Page 217 - 《社会》2015年第4期
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社会· 2015 · 4

       1. 性别差异
       为了对儿子和女儿的赡养行为进行更严格的比较研究,本文还使
   用了固定效应模型。在表 4 中,我们除了纳入子女性别这一核心自变
   量之外,还控制了子女的年龄、婚姻状况、受教育年限和职业类型。结
   果发现,在控制了这些变量以后,儿子在经济支持、家务劳动和照顾父
   母三个方面的作用都显著大于女儿。不过,由于表 4 并未控制子女与
   父母的居住距离,所以它显示的是子女性别对赡养行为的总效应。通
   过上述分析,我们可以得出以下结论:在儿女双全的情况下,儿子在赡
   养父母时的总效应依然显著大于女儿,中国传统的以儿子为核心的赡
   养制度依然得到保留。
                表 4 :固定效应模型输出结果(不控制居住距离)
                        经济支持            家务劳动            照顾父母
                      系数      犛犈      系数      犛犈      系数      犛犈
   儿子               0.689   0.084  0.547   0.094  0.544   0.087
   年龄              -0.020   0.009 -0.045   0.011 -0.038   0.009
   结过婚              0.883   0.191  0.755   0.264  0.248  0.217
   教育年限             0.038   0.014 -0.040   0.018  0.001   0.015
   职业类型
     非农工作           0.597   0.142  0.313   0.147 -0.218 +  0.131
     农业工作           0.229    0.166  0.529   0.189  0.194   0.158
   似然比卡方               166.00        74.33        60.13 
   自由度                     6              6               6
   父母数                   2468            2468            2468
   子女数                   9076            9076            9076
   注: 1. 回归结果已加权;
     2. 显著性水平: 狆 < 0.1 , 狆 < 0.05 , 狆 < 0.01 ,  狆 < 0.001 ;
                  +
                                   
                          
     3. 职业类型的参照组为“无工作”。
      然而,当我们继续控制子女与父母的居住距离后(见表 5 )发现,性
   别的回归系数在三个模型中都发生了非常剧烈的变化。首先,从经济
   支持方面来看,虽然儿子的核心作用依然显著存在,但与表 4 相比已经
   出现非常明显的下降;其次,从家务劳动和照顾父母两个方面来看,儿
   子的核心作用不仅荡然无存,而且出现了女儿超过儿子的现象。
       为什么在控制居住距离以后,性别系数会出现如此大的变化?我
   们知道,如果 狓 和      狔 的关系因为 狕 的存在而发生变化,那么这个 狕 必须
   满足两个基本条件:第一, 狕 必须对             狔 有显著影响;第二, 狕 必须与 狓 高
   度相关。而居住距离正是这样一个 狕 。

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