能抑制子女離家。

假設(shè)4b：親子關(guān)系越好，子女離家可能性越小。

三、數(shù)據(jù)來源與變量設(shè)置

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來自北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心2010年、2012年、2014年、2016年和2018年5期“中國家庭追蹤調(diào)查”（China Family Panel Studies，CFPS）數(shù)據(jù)庫?；谠摂?shù)據(jù)庫構(gòu)建本研究的數(shù)據(jù)集。研究對象為2010 年首次調(diào)查時受訪的年齡在15-30 歲、與父母或父母一方同住，并且在第2期調(diào)查中沒有失訪的被訪者。由于30歲以后離家的子女?dāng)?shù)量非常少，并且更大年齡離家的相關(guān)因素可能更加特殊，因此本文將分析限定在首次調(diào)查時15-30 歲的人群。在之后的4 次隨訪中對這些對象進行跟蹤并觀察他們第一次離家的事件。其中符合條件的子女共有4 330 人，在進一步刪除關(guān)鍵變量缺失值以后實際使用的樣本量為4 129人。

（二）變量設(shè)置

1.因變量

“離家”這一概念源于日常語言，為防止存在歧義，需要精確界定。首先，對“家”的界定可能不同義。“家”可以包括任何保持親密關(guān)系的同住人口，可以指兄弟姐妹、祖父母，甚至是被訪者認(rèn)為是“家”的地方?！半x家”并不一定意味著與親生父母共同生活的結(jié)束。其次，CFPS調(diào)查問卷中對“離家”存在兩種界定：一是從子女是否與父母一起居住角度；二是從經(jīng)濟的角度，主要指不再存在經(jīng)濟聯(lián)系。由于經(jīng)濟聯(lián)系較居住關(guān)系上的離家更難判斷，為了減少“離家”的歧義，本研究選擇基于家庭居住關(guān)系的角度，觀察每期調(diào)查中，被訪者是否與父母雙方或父母一方居住在一起。

因變量是子女在2010-2018年的離家情況，因此將數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為“人-期”的格式，即風(fēng)險期中的每個個體在每一個時間單位都有一條記錄。通過一個二分變量來標(biāo)識受訪子女每一期調(diào)查的在家和離家情況，如果在該年不與父母雙方或父母一方居住在一起，變量取值為1，否則取值為0。

在生命歷程中，子女離家的行為可能發(fā)生多次，存在子女離家后返家再離家的情況。但由于重復(fù)發(fā)生的事件不一定與第一次事件的影響因素相同，因此，只要受訪者離家，該受訪者就立刻退出風(fēng)險集（Hazard set）。如果受訪者在調(diào)查期間因為各種原因失訪，那么也將在失訪當(dāng)年退出風(fēng)險集。經(jīng)過上述處理之后，最終構(gòu)造出一個包含10 218人-期的數(shù)據(jù)集，并識別出2 573次離家事件。

表2顯示在4期追蹤調(diào)查中每一期離家的子女人數(shù)，其中2 573位受訪者離家，1 137位受訪者被追蹤了4 期之后仍然沒有離家，另外419 位在4 期調(diào)查中失訪而被刪截。所有2010 年基線調(diào)查時與父母雙方或父母一方一起居住且在2012 年追蹤調(diào)查未失訪的4 129 人都面臨離家的風(fēng)險，由此構(gòu)成2012 年調(diào)查的風(fēng)險集。每一期風(fēng)險集要減去上一期離家人數(shù)和刪截人數(shù)。離家機會率是指在特定追蹤調(diào)查期中還未離家的受訪者離家的可能性，4期追蹤調(diào)查的離家機會率平均為25%。

表2 子女離家在調(diào)查期中的分布（人）

本研究將離家類型區(qū)分為婚后離家、升學(xué)離家、初次就業(yè)離家以及其他原因離家。如果受訪者離家當(dāng)期的婚姻狀態(tài)為已婚，則被界定為婚后離家。如果受訪者離家當(dāng)期的婚姻狀態(tài)為非婚且受教育程度高于前一期，則被界定為升學(xué)離家。如果受訪者離家當(dāng)期的婚姻狀態(tài)為非婚且就業(yè)狀態(tài)為在業(yè)而前一期為無業(yè)狀態(tài)，則被界定為初次就業(yè)離家。除前述三種類型的離家行為，全部歸類為其他原因離家。

2.自變量

家庭資源是主要的自變量，分為可轉(zhuǎn)移物質(zhì)資源（經(jīng)濟資源）、不可轉(zhuǎn)移物質(zhì)資源（居住環(huán)境）、可轉(zhuǎn)移非物質(zhì)資源（社會資源）和不可轉(zhuǎn)移非物質(zhì)資源（文化資源和親子關(guān)系）。根據(jù)已有文獻和研究經(jīng)驗，構(gòu)建如下操作性指標(biāo)：

可轉(zhuǎn)移物質(zhì)資源（經(jīng)濟資源）：該指標(biāo)用家庭人均年收入來衡量。家庭人均年收入為家庭總收入除以家庭規(guī)模，在統(tǒng)計分析時取對數(shù)。

不可轉(zhuǎn)移物質(zhì)資源（居住環(huán)境）：該指標(biāo)包括家庭人均住房建筑面積、家庭房產(chǎn)擁有情況、父母每周家務(wù)小時數(shù)、母親家務(wù)時間占比、是否有同住兄弟姐妹。

可轉(zhuǎn)移非物質(zhì)資源（社會資源）：該指標(biāo)包括父母有無行政/管理職務(wù)、父母是否至少一方是組織成員以及2010 年調(diào)查上一年度家庭收到的禮金禮品折合人民幣的價值。其中組織包括中國共產(chǎn)黨、民主黨派、縣/區(qū)及以上人大/政協(xié)、工會、共青團、婦聯(lián)、工商聯(lián)等。禮金禮品價值取對數(shù)，這一指標(biāo)構(gòu)成借鑒了周廣肅等的做法。［14］

不可轉(zhuǎn)移的非物質(zhì)資源（文化資源和親子關(guān)系）：該指標(biāo)的衡量包括親子關(guān)系、父/母受教育年限。其中親子關(guān)系指標(biāo)借鑒Nauck 等的做法，通過6個問題來構(gòu)建。［19］6個問題包括：“您平時與誰聊天最多？”“如果您有心事或想法，最先向誰說？”“如果您遇到日常生活中的小麻煩，最先找誰解決？”“如果您生病需要照料時，最先找誰照料？”“如果您需要借數(shù)額不小的現(xiàn)金，最先找誰借錢？”“您可以無話不說的人是誰?”如果問項回答的是“父母”，則該問項記為1，否則為0，6個問題累加構(gòu)成了一個范圍為0-6的衡量親子關(guān)系的量表。該量表Cronbach’s α=0.743 1，內(nèi)部一致性較好。

此外，研究還納入了性別、年齡、年齡平方項、地區(qū)類型、城鄉(xiāng)居住地、民族、家庭結(jié)構(gòu)、婚姻狀況、學(xué)歷作為控制變量（見表3）。

表3 2010年調(diào)查中自變量和控制變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

上述自變量和控制變量中，家庭人均收入、家庭人均住房面積、婚姻狀態(tài)、學(xué)歷是隨時間變化的變量，取自每一期數(shù)據(jù)，并作為自變量估計后一期的離家行為，可以有效避免潛在的反向因果問題。其余變量均取自2010年調(diào)查，這些變量相對穩(wěn)定，假設(shè)它們不隨時間變化而變化。

四、分析方法

本研究使用離散時間風(fēng)險模型（Discrete-time hazard model）進行生存分析，［20］同時考慮離家事件是否發(fā)生以及事件出現(xiàn)的時間長短。離散時間風(fēng)險模型的實質(zhì)是Logit 模型，將離家事件發(fā)生的條件概率進行Logit轉(zhuǎn)換，并將其視為自變量的函數(shù)，同時加入對時間維度的考量，即：

其中，Pit是離家事件在時點t之前沒發(fā)生的條件下，第i個人在時點t發(fā)生該事件的條件概率。α0是常數(shù)項；X1是不隨時間變化的解釋變量，X2(t)是時變變量，在t的每個點有不同的取值。由于本研究時間點只有4 個，因此將時間點轉(zhuǎn)化為虛擬變量來允許風(fēng)險隨時間變動。人-期數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)會增加每個子女的觀察量，低估標(biāo)準(zhǔn)誤，［21］本文參照已有研究使用Huber-White方法來予以糾正。［22］

另外，本研究使用多元Logit模型來研究家庭資源對不同離家類型的影響，并且分析影響在不同年齡組、性別、城鄉(xiāng)之間的差異。

五、分析結(jié)果

（一）子女離家的年齡、性別與類型的描述性分析結(jié)果

1.子女離家的高峰年齡區(qū)間為19-25歲

圖1展示了分年齡和離家類型的子女離家風(fēng)險發(fā)生率。風(fēng)險發(fā)生率根據(jù)CFPS 全國樣本權(quán)重進行了加權(quán)。子女離家的高峰是在19-25 歲。曾毅等的研究發(fā)現(xiàn)我國男性和女性的中位離家年齡分別為24.9歲和24歲。［2］本文數(shù)據(jù)描述顯示這20年間我國子女離家年齡提前，這與王廣州和周玉嬌已有研究發(fā)現(xiàn)的同時期我國家庭規(guī)模逐漸減小的現(xiàn)實是吻合的。［23］從離家類型來看，23 歲之前離家的主要原因是初次就業(yè)，23 歲之后是婚后離家。30 歲之后婚后離家?guī)缀跏请x家的唯一原因。初次就業(yè)離家的高峰在20～22 歲之間?；楹箅x家的高峰在25 歲。因升學(xué)而離家的人數(shù)在18 歲達到高峰，這與大學(xué)入學(xué)年齡是吻合的。

圖1 分年齡和離家類型的子女離家風(fēng)險發(fā)生率（加權(quán)）

2.女性婚后離家風(fēng)險高于男性，男性初次就業(yè)離家風(fēng)險高于女性

圖2展示了分年齡、性別和離家類型的子女離家風(fēng)險發(fā)生率。圖2a展示了女性婚后離家主要發(fā)生在25 歲左右，30 歲之前女性婚后離家風(fēng)險高于男性。圖2b展示了男女升學(xué)離家的高峰都在18 歲且沒有明顯差異。圖2c 展示了男女初次就業(yè)離家的高峰都在20～22歲之間，男性初次就業(yè)離家風(fēng)險高于女性。

圖2 分年齡、性別和離家類型的子女離家風(fēng)險發(fā)生率（加權(quán)）

3.農(nóng)村子女離家風(fēng)險高于城鎮(zhèn)

圖3 展示了分年齡、城鄉(xiāng)和離家類型的子女離家風(fēng)險發(fā)生率?？傮w上，每一種離家類型的農(nóng)村子女離家風(fēng)險都高于城鎮(zhèn)。

圖3 分年齡、城鄉(xiāng)和離家類型的子女離家風(fēng)險發(fā)生率（加權(quán)）

圖3a 展示了農(nóng)村和城鎮(zhèn)子女婚后離家的高峰在25 歲。圖3b 展示了城鄉(xiāng)子女升學(xué)離家的高峰都在18 歲。圖3c 展示了農(nóng)村和城鎮(zhèn)子女初次就業(yè)離家的高峰都在20～22 歲之間，22 歲之前農(nóng)村子女初次就業(yè)離家的風(fēng)險明顯高于城鎮(zhèn)子女。

（二）家庭資源對子女離家以及不同離家類型的影響分析

1.家庭資源對子女離家以及不同離家類型的影響

總體上，家庭資源對子女離家行為有影響嗎？這種影響在不同離家類型間有什么差異？表4使用離散時間風(fēng)險模型對這兩個問題進行了分析，表中顯示的是各變量的優(yōu)勢比，該數(shù)值大于1 表示對離家有促進作用，小于1表示有抑制作用。

表4 總體和分離家類型的家庭資源對子女離家影響的分析結(jié)果

（1）總體上家庭資源會抑制子女離家。表4 模型1 顯示了總體上家庭資源對子女離家行為的影響。在控制其他變量的情況下，家庭人均收入越高、父母是組織成員、收到的禮金禮品價值越高、無同住兄弟姐妹、母親的受教育年限越長、親子關(guān)系越好的家庭，子女離家的可能性越低?？刂谱兞糠矫?，居住在農(nóng)村相對于居住在城鎮(zhèn)、女性相對于男性、中西部相對于東部，子女離家的可能性越大。年齡對子女離家的影響呈現(xiàn)“倒U”型，22歲（=-0.5×ln1.413/ln0.993）是子女離家的峰值和轉(zhuǎn)折點。

（2）家庭資源對不同離家類型的子女離家行為的影響不同。家庭文化資源、家庭居住環(huán)境良好等因素會抑制子女婚后離家。家庭文化資源會促進子女升學(xué)離家而家庭社會資源會起到抑制作用。家庭經(jīng)濟資源、家庭文化資源、親子關(guān)系等因素均會抑制子女初次就業(yè)離家。表4 模型顯示在控制其他變量的情況下，無同住兄弟姐妹，母親受教育年限越長，子女婚后離家的可能性越低。父親受教育年限越長，家庭收到的禮金禮品價值越低，子女因升學(xué)而離家的可能性越大。家庭人均收入越高，母親受教育年限越長，親子關(guān)系越好，子女因初次就業(yè)離家的可能性越小。

2.家庭資源對子女離家影響的年齡差異分析

年幼和年長子女離家的影響因素可能存在差異，另外不同年齡段離家的主要原因也不同，23 歲以上的較年長子女除了較少數(shù)接受研究生教育，大部分已經(jīng)完成本/?？茖W(xué)歷教育進入職場，因升學(xué)離家的可能性較小，因此本文將樣本分為23 歲及以下較年幼子女和23 歲以上較年長子女。對于較年長子女離家，根據(jù)離家后的婚姻狀態(tài)，只區(qū)分婚后離家與單身離家。

（1）家庭居住環(huán)境良好會抑制較年幼子女婚后離家。家庭文化資源會促進較年幼子女升學(xué)離家而家庭社會資源會起到抑制作用。家庭經(jīng)濟資源、家庭文化資源、親子關(guān)系和諧會抑制較年幼子女初次就業(yè)離家。表5 顯示有同住兄弟姐妹的較年幼子女婚后離家的可能性更大。父親受教育年限越長、家庭收到的禮金禮品價值越低，較年幼子女因升學(xué)而離家的可能性越小。家庭人均收入越高、母親受教育年限越長、親子關(guān)系越好，較年幼子女因初次就業(yè)離家的可能性越小。

表5 分年齡的家庭資源對子女離家影響的分析結(jié)果

續(xù)表5

（2）家庭經(jīng)濟資源、居住環(huán)境良好會抑制23歲以上較年長子女離家。表5顯示了對于婚后離家，在控制其他變量的情況下，家庭人均收入越高、家庭人均居住面積越大、無同住兄弟姐妹的較年長子女婚后離家的可能性更小。

3.家庭資源對子女離家影響的性別差異分析

表6 分別顯示了家庭資源對不同類型子女離家影響的性別差異。家庭文化資源會促進女性升學(xué)離家。家庭居住環(huán)境良好會抑制女性婚后離家。家庭社會資源對男性和女性離家都有顯著影響，但影響的具體方式不同。父母是組織成員的，女性初次就業(yè)離家的可能性越小。家庭收到的禮金禮品價值越高，男性因升學(xué)而離家的可能性越小。

表6 分性別的家庭資源對子女離家影響的分析結(jié)果

續(xù)表6

4.家庭資源對子女離家影響的城鄉(xiāng)差異分析

表7 分別顯示了家庭資源對不同類型子女離家影響的城鄉(xiāng)差異。有一部分家庭資源對子女離家的影響在城鄉(xiāng)之間是類似的，包括家庭經(jīng)濟資源對子女初次就業(yè)的抑制作用，家庭社會資源對子女升學(xué)離家的抑制作用以及居住環(huán)境良好對子女婚后離家的抑制作用。但有一部分影響則存在城鄉(xiāng)差異。在農(nóng)村，父親的受教育程度對子女的升學(xué)離家和初次就業(yè)離家都有促進作用，親子關(guān)系和諧會顯著抑制子女初次就業(yè)離家，這種影響并沒有在城鎮(zhèn)子女離家中發(fā)現(xiàn)。

表7 分城鄉(xiāng)的家庭資源對子女離家影響的分析結(jié)果

續(xù)表7

六、討論和結(jié)論

本文探討了不同的家庭資源如何影響我國子女離家的行為，同時對婚后離家、升學(xué)離家、初次就業(yè)離家等不同離家類型進行討論，分析了影響的年齡、性別和城鄉(xiāng)差異。通過對2010-2018 年CFPS數(shù)據(jù)的深入分析，我們發(fā)現(xiàn)總體上家庭資源對子女離家起到抑制作用，但不同類型的家庭資源對不同離家類型的影響在年齡、性別和城鄉(xiāng)之間亦存在差別。

關(guān)于家庭資源對我國子女離家的影響，本文研究發(fā)現(xiàn)與已有的西方國家的論點和發(fā)現(xiàn)既有相呼應(yīng)之處，也有不同之處。有學(xué)者對東西方子女離家的差異進行了研究，認(rèn)為這種差異是由文化傳統(tǒng)導(dǎo)致的。以我國為代表的東方文化是偏重集體主義的父系社會文化，而以美國、德國等為代表的西方文化是偏重個人主義的雙系社會文化。在本文對家庭資源如何影響子女離家的研究中同樣發(fā)現(xiàn)家庭資源影響的文化差異。［19］

家庭收入作為可轉(zhuǎn)移物質(zhì)資源的一個指標(biāo)，對我國子女離家有抑制作用。這一結(jié)論與大部分西方國家相關(guān)研究中家庭收入促進子女離家的結(jié)論截然相反。［7-8］對于23歲及以下較年幼的子女，家庭收入對子女離家的抑制作用主要體現(xiàn)在初次就業(yè)離家上面。而對于23 歲以上較年長的子女來說，影響主要體現(xiàn)在婚后離家上面。從性別上看，無論男女，家庭收入對子女初次就業(yè)而離家都起到抑制作用。與西方國家家庭收入高的父母更容易通過為子女提供房租支持等方式促進子女離家不同，在我國婚前與父母同住依然是常態(tài)。如果家庭經(jīng)濟資源能夠支持子女留在家中，年幼的子女大概率不會因為求職而離家。對于年長的子女，結(jié)婚可能增加經(jīng)濟壓力，家庭收入低也會促使他們離家尋求獲得更高的收入。以上實證結(jié)論發(fā)現(xiàn)假設(shè)1a沒有得到驗證，假設(shè)1b得到了驗證。

選取收到的禮金禮品的價值作為可轉(zhuǎn)移非物質(zhì)資源，即社會資源的一個指標(biāo)是有中國特色的，這在西方國家的研究中是沒有的。已有文獻論證了將禮金禮品作為社會資源指標(biāo)的合理性。［14］本研究發(fā)現(xiàn)家庭收到的禮金禮品價值對子女離家有顯著的抑制作用，突出表現(xiàn)在升學(xué)離家。家庭社會資源對子女離家的影響具有明顯的年齡特征。家庭社會資源對23歲及以下子女升學(xué)離家具有抑制作用。在傳統(tǒng)關(guān)系型社會的特殊情景下，較年幼子女更加依附于原生家庭，家庭社會資源使他們在原生家庭中就可以獲得升學(xué)發(fā)展所需要的資源。以上實證結(jié)論發(fā)現(xiàn)假設(shè)2得到了驗證。

家庭不可轉(zhuǎn)移物質(zhì)資源主要是家庭居住環(huán)境。為了較全面衡量家庭居住環(huán)境，本文選取了家庭住房條件，父母為子女提供照顧情況，是否有兄弟姐妹同住等指標(biāo)進行衡量。研究發(fā)現(xiàn)家庭住房條件越差，人均住房面積越小，23 歲以上的較年長子女婚后離家的可能性越大。以上實證結(jié)論發(fā)現(xiàn)假設(shè)3a得到驗證。

研究還發(fā)現(xiàn)是否有兄弟姐妹同住對子女婚后離家有顯著的影響，有兄弟姐妹的子女更有可能婚后離家。研究從總體上沒有發(fā)現(xiàn)父母為子女提供照顧對子女離家有抑制作用。相反，發(fā)現(xiàn)父母為子女提供照顧會促進子女升學(xué)離家。以上實證結(jié)論發(fā)現(xiàn)假設(shè)3b沒有得到驗證，假設(shè)3c得到驗證。

家庭不可轉(zhuǎn)移非物質(zhì)資源主要包括家庭文化資源和親子關(guān)系。家庭文化資源用父母的受教育年限來衡量。西方國家已有研究認(rèn)為父母受教育程度越高，子女思想越開放，越有可能追求獨立而離家。本文研究發(fā)現(xiàn)父母受教育程度對子女離家的影響是復(fù)雜的，這與父母的受教育程度與家庭人力資本的投入與代際傳遞在性別之間、城鄉(xiāng)之間的差異緊密相關(guān)。［24-25］一方面，父親的受教育年限越長，子女升學(xué)離家的可能性越大。這與西方的已有研究結(jié)論類似。另一方面，母親的受教育年限越長，子女婚后離家的可能性越小。［25］一個可能的解釋是母親的受教育程度會影響與子女配偶的相處，受教育程度高的母親能夠更好地與子女配偶溝通交流，并且共同居住。在農(nóng)村，父親的受教育程度對子女的升學(xué)離家和就業(yè)離家都有促進作用，這種顯著影響并沒有在城鎮(zhèn)子女離家中發(fā)現(xiàn)。該研究發(fā)現(xiàn)在一定程度上印證了齊亞強等的研究結(jié)論，家庭文化資源對子女的教育獲得存在代際傳遞的交互影響，父代受教育程度較高的，子代更有可能選擇更高質(zhì)量的教育資源和升學(xué)機會；但是，這種教育獲得的代際傳承效應(yīng)在城鄉(xiāng)存在差異，在農(nóng)村、中小城市的代際傳承效應(yīng)更為明顯，而在城鎮(zhèn)、大城市的教育代際傳承效應(yīng)降低。［25］本文用6 個問題構(gòu)建了親子關(guān)系的測量指標(biāo)，研究顯示親子關(guān)系好會抑制子女因初次就業(yè)而離家。以上實證結(jié)論發(fā)現(xiàn)假設(shè)4a和假設(shè)4b得到驗證。

本文從家庭資源的視角研究了我國子女離家的問題，探討了傳統(tǒng)集體主義文化背景下子女離家與西方個人主義文化背景下子女離家影響因素的差異，對我國及傳統(tǒng)集體主義文化背景下發(fā)展中國家的青年人口流動相關(guān)研究做出了邊際貢獻。

家庭資源對子女離家的問題還有許多值得進一步研究的問題。首先，本文通過是否與父母同住判斷子女物理離家狀態(tài)，未來我們將進一步分析家庭資源對子女經(jīng)濟上離家的影響。其次，未來我們將在研究中考慮不同的家庭類型，比如家庭資源對繼子女和親生子女離家會產(chǎn)生怎樣不同的影響，但這需要在進一步清理CFPS歷年數(shù)據(jù)、匹配父母婚姻史的基礎(chǔ)上才能區(qū)分繼子女和親生子女。