Page 125 - 《社会》2013年第3期

社会· ２０１３ · ３

根据研究需要，本文分析了 犆犉犘犛 成人样本中平均年龄在 ４０ 岁以
下且居住在城市的年轻夫妇，删除夫妇双方父母都已过世的样本。在
数据分析时，将夫妇平均年龄限定在 ４０ 岁以下有一些主观，为了保证
分析结果的稳健性，本文对平均年龄在 ３５ 岁以下和 ４５ 岁以下的夫妇
也进行了分析，发现研究结论是一致的。出于简洁，本文仅报告平均年
龄在 ４０ 岁以下的年轻夫妇的分析结果。另外，城乡划分根据受访社区
的属性，即把村委会视为农村，把居委会视为城市。需要说明的是，为
了确保夫妇双方都能提供充分的信息，分析时只保留丈夫和妻子均回
答个人问卷的年轻夫妇。经过上述限定以后，满足研究要求的夫妇为
１１３７ 对，去除缺失值以后，进入模型的样本量为 １１１９ 个。
本文的因变量是已婚夫妇是否与父母同住，为二分变量， １ 表示同
住， ０ 表示不同住（ 犆犉犘犛 定义的同住为过去一年离家时间不超过 ３ 个
月）；如果已婚夫妇与父母在经济上虽没分家，但并不住在一起，则不算
同住。分析时，本文没有区分从夫居或从妻居，尽管这样的区分很有意
义（ 犆犺狌 ， 犲狋犪犾． ， ２０１１ ），但性别差异已是另一个议题，本文略过。
本文关注的自变量是子女的现实需求，包括夫妇平均年龄、收入、
夫妇各自是否有工作、家中是否有 ３ 岁以下小孩、家中是否雇佣保姆和
夫妇是否拥有现有住房产权。另外，在模型分析时，本文还控制了夫妇
的受教育年数、夫妇双方父母的年龄及婚姻状况、住房面积、夫妇双方
的户籍、迁移流动状况和兄弟姐妹结构。上述自变量和控制变量的操
作化及其理论含义见表 １ 。

四、分析结果

（一）变量的描述性统计
这些变量在整个样本中的分布和不同居住类型的分布见表 ２ （对
于连续型变量，表 ２ 给出了均值和标准差）。另外，表 ２ 对上述变量在
同住和不同住样本中的差异进行了统计检验，检验结果见显著度一栏。
可以发现，在所有 １１１９ 对年轻的已婚夫妇当中，与父母同住的有 ４４８
对，同住率约为 ４０．０％ 。在生育水平下降以后，这些年轻夫妇的兄弟
姐妹数量与以往相比已大为减少，所以这个比例与以往的调查并无可
比性。但是从表面上看，大约四成的同住比例并不低。

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