儿子和女儿在赡养父母时的性别差异是本文关注的核心问题。作为有中国特色的家庭制度之一，子女在成年以后对父母的“反馈”现象很早就引起国内外学者的研究兴趣(费孝通，1983；Lee，Parish and Willis, 1994)。与此同时，在父系家庭制度的背景下，性别差异也是中国家庭研究的一个永恒话题(金一虹，2000；李银河，2007)。所以，从性别差异的角度对中国传统的赡养制度进行研究具有极为重要的理论意义。一方面，性别差异为我们全面认识中国家庭养老制度的延续和变迁提供了一个全新的观察视角；另一方面，作为中国家庭制度的一个核心环节，儿子和女儿在养老功能方面的变化也很有可能成为我们分析整个父系家庭制度变迁的突破口。在老龄化问题日益严峻的背景下，对中国传统的家庭养老制度进行研究已不仅仅是一个具有学术价值的理论问题，而是变成一个社会各界都普遍关注的社会问题。所以，对儿子和女儿的养老功能进行比较不仅有助于我们深入了解中国家庭的变迁规律，对中国日益严重的养老问题也具有极为重要的借鉴意义。

具体来说，本文试图从以下三个方面分析这个问题：第一，儿子和女儿的养老功能是否存在显著差异，性别差异在经济支持和生活照料两个方面的表现是否有所不同？第二，儿子养老和女儿养老的作用机制是否存在显著差异，中国从夫居的居住传统在当中发挥了什么样的作用？第三，女儿参与养老的原因是什么，中国快速的人口转变与女性社会经济地位的提高对其产生什么影响？以往的研究或多或少地讨论过这些问题，但本文采用家庭内部比较(intra-family comparison)这一更加严谨的数据分析方法，通过对同一家庭内部不同兄弟姐妹的赡养行为进行比较，最大限度地控制家庭层面未观测到的异质性。所以，与其他研究相比，本文的分析结果会更加可靠。

众所周知，中国是一个有悠久父系家庭传统的国家，父系家庭制度对儿子和女儿的赡养责任有截然不同的规定：儿子不仅在结婚以后被期望与父母同住，而且还要负责照顾父母的饮食起居；女儿在出嫁以后成了丈夫家的人，对自己的亲生父母则不再承担正式的赡养义务(Greenhalgh，1985)。受到这种家庭伦理规范的影响，儿子一直都是父母经济支持和生活照料的主要提供者，只有在没有儿子的情况下，女儿才会代替儿子承担赡养父母的责任(Lin, et al., 2003；Lee，Parish and Willis, 1994)。

有研究发现，虽然台湾地区在快速的现代化过程中发生了翻天覆地的变化，但儿子在养老中的核心作用依然非常显著(Chu and Yu, 2010；Lin, et al., 2003；Lee，Parish and Willis, 1994)。对中国内地家庭的早期研究也得到与台湾地区类似的结论(Yang，1996；徐勤，1996)。但近些年来，一些小范围的调查发现，在当代中国家庭中，女儿参与父母养老的现象已经越来越普遍，在某些方面，其作用甚至超过了儿子。

谢宇和朱海燕(Xie and Zhu, 2009)通过对1999年在上海、武汉和西安三地进行的抽样数据的研究发现，与已婚儿子相比，已婚女儿(特别是那些与父母同住的已婚女儿)能够向父母提供更多的经济支持。他们认为，城市中家庭观念的变化和女性经济资源的增加是导致这一结果的主要原因。进一步的研究发现，依靠女儿养老的现象并非仅仅存在于现代化程度较高的城市地区，在相对闭塞的农村地区，女儿也在赡养父母过程中发挥越来越重要的作用(唐灿等，2009)。唐灿等(2009)对浙东农村的调查发现，由于当地生育率的下降和男性外出务工造成的传统养老资源的萎缩，依靠女儿养老已成为当地新兴的社会风俗，女儿对娘家的经济意义也越发显著。由此可见，以儿子为核心的中国传统的赡养制度正在发生变化，在当代中国家庭中，女儿开始和儿子共同承担赡养责任，甚至比儿子更加孝敬父母。

虽然很多学者已对中国家庭养老中的性别差异问题进行了研究，并结合现代化、人口转变和女性社会经济地位的提高等宏观背景对女儿参与养老的原因进行了深入探讨，但这些研究或基于田野观察，或基于局部地区的调查数据，它们的结论是否能够推论到全国尚未可知。已有研究也缺乏对城乡之间性别差异的系统比较。除此之外，笔者认为，已有的研究在以下三个方面有值得改进之处。

就家庭养老的内容来看，子女对父母的赡养至少应包括经济支持和生活照料两个方面，而已有的研究通常关注子女对父母的经济支持，较少考虑子女对父母的生活照料。从以往的研究看，儿子和女儿在这两个方面发挥的作用和扮演的角色可能并不相同。

针对欧美发达国家的研究发现，在赡养父母时，儿子更可能提供经济支持，女儿更可能提供生活照料(Horowitz，1985；Montgomery and Kamo, 1989)。学术界对此提出两种理论解释(Lin, et al., 2003)。第一种是“性别角色理论”，认为社会对男性和女性有不同的角色期待，所以在赡养父母时，儿子更可能表现出一些男性化的行为，如提供经济支持，而女儿更愿意承担一些女性化的工作，如家务劳动和生活照料；第二种是“资源禀赋理论”，认为儿子通常掌握较多的经济资源，更适合扮演支持者的角色，而女儿通常具有较多的弹性时间，更适合承担照顾者的角色。

不过，对台湾地区家庭的研究发现，儿子在经济支持和生活照料两个方面的表现都比女儿更加突出，这可能是东亚社会所特有的父系家庭传统影响的原因(Lin, et al., 2003)。从文化渊源上看，虽然中国内地与台湾地区同样深受父系家庭制度的影响，但如以往研究所指出的，在中国内地，家庭养老中的性别角色已经发生转变。到目前为止，绝大多数相关研究都局限于经济支持这一个方面，而生活照料方面的性别差异目前尚不清楚。从“性别角色理论”和“资源禀赋理论”出发，我们有理由认为，儿子和女儿在生活照料方面的角色转变可能更加明显，所以，将经济支持和生活照料结合起来将有助于我们对当代中国家庭在赡养老人时的性别角色分工获得更全面和清晰的了解。

与西方社会的核心家庭模式不同，中国人有多代同堂的居住传统。虽然很多研究发现，自20世纪90年代以来，中国家庭出现了明显的核心化趋势，但至今仍然有很多老年人选择与子女同住(王跃生，2006)。曾毅和王正联(2004)的研究发现，在2000年，65岁以上的老人与子女同住的比例依然超过60%。即使在不同住的情况下，大多数老人也会选择与子女相邻居住(Lei, et al., 2013)。由于是否与父母同住和与父母的居住距离对子女的赡养行为有非常重要的影响(鄢盛明等，2001；杨菊华、李路路，2009)，所以，很多研究都对子女与父母的居住方式进行了统计控制。

然而，现实生活中的居住方式本身就是具有高度选择性的结果，子女的性别、年龄、社会经济地位等个体特征都会对其产生影响。特别是在中国的传统文化环境下，子女性别的影响显得尤为重要。中国传统的婚姻制度就是男娶女嫁和与之配套的“从夫居制”，所以，在同等情况下，儿子与父母同住的可能性大大高于女儿(许琪，2013)。即使子女不与父母同住，儿子与父母的居住距离也比女儿近得多(Chu，Xie and Yu, 2011)。所以，这种居住方式上的性别差异很有可能对儿子和女儿的赡养行为产生影响。

具体来说，笔者认为，在“从夫居”的文化背景下，子女性别对赡养行为的影响是通过两条途径实现的(见图 1)。第一条是直接效应(a)，它表示，如果儿子和女儿与父母的居住方式完全相同，赡养行为是否存在显著的性别差异。从这个角度看，中国特殊的父系家庭制度规定儿子承担不可推卸的赡养责任，所以儿子的直接效应应该大于女儿。第二条是通过居住方式产生间接效应(b*c)，它表示由于子女与父母的居住方式不同所导致的赡养行为上的差异。从这个角度看，中国家庭“从夫居”的传统导致父母通常选择与儿子同住，而与父母同住又会增加儿子在各个方面赡养父母的可能性，所以，儿子的间接效应也应大于女儿。性别的总效应则是直接效应和间接效应之和，即a+b*c。

图 1

图 1 性别影响赡养行为的两条路径

以往的研究往往对子女与父母的居住方式进行统计控制。例如，谢宇和朱海燕(Xie and Zhu, 2009)对与父母同住的子女和不同住的子女分别进行回归，从而对两种居住类型下的性别差异进行比较。这种研究虽然很有意义，但需要注意的是，在控制居住方式以后，研究实际上分析的是性别对赡养行为的直接效应，而要对总的性别差异进行更加全面的解读，还需综合考虑性别通过居住方式产生的间接效应。基于此，本文将在控制居住方式与不控制居住方式的情况下，对性别的直接效应和总效应进行系统的比较。

在理想情况下，对儿子和女儿的赡养行为进行严格比较需要掌握所有子女对父母的赡养信息，并且在既有儿子又有女儿的老人中，比较是儿子给父母多还是女儿给父母多。由于数据的限制，以往的调查通常只能获得某一个子女对父母的赡养信息。在这种情况下，对性别差异的比较实际上是在家庭之间进行的，这种立足于家庭之间的比较方法(inter-family comparison)具有明显的缺陷。首先，它忽视了当前绝大多数中国老人都有多个子女的客观事实(样本中只有一个子女的老人比例为15.3%)。其次，它也给我们的因果推论带来了困难。也就是说，即使我们发现A的儿子给A的帮助多于B的女儿给B的帮助，我们也很难判断这是由于子女的性别造成的，还是由于A和B两人的差异造成的。虽然可以对父母的一些特征进行统计控制，但由于其他未观测到的父母层面的异质性，我们依然可能会得到错误的研究结论。

相比之下，如果能够同时得到多个子女对父母的赡养信息，我们就可以在同一个家庭内部比较是儿子给父母多，还是女儿给父母多。与家庭之间比较的分析方法不同，这种立足于家庭内部比较(intra-family comparison)的分析方法可以最大可能地控制家庭层面未观测到的异质性(unobserved heterogeneity)，提高分析结果的可靠性。

由于这种分析方法对数据的要求较高，目前在相关领域中只有为数不多的研究使用过(Zhu，2008)。2010年中国家庭追踪调查数据询问了所有子女对父母的赡养行为，这为使用该方法创造了条件。

本文使用的是2010年中国家庭追踪调查(以下简称CFPS)的数据。CFPS是北京大学社会科学调查中心主持的一项大型综合性社会调查，该调查采用内隐分层、多阶段、与人口规模成比例的概率抽样方法，样本覆盖了除港澳台地区、新疆、西藏、青海、宁夏、内蒙古和海南之外的中国25个省、市、自治区的人口，约占中国内地总人口的95%。谢宇曾对CFPS的数据质量进行评估，发现该调查的性别、年龄分布、婚姻状况和教育程度等基本特征与2010年第六次人口普查的结果非常接近，数据质量很高。¹

就本文的研究问题而言，CFPS的最大优势在于它同时搜集了多个子女对老人的经济支持、家务劳动和生活照料，这在国内其他同类调查中是绝无仅有的，也为本文深入比较儿子和女儿的赡养行为提供了方便。

为了满足在家庭内部比较的分析要求，笔者仅保留了样本中既有儿子又有女儿的老人。除此之外，笔者还删除了样本中年龄在18周岁以下的未成年子女，因为通常来说，未成年子女并不具备赡养父母的经济能力。最后，由于CFPS对同一户中的每个家庭成员都进行了访问，所以很多有配偶的老人及其配偶都在成人样本中，为了避免对这些老年夫妇的成年子女重复计算，笔者只留下这些夫妇中的一方进行分析。²经过上述处理，并去除缺失值以后，进入分析的父母数量为2 468人，其18周岁及以上的成年子女共9 076人，平均每个父母有3.7个子女。

本文的因变量有三个，分别是“子女是否给父母经济支持”、“是否帮父母做家务”和“是否照顾父母”，都是二分变量。

在自变量方面，本文主要考察子女性别对赡养行为的影响。除此之外，在模型分析时还控制了子女的年龄、婚姻状况、受教育年限、职业类型和与父母的居住距离。虽然从理论上看，父母的特征也会影响子女的赡养行为，但本文使用的固定效应模型已经内在控制了所有父母层面的变量，所以模型分析时已无需纳入它们。不过，为了使读者对本文所用的数据有更全面的了解，我们对父母和子女的特征都进行了统计描述，分别见表 1和见表 2。

表 1

表 1 父母特征的描述性统计 变量名 类别/指标 农村 城市 合计 性别(%) 男 45.5 43.4 44.9 女 54.6 56.6 55.2 年龄(岁) 均值 68.8 69.6 69.0 标准差 6.4 6.2 6.4 婚姻状况(%) 有配偶 61.7 69.3 64.0 无配偶 38.3 30.7 36.1 受教育年限(年) 均值 2.2 5.2 3.0 标准差 3.3 4.9 4.1 生活自理能力 均值 46.0 46.6 46.1 标准差 8.1 7.4 7.9 自评健康(%) 健康 30.2 28.5 29.7 一般 34.1 44.9 37.3 比较不健康 11.6 10.4 11.2 不健康 19.4 13.8 17.7 非常不健康 4.7 2.4 4.0 儿子数(人) 均值 1.9 1.6 1.8 标准差 1.0 0.8 0.9 女儿数(人) 均值 1.9 1.7 1.9 标准差 1.0 0.9 1.0 是否与子女同住(%) 是 62.6 45.6 57.5 否 37.4 54.5 42.5 N 1 777 691 2 468 注：1.表中结果已加权。城乡根据父母的户籍划分； 2.原始的婚姻状况包括未婚、在婚、同居、离婚和丧偶五类，使用时合并成两类。其中“有配偶”指在婚，“无配偶”包括丧偶、离婚、未婚和同居四类，数据中回答“离婚”、“未婚”和“同居”的样本量非常小，所以合并成一类。未婚者的子女可能来自领养； 3.生活自理能力：CFPS要求受访老人汇报平时参加户外活动、吃饭、烹调、出行、购物、清洁卫生和洗衣时是否有障碍以及障碍的严重程度，每个问题的得分从1到7不等，得分越低表示障碍越严重。表中的生活自理能力得分是对受访老人在这7个问题上得分的加总。

表 1 父母特征的描述性统计

表 2

表 2 子女特征的描述性统计 变量名 类别/指标 农村 城市 儿子 女儿 合计 儿子 女儿 合计 年龄(岁) 均值 40.8 40.8 40.8 42.5 42.6 42.6 标准差 7.7 7.8 7.7 7.1 7.7 7.4 是否结过婚(%) 是 92.4 97.8 95.1 4.9 2.2 3.5 否 7.7 2.2 4.9 95.1 97.8 96.5 受教育年限(年) 均值 7.3 6.0 6.7 10.4 10.1 10.3 标准差 4.2 4.3 4.3 3.4 3.4 3.4 职业类型(%) 无工作 9.1 24.7 16.9 21.5 47.5 34.9 非农工作 53.1 26.7 39.8 74.6 47.3 60.5 农业工作 37.8 48.6 43.3 3.8 5.2 4.5 居住距离(%) 同住 34.7 2.7 18.6 21.9 9.8 15.6 同村/街 35.6 18.2 26.9 18.0 15.5 16.7 同县/区不同村/街 10.4 49.2 29.9 30.2 33.2 31.8 同市不同县/区 5.7 10.1 7.9 16.4 25.4 21.0 同省不同市 5.0 8.4 6.7 4.1 8.2 6.2 不同省 8.6 11.5 10.1 9.5 7.9 8.7 N 3 437 3 346 6 783 1 118 1 175 2 293 注：表中结果已加权。

表 2 子女特征的描述性统计

从表 2可知，无论在农村还是城市，儿子和女儿与父母的居住方式都有非常明显的差异。儿子与父母同住的比例明显大于女儿，即使在不同住的子女当中，儿子与父母住得较近的比例也明显高于女儿。由此可见，中国家庭“从夫居”的居住传统并未发生根本变化。笔者将在下文对这种居住方式的差异对儿子和女儿赡养行为的影响做深入分析。

在技术层面，为了实现在家庭内部比较的研究目标，本文使用了固定效应模型(fixed effect model)，这种方法能够充分利用多个兄弟姐妹的信息，对家庭层面很多不可观测的异质性进行统计控制。当因变量为二分变量时，固定效应模型的表达式如下所示：

其中，i是父母的下标，j是子女的下标。p_ij表示父母i的第j个子女向父母i提供赡养的概率。x_kj是k个子女层面的自变量，如子女的性别、年龄等，β_k是其回归系数。α_i是父母i的固定系数，代表了父母i自身的异质性。

与经典的Logistic回归相比，固定效应模型最大的特点是增加了α_i，这相当于对每个父母使用一个虚拟变量。在增加α_i之后，模型实际上是在当父母都为i的情况下，比较不同子女的赡养行为是否存在显著差异。所以，通过固定效应模型，我们可以在同一个家庭内部对儿子和女儿的赡养行为进行更加严格的比较研究。

但在纳入α_i之后，固定效应模型已不能估计父母层面的变量，如父母的年龄、婚姻状况和健康状况的回归系数。因为对来自同一个家庭的兄弟姐妹而言，这些变量的值是完全相同的，所以在增加i个固定截距以后，这些父母层面的回归项都会被吸纳进α_i。事实上，即使在模型中考虑这些变量，也会因为完全共线性而被自动排除在外。不过，父母特征(如城乡)与子女特征(如性别)的交互项依然可以进入模型。

表 3根据城乡和是否同住描述了儿子和女儿对父母的赡养情况。首先，从全国来看，儿子在经济支持、家务劳动和照顾父母三个方面赡养父母的比例都高于女儿；就显著性水平来看，儿子仅在经济支持维度上显著高于女儿，而在家务劳动和照顾父母两个方面，儿子和女儿的差异比较微弱。

表 3

表 3 儿子和女儿向父母提供经济支持和生活照料的百分比(%) 经济支持 家务劳动 照顾父母 儿子 女儿 显著性 儿子 女儿 显著性 儿子 女儿 显著性 全国 同住 36.1 27.8 19.7 29.2 * 30.3 41.1 * 不同住 33.5 29.9 * 10.1 10.4 18.6 19.5 合计 34.3 29.8 ** 13.1 11.3 + 22.3 20.5 农村 同住 38.2 24.5 * 17.3 10.2 + 29.6 32.8 不同住 35.8 30.2 ** 8.4 8.2 17.6 17.3 合计 36.7 30.1 *** 11.5 8.2 ** 21.7 17.7 ** 城市 同住 26.8 30.1 30.3 43.0 33.6 47.1 不同住 28.2 29.0 14.0 16.8 21.1 25.6 合计 27.9 29.1 17.5 19.4 23.8 27.7 注：1.表中结果已加权； 2.显著性水平: +p < 0.1，*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001。

表 3 儿子和女儿向父母提供经济支持和生活照料的百分比(%)

其次，把城乡分开来看，儿子和女儿的作用有明显不同。在农村，儿子在经济支持、家务劳动和照顾父母三个方面的作用依然显著大于女儿，但在城市，儿子和女儿的作用旗鼓相当，从数值上看，女儿在所有三个方面的作用都已略微超过儿子。这在一定程度上说明，在现代化程度较高和人口转变速度较快的城市地区，女儿的养老功能体现得更加明显。

从表 3还可以发现一个非常有意思的现象：如果我们仅就合计来看，在全国样本中，儿子在家务劳动和照顾父母方面的作用都略高于女儿，但无论在与父母同住的子女中比较，还是在不与父母同住的子女中比较，都可以发现，女儿在这两个方面做的都比儿子多。这种现象在统计学中被称为“辛普森悖论”(Simpson’s Parodox)，即，条件分布与边缘分布的结果相互矛盾。出现这个悖论的原因在于，儿子更可能与父母同住，而与父母同住是帮父母做家务和照顾父母的一个重要的前提条件。所以，尽管在都同住和都不同住的情况下，女儿的作用都比儿子大。因为儿子与父母同住的比例更高，所以当我们把同住与不同住的子女合在一起进行比较的时候，就会发现儿子的作用反而比女儿大。在下文的模型分析部分，笔者还将对这个问题进行更深入的分析。

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

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 SE 系数 SE 系数 SE 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 2 468 2 468 2 468 子女数 9 076 9 076 9 076 注：1.回归结果已加权； 2.显著性水平：+p < 0.1，*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001； 3.职业类型的参照组为“无工作”。

表 4 固定效应模型输出结果(不控制居住距离)

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。

表 5

表 5 固定效应模型输出结果(控制居住距离) 经济支持 家务劳动 照顾父母 系数 SE 系数 SE 系数 SE 儿子 0.212* 0.104 -0.277* 0.128 -0.670*** 0.137 年龄 -0.005 0.009 -0.022 0.014 -0.010 0.012 结过婚 1.386*** 0.206 2.252*** 0.324 2.027*** 0.277 受教育年限 0.059*** 0.015 -0.014 0.023 0.008 0.020 职业类型 非农工作 0.569*** 0.154 0.109 0.202 -0.162 0.181 农业工作 0.272 0.176 0.189 0.241 0.064 0.210 居住距离 同村/街 -1.573*** 0.148 -2.277*** 0.194 -2.731*** 0.188 同县/区不同村/街 -1.437*** 0.159 -3.118*** 0.208 -3.659*** 0.221 同市不同县/区 -1.437*** 0.203 -2.906*** 0.235 -3.785*** 0.280 同省不同市 -1.849*** 0.234 -4.891*** 0.442 -4.990*** 0.366 不同省 -1.732*** 0.196 -4.773*** 0.403 -5.006*** 0.322 似然比卡方 340.43*** 623.43*** 840.82*** 自由度 11 11 11 父母数 2 468 2 468 2 468 子女数 9 076 9 076 9 076 注：1.回归结果已加权； 2.显著性水平：+p < 0.1，*p < 0.05，**p < 0.01，*** p < 0.001； 3.职业类型和居住距离的参照组分别为“无工作”和“同住”。

表 5 固定效应模型输出结果(控制居住距离)

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x和y的关系因为z的存在而发生变化，那么这个z必须满足两个基本条件：第一，z必须对y有显著影响；第二，z必须与x高度相关。而居住距离正是这样一个z。

首先，由表 5可知，与父母同住可以大大增加对父母的经济支持和生活照料，而且，与父母住得越近，照顾父母的可能性越大；其次，从表 2可知，儿子不仅与父母同住的比例大大高于女儿，而且与父母的居住距离也比女儿近。所以，儿子更可能赡养父母的一个重要原因是他们更可能与父母同住，而且与父母的居住距离较近，居住空间上的便利大大增加了他们赡养父母的可能性。所以，一旦我们将居住方式上的性别差异控制住，儿子在赡养行为上的性别优势就会大大降低，甚至出现女儿反超儿子的现象。

正如前面图 1所示，性别对赡养行为的影响是通过两条途径实现的：首先，性别会对赡养行为产生直接影响；其次，性别也会通过居住方式对赡养行为产生间接影响。就间接影响来说，在当代中国家庭中，儿子的核心作用依然非常突出，但从直接影响来看，性别差异已经发生了明显变化：儿子的性别优势仅体现在经济支持这一个维度，而在家务劳动和照顾父母这两个方面，女儿的作用已经超过儿子。

综上所述，尽管就性别的总效应来看，儿子的作用依然大于女儿，但就直接效应来看，女儿在某些方面的作用已经超过儿子。所以，从这个意义上说，中国传统的以儿子为核心的赡养制度已经发生明显转变。从分析结果来看，这种转变更多的体现在家务劳动等女性化的照料行为中。结合“性别角色理论”和“资源禀赋理论”来看，这可能与社会对女性的性别角色期待和女性在时间方面的资源优势有关。

众所周知，中国是一个城乡分化较为严重的国家，城乡之间在经济发展水平、人口转变速度、社会保障水平和文化观念等方面都存在较大差异(Wu and Treiman, 2004)。之前的描述性统计分析也发现，儿子和女儿的赡养行为在城乡之间存在明显差异。为了对这个问题进行更深入的分析，我们在模型中增加了城乡和子女性别的交互项(见表 6)。在增加这个交互项以后，子女性别的主效应反映的是农村中的情况，而性别与城乡的交互项反映的是城乡之间的差异性。

表 6

表 6 固定效应模型输出结果(城乡差异) 经济支持 家务劳动 照顾父母 系数 SE 系数 SE 系数 SE 儿子 0.439*** 0.121 -0.242 0.174 -0.257 0.161 儿子*城市 -0.818*** 0.210 -0.071 0.241 -1.268*** 0.247 年龄 -0.005 0.009 -0.022 0.014 -0.011 0.012 结过婚 1.397*** 0.207 2.252*** 0.324 1.986*** 0.276 受教育年限 0.052*** 0.016 -0.014 0.023 -0.009 0.020 职业类型 非农工作 0.601*** 0.156 0.108 0.202 -0.146 0.184 农业工作 0.312+ 0.178 0.191 0.242 0.138 0.212 居住距离 同村/街 -1.548*** 0.149 -2.269*** 0.196 -2.694*** 0.191 同县/区不同村/街 -1.282*** 0.165 -3.097*** 0.220 -3.475*** 0.224 同市不同县/区 -1.331*** 0.204 -2.906*** 0.236 -3.942*** 0.291 同省不同市 -1.755*** 0.236 -4.887*** 0.443 -5.003*** 0.385 不同省 -1.643*** 0.195 -4.763*** 0.405 -4.946*** 0.325 似然比卡方 355.44*** 623.52*** 867.65*** 自由度 12 12 12 父母数 2 468 2 468 2 468 子女数 9 076 9 076 9 076 注：1.回归结果已加权； 2.显著性水平：+p < 0.1，*p < 0.05，**p < 0.01，*** p < 0.001； 3.职业类型和居住距离的参照组分别为“无工作”和“同住”。

表 6 固定效应模型输出结果(城乡差异)

首先，就经济支持来看，性别的主效应显著为正，这说明在农村地区，儿子在经济支持方面的直接效应依然非常突出。不过，性别和城乡的交互效应显著为负，这说明在城市中，儿子和女儿在经济支持上的差异比农村小。如果我们将子女性别的主效应和性别与城乡的交互效应相加，就可以发现，城市中女儿在经济支持方面的直接效应已经超过儿子，这也验证了谢宇和朱海燕(Xie and Zhu, 2009)的研究结果。

其次，从家务劳动和照顾父母方面看，性别的主效应在这两个模型中都为负，但二者都不显著。这说明在农村地区，女儿在生活照料方面给予父母的帮助与儿子大体相当，但略多于儿子。就城乡之间的差异性来看，性别和城乡的交互项在家务劳动方面并不显著，但在照顾父母方面显著为负，所以，女儿在照顾父母方面的作用在城市家庭表现得更加突出。

上述分析表明，儿子和女儿的赡养行为在城乡之间确实存在非常明显的差异。在农村地区大体上表现为“儿子出钱、女儿出力”的分工合作的赡养模式，而在城市，女儿在经济支持和生活照料两个方面的作用都已显著超过儿子。由此可见，儿子和女儿在赡养父母时的角色转变在城市地区表现得更加明显。

谢宇和朱海燕(Xie and Zhu, 2009)的研究指出，中国城市快速的现代化过程已经改变了城市家庭传统的家庭观念。城市中女性社会经济地位的迅速提高不仅增强了女性参与家庭事务的主观意愿，而且赋予女性赡养父母的经济能力，所以城市中性别角色的转换会比农村更加明显。除此之外，唐灿等(2009)的研究还指出，生育率的下降和男性外出务工造成的传统养老资源的萎缩也是导致老人不得不依靠女儿养老的重要原因。由此可见，一方面是快速的现代化过程中女性家庭地位的迅速崛起，另一方面，人口转变也赋予女性更多的赡养父母的家庭使命。而且，无论是从现代化的程度看，还是从人口转变的速度看，城市都明显走在了农村的前面。所以，城乡之间在现代化和人口转变等方面的巨大差异很有可能是导致城乡家庭在赡养老人时表现出不同的性别分工模式的主要原因。

上文指出，现代化过程中女性社会经济地位的提高有助于改变女性传统的家庭观念，并提高她们赡养父母的经济能力。为了深入研究社会经济地位对子女赡养行为的影响，笔者在模型中增加了性别与受教育年限、性别与非农工作两个交互项。

首先，从表 7可以发现，性别与受教育年限的交互项在三个模型中都显著为负，这说明随着受教育年限的增加，女儿在经济支持、家务劳动和照顾父母三个方面相对于儿子的作用都会体现得越来越明显。经过计算，当子女的受教育年限达到17年(大学)的时候，儿子和女儿在经济支持方面已经不存在显著差异，当子女的受教育年限达到8年(初中)的时候，儿子和女儿在家务劳动方面的性别差异也会消失。随着受教育年限的继续增加，女儿在这两个方面的作用都会超过儿子。在照顾父母方面，由于子女性别的主效应本身就不显著，即使在没有接受任何教育(文盲)的情况下，儿子和女儿的作用也相差无几。显著为负的交互效应同样说明，随着受教育年限的增加，女儿在照顾父母方面的作用也会超过儿子。

表 7

表 7 固定效应模型输出结果(社会经济地位的影响) 经济支持 家务劳动 照顾父母 系数 SE 系数 SE 系数 SE 儿子 0.843*** 0.205 1.213*** 0.319 -0.020 0.246 儿子*受教育年限 -0.050* 0.023 -0.146*** 0.032 -0.077** 0.027 儿子*非农工作 -0.464* 0.205 -0.170 0.262 -0.058 0.265 年龄 -0.005 0.009 -0.025+ 0.014 -0.011 0.012 结过婚 1.389*** 0.207 2.321*** 0.329 2.045*** 0.276 受教育年限 0.086*** 0.020 0.060* 0.028 0.043+ 0.024 职业类型 非农工作 0.821*** 0.185 0.112 0.240 -0.129 0.231 农业工作 0.283 0.180 0.159 0.250 0.023 0.213 居住距离 同村/街 -1.586*** 0.149 -2.260*** 0.196 -2.700*** 0.188 同县/区不同村/街 -1.358*** 0.161 -2.883*** 0.212 -3.536*** 0.223 同市不同县/区 -1.380*** 0.205 -2.922*** 0.244 -3.802*** 0.284 同省不同市 -1.875*** 0.234 -4.800*** 0.452 -4.979*** 0.375 不同省 -1.681*** 0.196 -4.770*** 0.412 -4.894*** 0.321 似然比卡方 355.91*** 651.29*** 851.17*** 自由度 13 13 13 父母数 2 468 2 468 2 468 子女数 9 076 9 076 9 076 注：1.回归结果已加权； 2.显著性水平：+p < 0.1，*p < 0.05，**p < 0.01，*** p < 0.001； 3.职业类型和居住距离的参照组分别为“无工作”和“同住”。

表 7 固定效应模型输出结果(社会经济地位的影响)

其次，从表 7还可以发现，参加非农工作会显著增加女儿在经济方面赡养父母的可能性。笔者认为，这主要是因为，通过参加非农工作，女儿获得了可以由自己独立支配的收入来源，而非农工作的经历也有助于改变女性传统的家庭观念，这些因素共同导致参加非农工作的女性更可能在经济上赡养父母。不过，从家务劳动和照顾父母两个方面看，非农工作与性别的交互项虽然有预期的作用方向，但统计检验结果并不显著。笔者认为，这可能是因为在参加非农工作以后，女性会将大量的时间投入工作，这会影响她们在家务劳动和照顾家人方面的时间投入。

总体而言，表 7的分析结果表明，受教育年限和非农工作会对女儿参与养老产生显著的积极影响。所以，现代化过程中女性社会经济地位的提高确实是影响她们赡养行为的重要因素。

之前的分析还指出，生育率下降和人口迁移流动的增加造成的传统养老资源的萎缩也是导致老人不得不依靠女儿养老的重要原因。为了深入研究人口转变带来的影响，笔者在模型中增加了性别与兄弟姐妹数量、性别与居住距离两个交互项。

由表 8可知，性别和兄弟姐妹数量的交互项在三个模型中都是正值，而性别和居住距离的交互项在三个模型中都是负值。这一结果表明，总体而言，在兄弟姐妹数量较多的家庭和子女与父母住得较近的情况下，儿子的作用相对较大。而在兄弟姐妹数量较少的家庭和子女与父母住得较远的情况下，女儿的赡养责任会有所增加。

表 8

表 8 固定效应模型输出结果(人口转变的影响) 经济支持 家务劳动 照顾父母 系数 SE 系数 SE 系数 SE 儿子 -0.246 0.316 -0.304 0.416 -0.695 0.432 儿子*兄弟姐妹数 0.201** 0.066 0.068 0.088 0.067 0.089 儿子*居住距离 -0.146* 0.069 -0.136 0.104 -0.112 0.092 年龄 -0.002 0.010 -0.022 0.014 -0.009 0.012 结过婚 1.288*** 0.208 2.219*** 0.327 1.981*** 0.279 受教育年限 0.059*** 0.016 -0.014 0.023 0.007 0.020 职业类型 非农工作 0.579*** 0.154 0.113 0.201 -0.143 0.182 农业工作 0.258 0.177 0.176 0.242 0.039 0.212 居住距离 同村/街 -1.428*** 0.169 -2.113*** 0.228 -2.581*** 0.223 同县/区不同村/街 -1.138*** 0.205 -2.884*** 0.266 -3.408*** 0.287 同市不同县/区 -1.091*** 0.249 -2.664*** 0.295 -3.541*** 0.336 同省不同市 -1.444*** 0.291 -4.601*** 0.486 -4.654*** 0.441 不同省 -1.308*** 0.278 -4.414*** 0.477 -4.652*** 0.424 似然比卡方 355.12*** 626.00*** 843.06*** 自由度 13 13 13 父母数 2 468 2 468 2 468 子女数 9 076 9 076 9 076 注：1.回归结果已加权； 2.显著性水平：+p < 0.1，*p < 0.05，**p < 0.01，*** p < 0.001； 3.职业类型和居住距离的参照组分别为“无工作”和“同住”。

表 8 固定效应模型输出结果(人口转变的影响)

不过，从模型对交互项的统计检验结果看，这两个交互项都只在经济支持这一个维度上是统计显著的，而在家务劳动和照顾父母两个维度并不显著。笔者认为，这在一定程度上反映了儿子和女儿在经济支持和生活照料这两种赡养行为上的劳动分工。“性别角色理论”和“资源禀赋理论”都认为，儿子更适合承担支持者的角色，而女儿更适合承担照顾者的角色，所以女儿对儿子养老职能的替代主要是就经济支持而言的。受到传统性别角色分工和性别规范的影响，女儿往往会承担更多的照料责任，所以女儿在这些方面的责任不会因为家庭养老资源的萎缩而有特别显著的增加。

本文使用CFPS在2010年的初访调查数据，从经济支持和生活照料两个方面对儿子和女儿的赡养功能进行系统的比较后发现，在当代中国家庭中，儿子赡养父母的总效应依然大于女儿，但这在很大程度上是因为他们更可能与父母同住。一旦我们将性别通过居住方式所产生的间接影响控制住，儿子就仅在经济支持方面的直接效应超过女儿，而女儿在生活照料方面的直接效应已显著超过儿子。分城乡的比较研究发现，这种“儿子出钱、女儿出力”的性别分工模式主要体现在农村地区，而在城市中，女儿在经济支持和生活照料两个方面的直接效应都已超过儿子。所以，中国传统的以儿子为核心的赡养方式虽然没有彻底瓦解，但确实已经发生明显变化，快速的人口转变和女性社会经济地位的提高是导致这些变化的重要原因。本文的这些发现不仅有助于我们认识中国家庭的变迁规律，而且在老龄化的背景下，对中国日益严重的养老问题也具有极为重要的参考价值。

首先，在现代化和人口转变的宏观背景下，中国父系家庭制度的变迁一直是国内外学者极为关注的研究课题。本文关注的焦点虽然仅集中在家庭养老领域，但它对我们认识父系家庭制度在其他领域的变迁同样具有非常重要的启发意义。因为从理论上看，儿子的赡养责任不仅是他们获取财产继承权的必要前提和基础(唐灿等，2009)，而且在很大程度上导致中国父母在生育观念上对男孩的偏好(莫丽霞，2005)和在子女养育和代际交往中对女儿的歧视(叶华、吴晓刚，2011)。那么，女儿养老功能的提升是否会改变中国“传男不传女”的单系继承制度，女儿工具性意义的提升对父母的性别偏好会产生什么样的影响？这些都是极富理论意义和现实意义的重要问题。所以，观察中国赡养制度的变化很有可能会成为我们认识整个父系家庭制度变迁的突破口。

其次，中国“从夫居”的居住传统虽然有利于儿子履行赡养父母的责任，但在很大程度上限制了女儿的养老功能。本文发现，在与父母的居住方式完全相同的情况下，儿子能够提供更多的经济支持，而女儿能够提供更好的生活照料。所以，笔者认为，老人应该根据自身的需求做出最适合自己的居住选择。在农村社会养老制度尚不健全的情况下，老人在经济上对子女的依赖性依然很高，所以，农村老人选择与儿子同住具有一定的经济理性成分。但在城市中，养老金的覆盖率和保障标准都比较高，老人不仅具备一定的自养能力，甚至还能帮助经济上有困难的子女。所以，城市老人在经济上对子女的依赖已经大为降低。相比之下，他们在生活照料方面的需求正变得越来越重要。所以，对城市里的老人而言，与女儿同住可能是一个更加理想的选择。

第三，本文将样本限定在多子女家庭，一方面是为了满足家庭内部比较的研究需要，另一方面也是基于当前大多数中国老人都有多个子女的客观事实。研究发现，在多子女的情况下，兄弟姐妹可以根据自身的角色定位和资源优势在赡养父母时进行合理的劳动分工。例如，“儿子出钱、女儿出力”就是当前农村家庭普遍实行的一种性别分工模式。但随着中国人口生育水平的持续下降，未来将有越来越多的老人只有一个子女，这势必会打破已有的兄弟姐妹之间的分工合作模式，造成独生子女“既要出钱、又要出力”的不利局面。所以，独生子女家庭的大量出现将对中国传统的赡养制度形成强烈的冲击，女儿的参与虽然有助于缓解家庭的养老危机，但并不足以解决独生子女家庭的养老问题。如何调动各方面的资源以应对老龄化和少子化的双重冲击已是摆在我们面前亟须解决的重大问题。

最后，虽然本文使用了家庭内部比较这种较为严谨的数据分析方法，并结合经济支持和生活照料两个方面，力求对儿子和女儿的赡养行为进行更加全面的研究，但由于数据本身的限制，本文的分析结论也不可避免地存在一些缺陷。例如，本文发现，与父母同住可以大大增加对父母的经济支持和生活照料，但从另一个角度看，老人对子女的经济依赖和照料需求也会反过来影响居住方式的选择。虽然从分析技术上看，固定效应模型能够控制所有的父母特征，包括父母的年龄、健康和各种养老需求，但本文并未对这种内生因果问题进行细致的研究，这个问题还有待后续的研究去探讨。再如，本文的主要目的是比较儿子和女儿的养老功能，但由于数据的限制，我们并未考虑儿媳在其中所发挥的作用。在中国的家庭传统中，女儿出嫁以后将要和丈夫一起孝敬丈夫的父母，所以，在传统中国社会，女儿的养老功能实际上是通过儿媳妇这一特定的角色得以实现的，但目前所有的调查数据都未询问儿媳妇对公婆的赡养，所以我们很难分清老人回答的来自儿子的经济支持和生活照料中，有多大比例是由儿媳妇提供的，有多大比例是儿子自己提供的。这个问题只有期待在未来能够掌握更多数据资料的情况下再来回答。

在因变量的测量方面，很多研究指出，子女对父母的赡养应当包括经济支持、生活照料和精神慰藉三个方面，但CFPS仅询问了经济支持和生活照料两个方面的信息，没有询问子女在情感方面对父母的支持(如探望频率、打电话的频率等)，这在一定程度上限制了本文的研究。而且仅从经济支持和生活照料两个方面来看，CFPS也只询问了子女是否有过赡养父母的行为，而没有进一步询问赡养行为的强度。例如，CFPS没有询问子女给父母经济支持的数额，也没有询问帮父母做家务和照顾父母的频率，这也是本文的缺陷之一。总而言之，有关家庭养老的研究还有很多重要的问题没有妥善解决，笔者也希望本项研究能够抛砖引玉，通过学术同仁的共同努力来推动相关领域的研究不断发展。

1.参见：谢宇.2012.《中国家庭动态跟踪调查(2010)用户手册》。http://www.isss.edu.cn/cfps/wd/jsbg/2010jsbg/

2.如果夫妇双方都在样本中，分析时就留下了这些夫妇中个人编号较小的一方进行分析。例如，夫妇登记时的顺序号分别为1号和2号，那我们留下1号，删除2号。