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会员注册内容提要：青年的“啃老”现象引起了广泛的社会关注。基于家庭代际交换理论，从日常生活及住房两个维度，量化界定“啃老”概念，对中国已婚青年的“啃老”现状进行实证研究，探索影响因素及其强度，特别关注独生子女与流动人口群体的“啃老”特征。中国已婚青年确实存在较为普遍的“啃老”行为，但主要表现在住房资源维度；独生子女在住房及日常的家庭代际交换中更倾向于“啃老”和“强啃老”；流动减少了青年的“啃老”风险，但未显著提高其对父代的赡养可能性。已婚青年的年龄、受教育程度、户口性质、经济收入与父代特征等也是显著的影响因素。
关键词：“啃老”/家庭代际交换/已婚青年/独生子女/流动人口作者简介：宋健(1971-)，女，中国人民大学人口与发展研究中心副教授，硕士生导师，主要研究方向：社会政策、婚姻家庭、老龄化与养老问题，北京100872；戚晶晶(1989-)，女，中国人民大学社会与人口学院本科生，北京100872
1研究背景
随着社会转型及结构变迁的加速，成年子女继续在经济上依赖父母的现象正在当前中国特别是城市地区不断蔓延。2011年3月1日起施行的《江苏省老年人权益保障条例》新增了“有独立生活能力的成年子女要求老年人经济资助的，老年人有权拒绝。子女或者其他亲属不得以无业或者其他理由，骗取、克扣或者强行索取老年人的财物”①等条款，似乎是在法律层面对“啃老”现象予以承认与防范。“养儿防老”还是“养儿啃老”挑战着中国人的传统观念，青年人“啃老”的现象引起了广泛的社会关注。
“啃老”现象的形成被认为是多种因素共同作用的结果。如宏观层面上严峻的就业形势、持续高涨的生活成本、不完善的社会支持网络、计划生育政策带来的家庭结构加速核心化、教育内容的缺陷、孝文化的缺失；中观层面上家庭对子女的溺爱、父母对孩子过强的责任感、城市中父母劳动或退休收入的相对稳定；以及个人层面子女过于依赖父母、缺乏独立生活能力和意识、青年就业者在技能、经验等多方面处于劣势、缺少吃苦耐劳的品质、存在较高的就业期望、对工作挑三拣四等(刘娟，2006；于东阳，2006；陈庆滨，2006；谭丹，2010；王燕锋等，2010)。
独生子女被认为是更可能的“啃老”者(戴香智等，2006；李虹，2006；刘世颖等，2008；张秋玲，2009)。因为“啃老”问题的产生和凸显恰与第一代独生子女进入就业年龄相吻合，他们从小备受家长呵护与溺爱，成年后也普遍缺乏适应社会和独立生活的能力，主观上更想依赖父母；而独生子女父母往往也会竭尽全力帮助孩子，这种情形下“啃老”就成为理所当然的事情。但对于“啃老”者的受教育程度，研究结果却多有分歧。有学者(于东阳，2006)认为“啃老”者多为受教育程度处于高低两端的群体，可以分为低学历技能不占优者、高校毕业生中“高不成低不就”者以及家庭富裕者三类；也有学者(戴香智、侯国凤，2006；陈奇娟，2008)认为“啃老”者多为具备高学历的群体，与当前教育体系片面追求高学历却忽视其他素质教育有关；而陈庆滨(2006)则认为再就业市场上“高不成低不就”者多为受过中等教育的青年，他们更可能成为“啃老”一族。
“啃老”现象已经成为一个社会问题，不仅仅表现为青年个体不能有效融入社会，导致人力资源的严重浪费，也对整个社会的教育、就业和养老保障等制度产生巨大冲击，增加了社会的不安定因素，影响国家未来的竞争力。目前对于这一现象的研究多停留在群体特征描述、个案分析以及对其原因定性讨论的层面上，概念还不统一，实证研究相对缺乏，对“啃老”与独生子女属性、受教育程度之间的关系存在分歧，也忽略了现今青年中庞大的流动人口群体。
本文在家庭代际交换理论基础上，利用全国4个城市的青年调查数据，对“啃老”概念进行量化测度，从日常生活及住房两个方面揭示中国青年的“啃老”现状，分析青年的个体特征与家庭特征对“啃老”的影响，特别关注计划生育政策影响下的独生子女以及城市化进程推进背景下的流动人口与其同龄人相比是否存在“啃老”差异。
2数据、概念与研究假设
本文数据来源于中国人民大学人口与发展研究中心2009年11-12月组织的“中国城市青年状况调查”，调查对象为1975年1月1日-1989年12月31日出生的20-34岁现有人口，包括户籍人口和非户籍流动人口。调查地点选取了北京、保定、黄石和西安四个城市，选取原则是根据2005年全国1%人口抽样调查中的城市独生子女比例平均水平②。选取的4个城市涵盖了东、中、西部区域，又包含了大、中、小城市，具有一定的代表性。调查采用多阶段、分层和随机抽样，由调查员入户进行问卷调查，调查获得有效样本量3282个。如无特别说明，文中数据均来源于此。
本文以代际交换理论作为研究的理论基础。代际交换理论认为，交换关系存在于家庭的代际关系中，是指个人或群体采取某种方式彼此交往，旨在获得报酬或回报所形成的关系；这种回报不一定是有形的，可能是一种情感回报(戴维·波普诺，1999)。父代与子代之间的交换关系一般存在于子女已经成年具有了行为能力而父母尚未年老的阶段，这一阶段父母和子女都可以自食其力，这时交换关系体现为两代之间相互协作、相互依存的关系(王跃生，2008)。子女与父母之间的“交换”不一定是等价的，而是一种彼此互助、互惠的过程，主要取决于子女和父母的需求(陈皆明，1998)。与解释中国家庭代际关系的其他理论如“抚养-赡养”模式(费孝通，1985)、“财富流理论”(Caldwell，1976)以及利他模式或合作群体模式等(Becker，1974)相比较，代际交换理论更有利于刻画青年子女和中年父母之间的代际关系。
“啃老族”也称“傍老族”、“新失业群体”等，现有研究对其概念界定尚不统一。在英国使用“NEET”(Not in Education，Employment，or Training)一词称指一些不升学、不就业、不进修或参加就业辅导，终日无所事事的族群。在我国一般指已经成年、离开了学校、拥有正常劳动或谋生能力、但经济上仍然不能独立，要靠父母提供全部或者部分生活费用的年轻人。本文主要以家庭代际交换关系的经济维度定义“啃老”，认为不包括正式脱产在学人员在内的、拥有正常劳动能力的青年，无论其有收入与否，如果其与父代之间的家庭代际交换关系呈现不平衡的状态，即父代流向子代的经济资源(包括现金、实物、住房等)高于子代流向父代的经济资源，则认定其经济不能独立，为“啃老”者。
依据上述理论和概念界定，本文定量描述中国青年的“啃老”现状，分析“啃老”行为的影响因素。结合因变量处理需要及实际研究意义，本文的研究对象定为初婚有配偶的青年(简称已婚青年)，样本量为1627人。特别地，在控制其他变量的情况下，验证如下研究假设：(1)独生子女更易于发生“啃老”行为；(2)流动人口更不倾向于发生“啃老”行为；(3)受教育程度对于“啃老”现象的发生与否具有显著影响。
3变量测度与描述性分析
3.1变量测度
因变量。分别界定“日常啃老”、“住房啃老”和“综合啃老”三个因变量。
其中“日常啃老”分别处理为三分类变量和二分类变量，通过计算子代与父代(包括父母、配偶的父母)之间一年中来往的现金与物品价值的差额(即子代给父代的年现金及实物价值-父代给子代的年现金及实物价值)获得。三分类变量中，若计算的差额值大于0，则赋值为2，即日常赡养父代；若值小于0，则赋值为1，即“日常啃老”；若值等于0，则赋值为0，即代际间日常均衡。二分类变量中，上述变量取值为1时，赋值仍为1，表明“日常啃老”；上述变量取值为2或0时，赋值为0。
“住房啃老”变量为二分类变量，通过青年目前所住房子的房主、住房最主要的出资方及住房月花销的最主要支付方这三方面的信息进行界定。发生“住房啃老”即取值为1时，指以下任一情况：(1)已婚青年现住房的房主为父母(或配偶的父母)；(2)现住房的房主为青年自己(或配偶或夫妻共享)，但购房的最主要出资方为父母(或配偶的父母或双方父母平摊出资)；(3)住房月花销的最主要支付方为父母(或配偶的父母或双方父母平摊出资)。其余情况则定义为“住房啃老”未发生，变量取值为0。
“综合啃老”变量是能够测度“啃老”强度的四分类变量，在上述“日常啃老”和“住房啃老”均为二分类变量的界定基础上形成。由于“日常啃老”和“住房啃老”均为0-1变量，则“综合啃老”变量分别取值为(1，1)，(1，0)，(0，1)，(0，0)。其中，(1，1)表示日常与住房都“啃老”，即“强啃老”；(1，0)表示日常“啃老”但住房未“啃老”；(0，1)表示住房“啃老”但日常未“啃老”；这两种情形代表“弱啃老”；(0，0)则表示住房与日常都未“啃老”，即“不啃老”。
自变量。特别关注青年的独生子女属性和是否为流动人口，均为虚拟变量。
控制变量。包括青年的人口特征(性别、年龄)、人力资本(受教育程度)、社会资本(户口性质)和经济特征(经济收入)，以及父代特征(年龄、工作状况)等。其中，受教育程度分为初中及以下、高中、大专及以上三个类别；“经济收入”变量用青年实际经济收入与其所在城市的经济收入均值相除计算得到，以减少青年实际经济收入极端值以及青年所在城市经济水平差异的影响；“父代就业”变量设定为虚拟变量，以“都未就业”为0，至少1人就业为1。变量的类型见表1。
3.2描述性分析
对已婚青年的“啃老”现状按照日常、住房及综合三个类别并分城市进行描述性统计(见表2)，发现“住房啃老”是青年最主要的“啃老”形式，有40.50%的已婚青年存在“住房啃老”现象；从日常生活和住房两个方面综合来看，有“啃老”行为的已婚青年比例高达45.61%，其中7.38%为“强啃老”。卡方检验发现4个城市青年的“啃老”行为存在统计上显著的差异。
已婚青年“日常啃老”的比例较低，仅为12.48%，而日常代际交换呈现均衡状态及赡养父代的比例分别高达44.93%和42.59%。4个城市青年的“日常啃老”存在显著差异。其中，保定的“日常啃老”比例最高，为17.38%，而赡养父代的比例最低，仅为33.50%；黄石的“日常啃老”比例最低，为10.36%，日常均衡的比例最高，为53.49%；北京已婚青年中，日常赡养父代的比例最高，达到55.28%。
已婚青年“住房啃老”的比例明显高于“日常啃老”的状况，4成已婚青年都有“住房啃老”行为。4个城市青年的“住房啃老”比例存在显著差异。其中，黄石的“住房啃老”比例最高，达53.25%，即超过一半的已婚青年在购置房屋或住房花销方面主要依赖于父母(或配偶父母或双方父母)；保定的“住房啃老”比例次之，为43.83%；北京和西安已婚青年的“住房啃老”比例均为30%多。
综合来看，在住房和日常生活方面都存在“啃老”现象即“强啃老”的青年比例为7.38%，在其中一个方面“啃老”的“弱啃老”青年比例为38.23%，其中“住房啃老”但日常未“啃老”的比例为33.13%，住房未“啃老”但“日常啃老”的比例为5.10%。共计有45.61%的已婚青年或多或少存在着“啃老”行为。4个城市比较来看，保定已婚青年中“强啃老”的比例最高，为9.32%；黄石已婚青年中“弱啃老”的比例最高，为51.57%，其中大多数是“住房啃老”但日常不“啃老”(占47.23%)；北京和西安已婚青年中未“啃老”的比例均超过63%，明显高于黄石、保定的相应比例；但北京已婚青年“强啃老”的比例仅次于保定，为7.86%。
4模型结果
为了研究城市已婚青年“啃老”行为的影响因素，分别以“日常啃老”、“住房啃老”、“综合啃老”的0-1变量作为因变量，使用Binary logistic回归模型揭示已婚青年上述三类“啃老”行为发生与否的影响因素；并以“日常啃老”三分类变量及“综合啃老”四分类变量作为因变量，使用Multinomial Logistics回归模型，研究已婚青年日常及综合“啃老”程度的影响因素。
4.1是否“啃老”的影响因素
首先以“日常啃老”0-1变量作为因变量。将独生子女与流动人口两个自变量纳入回归方程，结果显示这两个自变量均有显著影响(发生比分别为2.06和0.383；
=59.862，p=0.000)。将控制变量纳入模型后，发现青年是否为独生子女、是否为流动人口、受教育程度、户口性质、母亲与父亲的年龄均是统计上显著的影响因素(见表3)。独生子女及户籍青年更易发生“日常啃老”：独生子女“日常啃老”行为的发生比是非独生子女的1.651倍；流动青年“日常啃老”的发生比仅是户籍已婚青年的42.9%。与初中及以下的青年相比，受教育程度为高中、大专及以上的青年，“日常啃老”的发生比更高；非农户籍的已婚青年与农业户籍的相比，“日常啃老”行为的发生比高82.0%；母亲年龄每增加1岁，已婚青年“日常啃老”行为的发生风险会升高5.5%；而父亲年龄每增加1岁，已婚青年“日常啃老”行为的发生风险则会降低11.0%。
检验“住房啃老”发生与否的影响因素。独生子女与流动人口两个自变量仍起显著作用(发生比分别为1.607和0.302；
=147.092，p=0.000)，独生子女比非独生子女、户籍青年比流动青年均更易于发生“住房啃老”行为。将控制变量纳入模型后，发现除了独生子女、流动人口变量之外，青年的年龄及户口性质也对“住房啃老”现象的发生有着统计上显著的影响，但其他变量的影响不显著(见表3)。数据显示，随着年龄的增长，中国已婚青年“住房啃老”的发生比会下降，年龄每增长1岁，发生风险降低10.3%；非农业户籍青年“住房啃老”的发生比是农业户籍青年的1.492倍。纳入控制变量后，独生子女与非独生子女相比，“住房啃老”的发生风险增加36.1%；流动青年“住房啃老”的发生比仅是户籍青年的28.0%。考虑“综合啃老”0-1变量，发现独生子女与流动人口两个自变量作用显著(发生比分别为1.663和0.286；
=170.212，p=0.000)，独生子女比非独生子女、户籍青年比流动青年更倾向于“综合啃老”。加入控制变量后，年龄、户口性质对于因变量也有显著影响(见表3)。年龄每增长1岁，已婚青年“综合啃老”行为的发生风险降低9.0%；非农业户籍比农业户籍青年的“综合啃老”发生比高63.2%。控制其他变量之后，独生子女的“综合啃老”发生比是非独生子女的1.376倍；流动青年的“综合啃老”发生比比户籍青年低72.8%。对是否“啃老”进行的Binary Logistic回归发现，独生子女与流动人口变量在日常、住房与综合三个方面均显著影响“啃老”行为的发生。与研究假设相符合，独生子女与非独生子女青年相比更容易发生“啃老”行为、流动青年与户籍青年相比更不易发生“啃老”行为。青年的受教育程度只显著影响“日常啃老”的发生，受教育程度越高的青年，“日常啃老”的发生风险越高，似乎验证了文献中“高学历青年更容易啃老”的判断，但是未发现受教育程度变量对“住房啃老”和“综合啃老”有显著影响。此外，青年的年龄、户口性质、母亲与父亲的年龄也分别在不同维度的“啃老”行为中发挥着显著的作用。其中，母亲与父亲的年龄对子代“日常啃老”风险的相反作用值得进一步关注。
4.2“啃老”强度的影响因素
以“日常啃老”三分类变量作为因变量，使用Multinomial logistic回归模型，发现已婚青年是否为独生子女、是否为流动人口、受教育程度、经济收入、父代就业状况及父亲年龄等均呈显著统计学意义(见表4)。模型对数据的拟合程度较好。
已婚青年的独生子女属性对“日常啃老”具有统计上显著的影响。与日常代际交换均衡相比，独生子女青年的“日常啃老”发生风险是非独生子女的1.566倍，而日常赡养的发生比则比非独生子女低11.1%，虽然后者的统计意义不显著。流动青年发生“日常啃老”行为的风险仅是户籍青年的37.8%，但对父代的日常赡养也只是户籍青年的76.3%，说明流动青年只能做到少“啃老”，还无力做到多赡养。
受教育程度提高增加了青年发生“日常啃老”的风险，且受教育程度越高，发生“日常啃老”的风险越高：相对于受教育程度为初中及以下的青年，受教育程度为高中和大专及以上的青年发生“日常啃老”的风险相对于日常均衡而言，分别增加了67.2%和77.1%。值得寻味的是，受教育程度为高中会降低“日常赡养父代”的可能性，而受教育程度为大专及以上则会提高“日常赡养”的可能性，反映出受教育程度变量对于日常代际交流行为的复杂影响。
已婚青年经济收入水平的提高会显著地增加日常赡养的可能性。经济收入每增加1个单位，“日常赡养”的可能性就会提高30.4%。此外，作为家庭代际交换的行为主体之一，父代的相关情况显著影响青年的日常啃老行为。与日常均衡相比，父代至少1人就业的已婚青年，“日常啃老”和“日常赡养”的发生比均有所下降；父亲年龄每增长1岁，与日常均衡相比，已婚青年发生“日常啃老”行为的风险降低10.4%。
以“综合啃老”四分类变量作为因变量，使用Multinomial logistic回归模型，发现已婚青年是否为独生子女、是否为流动人口、年龄、受教育程度、户口性质及父代特征等均呈显著统计学意义(见表5)。模型对数据的拟合程度较好。
独生子女在家庭代际交换中(包括住房及日常)更倾向于“啃老”，且强度越大的“啃老”行为的发生风险越高。与住房及日常都未“啃老”(即参照组“未啃老”)相比，独生子女的“强啃老”、“住房啃老但日常未啃老”、“住房未啃老但日常啃老”的发生风险分别是非独生子女的2.437倍、1.242倍与1.239倍，其中“强啃老”的发生风险具有统计上显著的意义。流动青年更不易发生“啃老”，且强度越大的“啃老”行为的发生风险越低。与“未啃老”相比，流动青年发生“强啃老”、“住房啃老但日常未啃老”、“住房未啃老但日常啃老”的可能性，分别只是户籍青年的20.1%、27.0%和36.9%，且均具有统计显著意义。
受教育程度为高中的青年更易发生“强啃老”，但对“弱啃老”(即住房及日常两项中只有一项啃老)与“未啃老”的差异性无统计上显著的影响。与初中及以下的青年相比，高中已婚青年发生“强啃老”的风险是“未啃老”的2.139倍。青年的年龄增长有助于减少“啃老”风险。已婚青年的年龄每增长1岁，“强啃老”的发生风险降低9.2%，“住房啃老但日常未啃老”的发生风险降低10.3%；相对于“未啃老”，非农业户籍青年发生“强啃老”、“住房啃老但日常未啃老”以及“住房未啃老但日常啃老”的风险，分别比农业户籍青年高96%、50.6%和1.245倍；母亲年龄增加1岁，子女发生“住房未啃老但日常啃老”的风险会增加7.4%；而随着父亲年龄每增长1岁，已婚青年发生“强啃老”、“住房未啃老但日常啃老”这两种“啃老”行为的风险分别显著降低9.0%和11.6%。
5结论与讨论
对城市已婚青年“啃老”状况的实证研究结果表明，“啃老”现象确实存在，但在日常代际交流、住房和综合三个层面的表现有所不同。在日常生活资源维度，已婚青年较少发生“日常啃老”行为，实现代际平衡或日常赡养父代的青年占绝大多数；在住房资源维度，已婚青年的“住房啃老”现象较严重，在住房上对父代有较强的依赖性，凸显了住房资源在当代中国家庭代际关系中的重要影响。居住在不同城市的已婚青年的“啃老”行为存在统计上显著的差异。居住在中小城市(以黄石与保定市为代表)的青年人相比较大城市(以北京和西安市为代表)的已婚青年更容易“啃老”，或许与子代与父代的居住距离较近，或者父代对子代的照顾能力更强有关。
回归分析验证了独生子女和流动青年在“啃老”行为上的不同倾向性。独生子女在住房及日常的家庭代际交换中更倾向于“啃老”，且强度越大的“啃老”行为，其发生风险越高。说明独生子女即使成年结婚，对父母的依赖仍较强，也表明独生子女父代资源的单一流向性，可能有助于促成子代“啃老”的现象。流动青年更不倾向于“啃老”，且强度越大的“啃老”行为，其发生风险越低，但其对父代的赡养可能性并未显著提高。一般地，流动会提升青年的生活质量与自我经济支持能力，改善日常生活资源状况，有助于降低“日常啃老”行为的发生；选择流动进入城市工作与生活的青年本身独立性较强；流动也会导致子代与父代家庭的距离增大，使得代际交换机会减少；父代对子代的经济支持能力也不一定很强，这些均会降低“啃老”现象的发生，但流动人口在城市中的相对弱势地位对于提高其对父代的赡养能力仍有局限。
受教育程度对于“啃老”的影响较为复杂。受教育程度较高的青年更易发生“日常啃老”和“强啃老”，但未显著影响“住房啃老”和“综合啃老”的发生，也未影响“弱啃老”与“未啃老”的差异性。此外，已婚青年的年龄、户口性质、经济收入、父代的年龄和就业状况分别对不同维度的“啃老”产生显著影响。
按交换原则衡量，普通的交换关系需要靠关系双方对彼此的现实利益维系下去。家庭代际交换具有自愿性质，是在互利互惠前提下做出的选择，是家庭内部的安排。在子代与父代之间，代际的资源流不平衡及代际关系不对等现象一直存在，往往随着子代与父代年龄的增长和资源控制能力的强弱对比而发生流向的变化。传统社会伦理、家庭规范所提倡的抚养—赡养模式中，在子代成年并有经济能力时，子代应该承担起赡养父母的义务和责任，所谓“养儿防老”，成年子代流向父代的资源应大于父代流向子代的资源。然而，当今中国社会，现代家庭代际交换关系中父代流向成年子代的资源仍大于子代流向父代的资源，表现出“啃老”的态势。“啃老”现象的发生与社会环境的变化密不可分，两代人获取资源并给予对方资源的能力发生变化，尤其是住房资源的稀缺性和昂贵性，会对代际间的资源流向产生影响，引起代际关系的变化；家庭规模缩小，独生子女家庭增多，流动人口增加等，也会重塑家庭亲子关系及代际交往模式，从而对代际交换关系产生影响。需要注意的是，代际交换关系仅是子代与父代处于某一个年龄段时所表现出来的关系，尽管本文从日常资源、住房资源和综合三个维度验证了“啃老”现象的存在，但是由于截面数据的局限性，这一现象会不会随着子代与父代年龄的增长逐渐减弱、消失，并最终还原为子代对于父代的赡养关系，也就是说，众所瞩目的“啃老”现象会不会仅仅是现代青年相较于从前更晚独立的一种表象呢？对这一问题的解答还有待进一步的观察与研究。
注释：
①参见2011年1月21日江苏省第十一届人民代表大会常务委员会第二十次会议通过的《江苏省老年人权益保障条例》第二章《家庭保障》第十五条。
②具体可参见《中国城市青年状况调查手册》中有关说明。
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