李 曼，朱善文，曾 毅，张许颖

（1.苏州大学 社会学院，江苏 苏州 215006；2.上海应用技术大学 人文学院，上海 201418；3.北京大学 国家发展研究院，北京 100871；4.中国人口与发展研究中心，北京 100081）

一、引言

离家是个体成长和家庭发展的一个里程碑事件，是个体社会和心理成熟的一个重要标志。对年轻人个体而言，离家往往伴随着结婚、就业、升学等重要事件的发生。［1］这会对其认知、社会情感以及人际关系等方面产生极大的影响。对家庭而言，子女离家直接引起家庭户数量、规模和结构的变化，继而会对住房、家用消费品市场以及社会家庭福利规划产生影响。［2］国际上对子女离家问题研究的重视与“第二次人口转变”密切相关。“第二次人口转变”包括两个与离家模式有关的变化：一是婚姻的减少和未婚同居的增加，二是初婚前独居数量的增加。［3］曾毅在20 世纪90 年代对我国子女离家率、女性婚后离家模型等相关问题进行了探讨，［2］［4］此后国内鲜有对子女离家问题的直接深入研究，仅一些关于流动人口的研究间接涉及。因此，在当前我国人口和家庭结构发生深刻转变的背景下，对子女离家问题的深入研究具有重要的学术价值和现实意义。

家庭因素会影响子女离家的行为。在我国，子女离家往往不是年轻人的个人决策，而是家庭集体决策的结果。子女离家的原因是多样的，主要包括结婚、升学和就业。结婚意味着成立的新家庭与原生家庭的分离，可能产生子女离家行为。家庭所在地缺乏必要或者更为优质的教育资源会促使子女求学离家行为的发生。子女为追求经济收入或者就业机会产生离家的行为也普遍存在。

家庭资源是指子女可以从家庭中获得的资源，既包括家庭经济资源、住房等物质资源，也包括家庭社会资源、家庭文化资源等非物质资源。根据已有相关研究，家庭资源被认为是影响子女离家的一个重要因素。［5-8］父母既可以利用家庭资源促进子女离家，比如给予子女经济支持，资助购房、租房等，也可以利用家庭资源抑制子女离家，比如提供舒适的居住条件和家庭照顾。家庭资源会以不同的方式影响子女离家，这取决于所涉及的资源类型和离家原因。

我国传统家庭功能依然重要，但在经济社会高速变革对传统家庭产生深刻影响的背景下，不同类型的家庭资源如何影响子女离家？家庭资源对不同类型子女离家会产生怎样的影响？家庭资源对子女离家的影响在不同年龄、性别、城乡之间是否具有异质性？本文试图回答这些问题。

二、理论分析与研究假设

Gierveld 等将家庭资源以是否是物质的以及是否可转移两个属性分成四类，分别是可转移的物质资源、不可转移的物质资源、可转移的非物质资源以及不可转移的非物质资源（见表1）。［9］

表1 家庭资源的四分类

可转移的物质资源（Transferable material resources）主要是家庭经济资源，尤其指家庭收入。家庭经济资源促进还是抑制子女离家，现有的研究并没有定论。一方面，收入更高的家庭更可能分担子女成立新家庭的经济成本，助推子女婚后离家；而嫁娶成本高则会阻碍结婚成家。［10］另一方面，低收入家庭的子女更可能为了增加收入或寻找更好的就业机会而离家。如大量农村年轻人到城市务工。［11］因此，我们假设：

假设1a：家庭收入越高，子女婚后离家可能性越大。

假设1b：家庭收入越高，子女因初次就业离家可能性越小。

可转移的非物质资源（Transferable non-material resources）主要是家庭社会资源。社会资源是一种潜在的资源，它是以社会地位、社会声望的形式被制度化的。已有研究通常将社会资源分为认知性和结构性两类。［12-14］在中国“关系型社会”的特殊背景下，父母的社会资源显然会对子女离家产生影响。成长在社会资源丰富的家庭，子女可能不需要背井离乡就可以在本地解决求学、就业等人生发展中的重要问题。因此，我们假设：

假设2：家庭社会资源越丰富，子女离家可能性越小。

不可转移的物质资源（Non-transferable material resources）主要是家庭居住环境，包括住房条件、父母为子女提供的照顾等。已有国外研究表明如果子女有独立居住空间，较少可能为了追求自由或者保护隐私而离家。［15］父母给予子女家务帮助、照顾支持等会降低子女离家的可能，当母亲是全职主妇时这种影响会更加明显。［16］但是，如果有同住兄弟姐妹分享父母提供家务和照顾支持的时间和精力的则会助推子女离家。如Mitchell等发现有两个或两个以下同住兄弟姐妹的年轻人离家的平均年龄晚于有三个或三个以上同住兄弟姐妹的年轻人。［17］因此，我们假设：

假设3a：家庭住房条件越好，子女婚后离家可能性越小。

假设3b：父母给予子女照顾支持越多，子女离家可能性越小。

假设3c：同住兄弟姐妹数量越多，子女离家可能性越大。

不可转移的非物质资源（Non-transferable&Non-material resources）主要是家庭文化资源和亲子关系。皮埃尔·布迪厄在《资本的形式》一文中将文化资源分为三种形态，其中之一是制度化的形态，主要体现在教育学历，它是以文化教育水平的形式被制度化的。［18］有西方研究发现从父母那里获得了更多文化资源的年轻人将表现出对自主的强烈偏好，也将更倾向为了独立而离家。［9］父母拥有大量文化资源的年轻人有更大的机会进一步深造，因此家庭文化资源有可能助推子女因求学而离家。然而，与西方文化所推崇的个人主义的教育不同，东方文化以集体主义教育为主要内容的家庭文化资源可能会阻碍子女离家。不可转移的非物质资源的另一种表现形式是亲子关系，父母与子女代沟越小，关系越和谐紧密，子女离家的可能也越小。因此，我们假设：

假设4a：家庭文化资源丰富有可能促进也可能抑制子女离家。

假设4b：亲子关系越好，子女离家可能性越小。

三、数据来源与变量设置

（一）数据来源

本文使用的数据来自北京大学中国社会科学调查中心2010年、2012年、2014年、2016年和2018年5期“中国家庭追踪调查”（China Family Panel Studies，CFPS）数据库。基于该数据库构建本研究的数据集。研究对象为2010 年首次调查时受访的年龄在15-30 岁、与父母或父母一方同住，并且在第2期调查中没有失访的被访者。由于30岁以后离家的子女数量非常少，并且更大年龄离家的相关因素可能更加特殊，因此本文将分析限定在首次调查时15-30 岁的人群。在之后的4 次随访中对这些对象进行跟踪并观察他们第一次离家的事件。其中符合条件的子女共有4 330 人，在进一步删除关键变量缺失值以后实际使用的样本量为4 129人。

（二）变量设置

1.因变量

“离家”这一概念源于日常语言，为防止存在歧义，需要精确界定。首先，对“家”的界定可能不同义。“家”可以包括任何保持亲密关系的同住人口，可以指兄弟姐妹、祖父母，甚至是被访者认为是“家”的地方。“离家”并不一定意味着与亲生父母共同生活的结束。其次，CFPS调查问卷中对“离家”存在两种界定：一是从子女是否与父母一起居住角度；二是从经济的角度，主要指不再存在经济联系。由于经济联系较居住关系上的离家更难判断，为了减少“离家”的歧义，本研究选择基于家庭居住关系的角度，观察每期调查中，被访者是否与父母双方或父母一方居住在一起。

因变量是子女在2010-2018年的离家情况，因此将数据转化为“人-期”的格式，即风险期中的每个个体在每一个时间单位都有一条记录。通过一个二分变量来标识受访子女每一期调查的在家和离家情况，如果在该年不与父母双方或父母一方居住在一起，变量取值为1，否则取值为0。

在生命历程中，子女离家的行为可能发生多次，存在子女离家后返家再离家的情况。但由于重复发生的事件不一定与第一次事件的影响因素相同，因此，只要受访者离家，该受访者就立刻退出风险集（Hazard set）。如果受访者在调查期间因为各种原因失访，那么也将在失访当年退出风险集。经过上述处理之后，最终构造出一个包含10 218人-期的数据集，并识别出2 573次离家事件。

表2显示在4期追踪调查中每一期离家的子女人数，其中2 573位受访者离家，1 137位受访者被追踪了4 期之后仍然没有离家，另外419 位在4 期调查中失访而被删截。所有2010 年基线调查时与父母双方或父母一方一起居住且在2012 年追踪调查未失访的4 129 人都面临离家的风险，由此构成2012 年调查的风险集。每一期风险集要减去上一期离家人数和删截人数。离家机会率是指在特定追踪调查期中还未离家的受访者离家的可能性，4期追踪调查的离家机会率平均为25%。

表2 子女离家在调查期中的分布（人）

本研究将离家类型区分为婚后离家、升学离家、初次就业离家以及其他原因离家。如果受访者离家当期的婚姻状态为已婚，则被界定为婚后离家。如果受访者离家当期的婚姻状态为非婚且受教育程度高于前一期，则被界定为升学离家。如果受访者离家当期的婚姻状态为非婚且就业状态为在业而前一期为无业状态，则被界定为初次就业离家。除前述三种类型的离家行为，全部归类为其他原因离家。

2.自变量

家庭资源是主要的自变量，分为可转移物质资源（经济资源）、不可转移物质资源（居住环境）、可转移非物质资源（社会资源）和不可转移非物质资源（文化资源和亲子关系）。根据已有文献和研究经验，构建如下操作性指标：

可转移物质资源（经济资源）：该指标用家庭人均年收入来衡量。家庭人均年收入为家庭总收入除以家庭规模，在统计分析时取对数。

不可转移物质资源（居住环境）：该指标包括家庭人均住房建筑面积、家庭房产拥有情况、父母每周家务小时数、母亲家务时间占比、是否有同住兄弟姐妹。

可转移非物质资源（社会资源）：该指标包括父母有无行政/管理职务、父母是否至少一方是组织成员以及2010 年调查上一年度家庭收到的礼金礼品折合人民币的价值。其中组织包括中国共产党、民主党派、县/区及以上人大/政协、工会、共青团、妇联、工商联等。礼金礼品价值取对数，这一指标构成借鉴了周广肃等的做法。［14］

不可转移的非物质资源（文化资源和亲子关系）：该指标的衡量包括亲子关系、父/母受教育年限。其中亲子关系指标借鉴Nauck 等的做法，通过6个问题来构建。［19］6个问题包括：“您平时与谁聊天最多？”“如果您有心事或想法，最先向谁说？”“如果您遇到日常生活中的小麻烦，最先找谁解决？”“如果您生病需要照料时，最先找谁照料？”“如果您需要借数额不小的现金，最先找谁借钱？”“您可以无话不说的人是谁?”如果问项回答的是“父母”，则该问项记为1，否则为0，6个问题累加构成了一个范围为0-6的衡量亲子关系的量表。该量表Cronbach’s α=0.743 1，内部一致性较好。

此外，研究还纳入了性别、年龄、年龄平方项、地区类型、城乡居住地、民族、家庭结构、婚姻状况、学历作为控制变量（见表3）。

表3 2010年调查中自变量和控制变量的描述性统计结果

上述自变量和控制变量中，家庭人均收入、家庭人均住房面积、婚姻状态、学历是随时间变化的变量，取自每一期数据，并作为自变量估计后一期的离家行为，可以有效避免潜在的反向因果问题。其余变量均取自2010年调查，这些变量相对稳定，假设它们不随时间变化而变化。

四、分析方法

本研究使用离散时间风险模型（Discrete-time hazard model）进行生存分析，［20］同时考虑离家事件是否发生以及事件出现的时间长短。离散时间风险模型的实质是Logit 模型，将离家事件发生的条件概率进行Logit转换，并将其视为自变量的函数，同时加入对时间维度的考量，即：

其中，Pit是离家事件在时点t之前没发生的条件下，第i个人在时点t发生该事件的条件概率。α0是常数项；X1是不随时间变化的解释变量，X2(t)是时变变量，在t的每个点有不同的取值。由于本研究时间点只有4 个，因此将时间点转化为虚拟变量来允许风险随时间变动。人-期数据结构会增加每个子女的观察量，低估标准误，［21］本文参照已有研究使用Huber-White方法来予以纠正。［22］

另外，本研究使用多元Logit模型来研究家庭资源对不同离家类型的影响，并且分析影响在不同年龄组、性别、城乡之间的差异。

五、分析结果

（一）子女离家的年龄、性别与类型的描述性分析结果

1.子女离家的高峰年龄区间为19-25岁

图1展示了分年龄和离家类型的子女离家风险发生率。风险发生率根据CFPS 全国样本权重进行了加权。子女离家的高峰是在19-25 岁。曾毅等的研究发现我国男性和女性的中位离家年龄分别为24.9岁和24岁。［2］本文数据描述显示这20年间我国子女离家年龄提前，这与王广州和周玉娇已有研究发现的同时期我国家庭规模逐渐减小的现实是吻合的。［23］从离家类型来看，23 岁之前离家的主要原因是初次就业，23 岁之后是婚后离家。30 岁之后婚后离家几乎是离家的唯一原因。初次就业离家的高峰在20～22 岁之间。婚后离家的高峰在25 岁。因升学而离家的人数在18 岁达到高峰，这与大学入学年龄是吻合的。

图1 分年龄和离家类型的子女离家风险发生率（加权）

2.女性婚后离家风险高于男性，男性初次就业离家风险高于女性

图2展示了分年龄、性别和离家类型的子女离家风险发生率。图2a展示了女性婚后离家主要发生在25 岁左右，30 岁之前女性婚后离家风险高于男性。图2b展示了男女升学离家的高峰都在18 岁且没有明显差异。图2c 展示了男女初次就业离家的高峰都在20～22岁之间，男性初次就业离家风险高于女性。

图2 分年龄、性别和离家类型的子女离家风险发生率（加权）

3.农村子女离家风险高于城镇

图3 展示了分年龄、城乡和离家类型的子女离家风险发生率。总体上，每一种离家类型的农村子女离家风险都高于城镇。

图3 分年龄、城乡和离家类型的子女离家风险发生率（加权）

图3a 展示了农村和城镇子女婚后离家的高峰在25 岁。图3b 展示了城乡子女升学离家的高峰都在18 岁。图3c 展示了农村和城镇子女初次就业离家的高峰都在20～22 岁之间，22 岁之前农村子女初次就业离家的风险明显高于城镇子女。

（二）家庭资源对子女离家以及不同离家类型的影响分析

1.家庭资源对子女离家以及不同离家类型的影响

总体上，家庭资源对子女离家行为有影响吗？这种影响在不同离家类型间有什么差异？表4使用离散时间风险模型对这两个问题进行了分析，表中显示的是各变量的优势比，该数值大于1 表示对离家有促进作用，小于1表示有抑制作用。

表4 总体和分离家类型的家庭资源对子女离家影响的分析结果

（1）总体上家庭资源会抑制子女离家。表4 模型1 显示了总体上家庭资源对子女离家行为的影响。在控制其他变量的情况下，家庭人均收入越高、父母是组织成员、收到的礼金礼品价值越高、无同住兄弟姐妹、母亲的受教育年限越长、亲子关系越好的家庭，子女离家的可能性越低。控制变量方面，居住在农村相对于居住在城镇、女性相对于男性、中西部相对于东部，子女离家的可能性越大。年龄对子女离家的影响呈现“倒U”型，22岁（=-0.5×ln1.413/ln0.993）是子女离家的峰值和转折点。

（2）家庭资源对不同离家类型的子女离家行为的影响不同。家庭文化资源、家庭居住环境良好等因素会抑制子女婚后离家。家庭文化资源会促进子女升学离家而家庭社会资源会起到抑制作用。家庭经济资源、家庭文化资源、亲子关系等因素均会抑制子女初次就业离家。表4 模型显示在控制其他变量的情况下，无同住兄弟姐妹，母亲受教育年限越长，子女婚后离家的可能性越低。父亲受教育年限越长，家庭收到的礼金礼品价值越低，子女因升学而离家的可能性越大。家庭人均收入越高，母亲受教育年限越长，亲子关系越好，子女因初次就业离家的可能性越小。

2.家庭资源对子女离家影响的年龄差异分析

年幼和年长子女离家的影响因素可能存在差异，另外不同年龄段离家的主要原因也不同，23 岁以上的较年长子女除了较少数接受研究生教育，大部分已经完成本/专科学历教育进入职场，因升学离家的可能性较小，因此本文将样本分为23 岁及以下较年幼子女和23 岁以上较年长子女。对于较年长子女离家，根据离家后的婚姻状态，只区分婚后离家与单身离家。

（1）家庭居住环境良好会抑制较年幼子女婚后离家。家庭文化资源会促进较年幼子女升学离家而家庭社会资源会起到抑制作用。家庭经济资源、家庭文化资源、亲子关系和谐会抑制较年幼子女初次就业离家。表5 显示有同住兄弟姐妹的较年幼子女婚后离家的可能性更大。父亲受教育年限越长、家庭收到的礼金礼品价值越低，较年幼子女因升学而离家的可能性越小。家庭人均收入越高、母亲受教育年限越长、亲子关系越好，较年幼子女因初次就业离家的可能性越小。

表5 分年龄的家庭资源对子女离家影响的分析结果

续表5

（2）家庭经济资源、居住环境良好会抑制23岁以上较年长子女离家。表5显示了对于婚后离家，在控制其他变量的情况下，家庭人均收入越高、家庭人均居住面积越大、无同住兄弟姐妹的较年长子女婚后离家的可能性更小。

3.家庭资源对子女离家影响的性别差异分析

表6 分别显示了家庭资源对不同类型子女离家影响的性别差异。家庭文化资源会促进女性升学离家。家庭居住环境良好会抑制女性婚后离家。家庭社会资源对男性和女性离家都有显著影响，但影响的具体方式不同。父母是组织成员的，女性初次就业离家的可能性越小。家庭收到的礼金礼品价值越高，男性因升学而离家的可能性越小。

表6 分性别的家庭资源对子女离家影响的分析结果

续表6

4.家庭资源对子女离家影响的城乡差异分析

表7 分别显示了家庭资源对不同类型子女离家影响的城乡差异。有一部分家庭资源对子女离家的影响在城乡之间是类似的，包括家庭经济资源对子女初次就业的抑制作用，家庭社会资源对子女升学离家的抑制作用以及居住环境良好对子女婚后离家的抑制作用。但有一部分影响则存在城乡差异。在农村，父亲的受教育程度对子女的升学离家和初次就业离家都有促进作用，亲子关系和谐会显著抑制子女初次就业离家，这种影响并没有在城镇子女离家中发现。

表7 分城乡的家庭资源对子女离家影响的分析结果

续表7

六、讨论和结论

本文探讨了不同的家庭资源如何影响我国子女离家的行为，同时对婚后离家、升学离家、初次就业离家等不同离家类型进行讨论，分析了影响的年龄、性别和城乡差异。通过对2010-2018 年CFPS数据的深入分析，我们发现总体上家庭资源对子女离家起到抑制作用，但不同类型的家庭资源对不同离家类型的影响在年龄、性别和城乡之间亦存在差别。

关于家庭资源对我国子女离家的影响，本文研究发现与已有的西方国家的论点和发现既有相呼应之处，也有不同之处。有学者对东西方子女离家的差异进行了研究，认为这种差异是由文化传统导致的。以我国为代表的东方文化是偏重集体主义的父系社会文化，而以美国、德国等为代表的西方文化是偏重个人主义的双系社会文化。在本文对家庭资源如何影响子女离家的研究中同样发现家庭资源影响的文化差异。［19］

家庭收入作为可转移物质资源的一个指标，对我国子女离家有抑制作用。这一结论与大部分西方国家相关研究中家庭收入促进子女离家的结论截然相反。［7-8］对于23岁及以下较年幼的子女，家庭收入对子女离家的抑制作用主要体现在初次就业离家上面。而对于23 岁以上较年长的子女来说，影响主要体现在婚后离家上面。从性别上看，无论男女，家庭收入对子女初次就业而离家都起到抑制作用。与西方国家家庭收入高的父母更容易通过为子女提供房租支持等方式促进子女离家不同，在我国婚前与父母同住依然是常态。如果家庭经济资源能够支持子女留在家中，年幼的子女大概率不会因为求职而离家。对于年长的子女，结婚可能增加经济压力，家庭收入低也会促使他们离家寻求获得更高的收入。以上实证结论发现假设1a没有得到验证，假设1b得到了验证。

选取收到的礼金礼品的价值作为可转移非物质资源，即社会资源的一个指标是有中国特色的，这在西方国家的研究中是没有的。已有文献论证了将礼金礼品作为社会资源指标的合理性。［14］本研究发现家庭收到的礼金礼品价值对子女离家有显著的抑制作用，突出表现在升学离家。家庭社会资源对子女离家的影响具有明显的年龄特征。家庭社会资源对23岁及以下子女升学离家具有抑制作用。在传统关系型社会的特殊情景下，较年幼子女更加依附于原生家庭，家庭社会资源使他们在原生家庭中就可以获得升学发展所需要的资源。以上实证结论发现假设2得到了验证。

家庭不可转移物质资源主要是家庭居住环境。为了较全面衡量家庭居住环境，本文选取了家庭住房条件，父母为子女提供照顾情况，是否有兄弟姐妹同住等指标进行衡量。研究发现家庭住房条件越差，人均住房面积越小，23 岁以上的较年长子女婚后离家的可能性越大。以上实证结论发现假设3a得到验证。

研究还发现是否有兄弟姐妹同住对子女婚后离家有显著的影响，有兄弟姐妹的子女更有可能婚后离家。研究从总体上没有发现父母为子女提供照顾对子女离家有抑制作用。相反，发现父母为子女提供照顾会促进子女升学离家。以上实证结论发现假设3b没有得到验证，假设3c得到验证。

家庭不可转移非物质资源主要包括家庭文化资源和亲子关系。家庭文化资源用父母的受教育年限来衡量。西方国家已有研究认为父母受教育程度越高，子女思想越开放，越有可能追求独立而离家。本文研究发现父母受教育程度对子女离家的影响是复杂的，这与父母的受教育程度与家庭人力资本的投入与代际传递在性别之间、城乡之间的差异紧密相关。［24-25］一方面，父亲的受教育年限越长，子女升学离家的可能性越大。这与西方的已有研究结论类似。另一方面，母亲的受教育年限越长，子女婚后离家的可能性越小。［25］一个可能的解释是母亲的受教育程度会影响与子女配偶的相处，受教育程度高的母亲能够更好地与子女配偶沟通交流，并且共同居住。在农村，父亲的受教育程度对子女的升学离家和就业离家都有促进作用，这种显著影响并没有在城镇子女离家中发现。该研究发现在一定程度上印证了齐亚强等的研究结论，家庭文化资源对子女的教育获得存在代际传递的交互影响，父代受教育程度较高的，子代更有可能选择更高质量的教育资源和升学机会；但是，这种教育获得的代际传承效应在城乡存在差异，在农村、中小城市的代际传承效应更为明显，而在城镇、大城市的教育代际传承效应降低。［25］本文用6 个问题构建了亲子关系的测量指标，研究显示亲子关系好会抑制子女因初次就业而离家。以上实证结论发现假设4a和假设4b得到验证。

本文从家庭资源的视角研究了我国子女离家的问题，探讨了传统集体主义文化背景下子女离家与西方个人主义文化背景下子女离家影响因素的差异，对我国及传统集体主义文化背景下发展中国家的青年人口流动相关研究做出了边际贡献。

家庭资源对子女离家的问题还有许多值得进一步研究的问题。首先，本文通过是否与父母同住判断子女物理离家状态，未来我们将进一步分析家庭资源对子女经济上离家的影响。其次，未来我们将在研究中考虑不同的家庭类型，比如家庭资源对继子女和亲生子女离家会产生怎样不同的影响，但这需要在进一步清理CFPS历年数据、匹配父母婚姻史的基础上才能区分继子女和亲生子女。