青年家庭（共4篇）
青年家庭 篇1
男男性行为者(men who have sex with men,MSM)是指与同性发生性行为的男性,由于无保护肛交性行为、多性伴等成为艾滋病感染的高危人群[1]。随着我国对艾滋病控制力度的不断加强,HIV经血液传播感染得到有效控制,但MSM人群的HIV感染率却呈现不断上升趋势[2,3,4]。青年学生MSM感染HIV也逐渐增多,天津市2006—2011年共报告15~24岁青年学生HIV/AIDS感染者54例,同性性传播为主要传播途径(79.63%)[5]。有文献显示,MSM人群比普通人群具有更多、更复杂的心理问题[6],而抑郁、焦虑、精神分裂症、认知、情感和人格障碍等心理问题又增加了感染HIV的风险[7],男男性行为者的心理问题与高危险行为及HIV感染有关。肯尼亚的一项研究也提出,艾滋病预防干预应结合心理健康的干预[8]。既往的研究还表明,家庭环境影响学生的心理发展[9,10]。因此,关注青年学生MSM的心理健康状况尤为重要。本研究运用心理健康症状自评量表(SCL-90)[11]对青年学生MSM心理健康状况进行评价,分析其与童年家庭环境的关系,为改善该人群心理健康状况提供参考。
1 对象与方法
1.1 对象
采用方便抽样的方法,从天津市区级疾病预防控制中心和艾滋病社会组织招募自述性取向为同性恋或双性恋、发生过同性肛交性行为的高校在校学生,共50名,来自全市12个区的25所大中专院校。年龄范围为18~33岁,平均年龄为(21.82±2.50)岁,均为未婚男性。其中汉族学生47名;天津本市学生19名,外省学生31名;在本地居住不足2 a的12名;专业分布为:理工类25名,文史类16名,艺术类6名,医学类1名,经济管理类2名;性取向为同性恋的44名,双性恋的6名。全部研究对象对本研究知情同意并签写知情同意书。
1.2 方法
于2015年5—7月,到天津市区级疾病预防控制中心和艾滋病社会组织所在的场所,对研究对象进行逐一的、面对面的访谈式问卷调查,调查内容包含基本信息、家庭环境和SCL-90量表等部分。基本信息主要包括年龄、民族、户籍所在地、在本地居住时间、所学专业类别及性取向等问题。家庭环境包括成长家庭和童年与父母亲的关系是否融洽等问题。SCL-90量表[11]由10个项目共90个题目组成,采用5级计分,按严重程度从轻到重依次计1~5分,要求评定者对量表的每一项根据自己近1周的实际情况作出独立的评定,主要从躯体化、人际关系敏感、焦虑、抑郁、敌对、偏执、强迫症状、恐怖、精神病性和其他(如饮食睡眠等)等10个方面反映个体的心理健康状况。根据全国常模[12],总分超过160分,或阳性项目(不选1的项目)数超过43项,或任一因子分超过2分(≥2分)考虑为筛查阳性。基本信息问卷、家庭环境问卷由调查员询问填写,SCL-90量表由调查对象自行填写,填写过程中进行严格的质量控制。
1.3 统计学方法
使用Epi Data 3.1软件建立数据库并对问卷进行双录入。统计分析使用SPSS 17.0软件,计量资料采用(±s)表示,采用t检验进行比较,计数资料用百分率表示,采用χ2检验进行比较,检验水准α=0.05。
2 结果
2.1 青年学生MSM的心理健康状况
以总分超过160分、阳性项目数超过43项、任一因子分数超过2分为阳性的检出率依次为34.0%,30.0%,66.0%。任一因子分数≥3分即提示可能有明显心理问题[13]的检出率为20.0%。见表1。青年学生MSM平均阳性项目数为(33.06±19.02)项。
2.2 青年学生MSM心理健康状况与全国常模比较
经t检验,两组人群的强迫症状、抑郁、焦虑、精神病性和总均分差异均有统计学意义(P值均<0.05),青年学生MSM的因子分高于全国常模;其余各项因子分差异均无统计学意义(P值均>0.05),排在前5位的心理问题依次是强迫症状、抑郁、其他、人际关系敏感、焦虑。见表2。
2.3 青年学生MSM心理健康状况与童年家庭环境的关系
是否与亲生父母生活和童年时与父母亲的关系对总分>160分、阳性项目数超过43项、任一因子分数≥2分3项阳性筛查标准的阳性检出率的影响均无统计学意义(前者与3项阳性筛查标准比较的连续性校正χ2检验依次为3.327,1.550,0.000,后者依次为3.319,0.798,0.030,P值均>0.05)。是否与亲生父母生活对SCL-90量表各因子分的影响均无统计学意义(P值均>0.05);童年与父母亲关系融洽组的人际关系敏感、偏执、其他因子分及总均分、阳性项目数均低于不融洽组,差异具有统计学意义(P值均<0.05)。见表3。
3 讨论
MSM已成为我国艾滋病感染高危人群中最受关注的人群[14]。我国青年学生MSM感染HIV也备受关注[15,16,17]。在本研究中,66.0%的调查对象处在轻度甚至严重心理困扰水平,且强迫症状、其他、抑郁、焦虑等方面的阳性症状更为明显。因子得分排在前5位的依次为强迫症状、抑郁、其他、人际关系敏感和焦虑。本研究样本人群的强迫症状、抑郁、焦虑、精神病性因子分及总均分均高于全国常模。综合考虑,本研究样本人群的强迫症状、抑郁和焦虑3方面症状都较为明显,与杨芳等[18]对武汉市132名在校大学生MSM的调查结果一致;但本研究SCL-90测试的总得分超过160分的检出率、任一因子分超过2分的检出率、可能存在明显问题的比例均低于武汉大学生MSM;总均分、除其他以外的9个因子分也均低于武汉大学生MSM。提示本研究样本人群的心理健康状况偏好一些。
研究还表明,童年家庭环境虽然没有影响阳性检出情况,但童年与父母亲关系却影响了抑郁、偏执、其他等方面水平和整体的心理健康状况。说明童年家庭环境对青年学生MSM心理健康状况有一定的影响。杨泰[19]、和红等[20]的研究也显示了不和谐的家庭关系、未与亲生父母生活的家庭结构对大学生心理健康均产生严重影响。
以往的研究表明,存在心理异常、焦虑、抑郁和精神病性指征的大学生更容易发生性行为、不使用安全套和拥有多个伴侣,而在MSM中不使用安全套和拥有多个性伴侣又会增加患艾滋病的风险,从而会加剧其心理不良状况,进而形成恶性循环[21]。因此改善MSM的心理状况十分重要。
总之,青年学生MSM普遍存在一定的心理问题,并在一定程度上受童年家庭环境的影响,提示家庭环境在青少年成长中具有重要意义;应对MSM中青年学生开展相应的心理辅导,同时应该强调家庭环境在青少年心理成长中的重要性。
摘要：目的 评价青年学生男男性行为者(MSM)心理健康状况及其与童年家庭环境的关系,为改善青年学生男男性行为者心理健康状况提供参考。方法 2015年5—7月,采用方便抽样法从天津市区级疾病预防控制中心和艾滋病社会组织招募青年学生MSM 50名进行问卷调查,调查内容包括基本信息、家庭环境、SCL-90量表。结果 研究对象性取向为同性恋、双性恋者依次占88.0%(44/50),12.0%(6/50)。SCL-90量表总分超过160分、阳性项目数超过43项、任一因子分超过2分的检出率依次为34.0%(17/50),30.0%(15/50),66.0%(33/50);可能有明显的心理问题(任一因子分≥3分)的检出率为20.0%(10/50)。青年学生MSM的强迫症状、抑郁、焦虑、精神病性和总均分的平均值依次为2.04,1.82,1.65,1.52,1.65分,均高于全国常模,差异均有统计学意义(P值均<0.05)。童年与父母关系融洽组的人际关系敏感、偏执、其他的因子分及总均分、阳性项目数依次为1.55,1.49,1.65,1.57分和29.61项,均低于不融洽组(分别为2.08,1.88,2.26,1.87分和41.93项),差异均有统计学意义(P值均<0.05)。结论 青年学生MSM普遍存在一定的心理健康不良,并在一定程度上受童年家庭环境的影响。应对MSM中青年学生开展心理健康教育,同时关注家庭环境在青少年成长中的重要意义。
关键词：同性恋,男性,健康状况,家庭,环境,精神卫生,学生
青年家庭 篇2
日前，广州市青年文化宫婚恋研究中心对此作了调查，并发布《广州市青年婚恋家庭需求调查报告》。调查从个人婚恋观念、婚恋家庭文化建设需求两个方面展开，调查对象是20岁—40岁的1000名市民，未婚占79.6%，已婚占19.4%，本市户口与非本市户口大致各半，男女大致各半。调查显示，住房问题成为广州青年“恐婚”的原因之首;此外，夫妻之间的经济差异过大也会让婚姻的小船“说翻就翻”。
结婚压力
住房成“恐婚”的原因之首
对于不少年轻人而言，说“我爱你”容易，但想“拉埋天窗”就“压力山大”。根据调查，认为结婚压力来自“住房”的受访者占比75%，65.6%的受访者表示结婚还存在着“储蓄压力”。随后是“家庭认可”(42.5%)、“婚庆费用”(40.3%)，“了解程度”只占29.5%。
调查还显示，本地居民的压力似乎更大一些。数据显示，广州户口居民在住房、储蓄压力、家庭认可、婚庆费用、了解程度、心理恐惧和机会成本等结婚压力方面的占比均高于非本市户口居民。记者了解到，目前不少准备结婚的年轻人都是采取“父母付首付、夫妻供楼”的方式拥有一套自己的房子。“我觉得只要两个人在一起，租房也可以。”家在天河的刘女士表示，虽然自己对房子“无所谓”，但父母却将房子列为结婚的“硬性条件”。
结婚功能
男性比女性更看重“繁衍后代”
既然婚姻令不少人“恐惧”，那人为什么还要结婚呢?经调查记者发现，66.1%的受访者认为一旦两人领证了，则意味着拥有“法律保障”，62.6%的人认为可以“繁衍后代”、49.3%的人认为有了“情感陪护”。还有约三成的受访者认为结婚可以“分担家务”，近两成认为“节约生活成本”。
调查发现，男性比女性更看重“繁衍后代”，男性占62.9%，比女性高15个百分点。非本市居民更看重“情感陪护”，占56.6%，比本地居民高16个百分点。已婚者则比未婚者更看重“分担家务”，占41.2%，比未婚者高12个百分点。此外，在“保护两性权益”一项，已婚者比未婚者高14个百分点。
结婚条件
经济是基础 决定婚姻的质量
一旦过了“心理关”决定结婚，广州青年认为婚姻需满足什么条件?在众多受访者看来，经济是基础，决定着婚姻的质量。
调查结果显示，逾七成受访者认为，结婚需要满足的条件中最主要是“有一定经济基础”，女性比男性更加看重这一点，比男性高近11个百分点。其次是“有感情基础”(占69.5%)和“家长认可”(占60.5%)。
相较于本地居民，非本市居民更看重“拥有住房”和“符合法规”，前一项比本市居民高14个百分点，后一项高8个百分点。“贫贱夫妻百事哀。”林先生告诉记者，自己与女朋友已经“长跑”5年，感情已经到了谈婚论嫁的地步，但经济条件还未“及格”，“一旦结婚，希望自己有能力给她更好的生活”。
记者发现，在“结婚需满足的条件”的选项中，选择比例最低的一项为“经历试婚”。但男性选择该项的比例是女性的两倍，10.9%的男性认为结婚前需要有试婚的经历。
婚姻长度
经济差异过大 婚姻小船易翻
结婚后，影响婚姻长度的因素有哪些?仍是钱的问题。调查显示，73.2%的受访者认为影响婚姻稳定的因素是“经济差异”，这意味着夫妻之间的经济差异一旦过大，婚姻的小船容易“说翻就翻”。近七成的受访者表示，二人之间的“感情基础”亦是能否天长地久的影响因素，随后是“性格差异”(65%)、“兴趣爱好”(59.3%)、“家庭背景”(54.6%)。值得关注的是，受访者认为“夫妻地位”、“性生活”对婚姻是否稳定的影响甚微，二者占比均为一成左右。
婚姻知识
女性爱同闺蜜商量讨教
有男同胞感慨，一对男女是否在一起、分手、结婚、离婚，几乎完全取决于女同胞的.“闺蜜团”。因此，不少恋爱攻略支招，想要搞掂一个女生，就要先搞掂这个女生周围的朋友。这样的说法并非毫无依据。
此次调查中，对于获取婚姻知识的来源，虽然前三名分别是“互联网”(58.4%)、“学校教育”(43.2%)、“婚姻书籍”(36.4%)，但在第四名的“朋辈学习”一项中，女性比例明显高于男性。有四成女性表示对于婚姻的相关疑惑，会向自己的闺蜜讨教、商量。
家庭文化
近半受访者“一知半解”
过半受访者对婚姻家庭文化“一知半解”，“十分了解”只占2.2%。女性对婚姻家庭文化的不了解程度高于男性。受访者最迫切需要了解婚姻家庭文化的内容中，前三位是“恋爱技巧”(占49.6%)、“沟通技巧”(47.8%)、“家庭教育”(39.7%)，“法律法规”垫底，只占12.9%。此外，年龄越小，受访者对“法律法规”重视的程度越低。
对于如何进行婚姻家庭文化建设，受访者认为，婚前辅导课程(占55.2%)、婚姻文化节活动(占38%)、家庭文化影视(占33.6%)、社区婚恋讲座(占33.3%)、婚姻家庭读本(占31.9)是最有效的五种方式。根据调查，“婚姻家庭社工”这一方式受到本地居民认可，占35.5%。
青年家庭 篇3
关键词：家庭资产组合；背景风险；结构方程模型
中图分类号：F224 文献标识码：A 文章编号：1003-9031（2012）10-0016-05 DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2012.10.04
一、引言
以Merton（1969）、Samuelson（1969）的文献为里程碑，家庭资产组合理论得到了极大的发展，消费和投资仍然是家庭投资行为的主要线索[1-2]。自2006年至2011年，我国的国民生产总值以9%以上的年增长率保持稳步上升态势，2011年末GDP已达到47.2万亿元，与此同时我国居民的储蓄水平也一直居高不下，2011年末由居民家庭贡献的存款总量达到35.2万亿元人民币。而2010年我国的居民消费支出水平不足14万亿元。如此高而单一的储蓄方式，加之落后于世界水平的消费率，令人堪忧。在全球经济低迷的环境中，引导家庭进行科学的投资，特别是属于主力军的中青年家庭的投资，在增值保值的前提下鼓励家庭的消费、拉动内需，有着重要的意义。
二、理论支持与研究思路
现代投资组合理论之父Markowitz（1952）的《Portofolio Selection》一文首次提出了金融市场投资者的偏好可由投资者期望收益（均值）和方差的分析框架来测定，试图解决投资者单期资产配置问题[3]，这一理论标志着现代资产组合理论的开启。从最早的Markowitz均值-方差的单期分析模型，到纳入各种内外生因素的跨期选择模型，现代资产组合理论经历了一系列阶梯式的发展。
本文的研究思路正是验证各种背景风险、人口统计特征因素等在家庭资产组合决策过程中的影响作用。考虑到家庭金融资产选择的复杂性，研究过程受条件精力限制不可能将所有的因素都涵盖在内，因此在总结国内外文献的基础上，本文提出了以下几点假设。
假设1：家庭安全资产的重要构成为储蓄存款。
假设2：房产对于家庭其他的风险资产具有挤出效应。当房产在家庭金融资产中的比重越大时，家庭对于其他风险金融资产的投资程度越低，家庭参与证券市场的可能性越低。住房本身具有投资性和消费性两个特点，与住房相关的贷款规模直接影响了人们对于金融资产的投资，同时它的可消费性也满足了家庭的一部分效用。
假设3：家庭金融资产的持有与劳动供给弹性大小成正比[4]。当家庭可以灵活调整自己的劳动供给弹性时，就可以根据现期和未来的情况来变动自己的劳动供给，也就是通过调整自己的人力资本来规避风险或者平滑消费。
假设4：家庭经济特征，主要是财富水平对于家庭投资金融资产具有财富效应。当家庭越富有时，越愿意投资金融资产。随着家庭经济状况的提升，家庭收入节余日益积累，家庭的资产需求也会随之提升，家庭需要借助于金融产品才实现财产的保值乃至增值。同时家庭财富水平的改善，也会降低其风险厌恶程度，家庭更有能力支付进入市场的参与成本。因此，财富积累促进了家庭金融资产的投资。
假设5：收入风险对于家庭风险性资产的投资具有替代作用。人力资本是风险性资产的隐性部分。当收入面临的冲击较大，波动较大时，人力资本的风险程度上升，自然会替代了家庭对于其他风险资产的需求。
假设6：风险资产持有比例与教育年限呈正比。这一假设也很容易理解，人力资本与教育投资紧密相连，受教育程度较高的投资者的人力资本总量也较高，同时对于投资环境和产品本身的信息收集和分析能力较强，可以将自身的成本降低，更容易规避风险。
假设7：家庭在不同的年龄段对于风险资产的持有比例不同，在生命周期中呈现驼峰状。生命周期效应。家庭资产组合过程是一个动态的过程，投资者会根据每一阶段的不同特点调整自己的投资决策。年轻家庭处于生命周期中人力资本水平最高的阶段，对于风险资产的承受能力较强，但受制于财富的积累以及经验种种因素，导致风险金融资产的持有较高，但并不是最高。相比之下中年家庭在各因素作用下达到风险资产持有的高峰水平。而临近退休的老年人风险承受水平最低，适合转向较为保守的安全资产投资。
假设8：当家庭面对各种内外生因素时，做出的资产组合决策与单独考虑某一因素时的决策结果可能存在区别，因为家庭金融资产选择是一个综合的动态过程，是每一要素共同作用的结果[5]。
三、数据样本、分析变量和实证方法
（一）数据来源和处理
本文采用的数据来源于“中国家庭收入项目调查（Chinese Household Income Project，简称CHIP）”。CHIP对外公开的最新版本为2002年数据，也是本文的统计实证研究基础。
在个人数据的基础上按照个人编码和对应的家庭编码进行汇总后，处理了异常值和缺省值，筛选出户主年龄处于25～55岁之间的家庭，得到本文的实证样本量为5278。同时，对本文需要的变量进行了如下处理：
1.基本信息，包括年龄、婚姻、教育年限、所在省份。其中，年龄婚姻均按照户主的资料统计所得，按照“25～30岁”，“31～40岁”，“41～50岁”，“51～55岁”分别进行1～5赋值。婚姻遵循CHIP调查问卷按照“未婚”、“有配偶”、“离婚”、“丧偶”和“其他”分别进行1-5的赋值。教育年限按照“0～9”、“10～12”、“13～15”、“16”、“17及以上”分别进行1-5的赋值，这一划算标准是按照全国大部分全日制学历完成时长来界定。所在省份按照家庭住址所在地统计。
2.家庭职业情况，包括劳动力人数、获得工作来源、所在行业。其中，劳动力人数按照国家统计局指标规定进行统计。获得工作来源按照户主数据统计，遵循CHIP调查问卷“政府安排（包括正常工作调动）”、“顶替”、“公开考试”、“就业部门介绍”、“报纸招聘”、“私人介绍”、“自己寻找”、“自干个体”、“私营”、“现在不工作”、“其他”分别进行1～16的赋值。职业行业也按照户主的资料，遵循问卷中工作单位所在行业“农、林、牧、渔业”、“采掘业”、“制造业”、“电力”、“煤气及水的生产和供给业”、“建筑业”、“地质勘查业、水利管理业”、“交通运输、仓储及邮电通信业”、“批发和零售贸易、餐饮业”、“金融保险业”、“房地产业”、“社会服务业”、“卫生、体育和社会福利业”、“教育、文化艺术和广播电影电视业”、“科学研究和综合技术服务业”、“国家机关、党政机关和社会团体”、“其他行业”分别进行1～16的赋值。
3.家庭收入和支出情况，包括家庭全年总收入、消费总支出、以及各分类收入和消费指标。其中，全年总收入按照“1万元以下”，“1～2万”，“2～5万”，“5万以上”分别进行1～4赋值。年消费总支出按照“0.5万元及以下”，“0.5～1万元”，“1～2万元”，“2～5万元”，“以及5万元以上”分别进行1～5赋值。
4.家庭资产情况，包括净资产、银行活期存款、股票、债券、储蓄类商业保险、自由房屋的市场现值。其中，净资产按照“0.5万元及以下”，“0.5～2万元”，“2～10万元”，“10～20万元”，“20万元以上”分别进行1～5赋值。
在CHIP中，房产被分到非金融资产中，而在本文中考虑到房产的投资性和消费性特点，将其划分为风险性金融资产，与股票共同构成主要的风险性金融资产。将存款、债券以及储蓄性商业保险共同列为无风险金融资产。
（二）分析方法
本文拟用结构方程模型的方法，探索经济特征、劳动供给弹性等等潜在因素对于风险性和非风险金融资产的相互作用。结构方程模型是当代行为与社会领域量化研究的重要统计方法，它融合了传统多变量统计分析中的“因素分析”与“线性模型之回归分析”的统计技术，对于各种因果模型可以进行模型辨识、估计与验证。在量化研究取向之多变量统计方法中，有越来越多的研究者使用SEM进行各种测量模型或假设模型图的验证。
（三）变量选取
在对样本数据进行因子分析后，选取进入模型的具体变量如表1所示。
四、实证及结果分析
（一）模型构建
根据先验的结果，假定家庭金融资产组合的决策受到家庭的经济特征、劳动供给弹性以及人力资本等因素的共同影响。在理论假设的基础上，从模型的简洁性角度考虑，不增列变量之间的共变关系，构建出家庭金融资产配置行为的最简约的模型，如图1所示。
据此，将结构方程写成：
测量方程则可以写成：
EXP=11+1，NA=21+2，INC=31+3，NOL=42+4，MAG=52+5，JOB=62+6，GEN=72+7，EDU=83+8，AGE=93+9，STO=101+10，HOS=111+11，INS=132+13，DEP=142+14，BON=152+15。
（二）模型识别
结构方程模型估计的先决条件就是模型的可识别性。模型识别的t法则条件为：
t？燮（p+q）（p+q+1）
其中，p为模型的外因测量指标个数；q为内因测量指标个数；t为待估计的自由参数个数，则模型的自由度df=（p+q）（p+q+1）-t。即当模型的自由度非负的时候，模型就是可识别的。在预设的模型中，p+q=14，t=34，df=71>0，模型可以识别。
（三）结果分析
1.拟合结果分析。AMOS17.0对初始模型用最大似然法估计后，所得指标拟合效果欠理想，根据软件给出的修正指标增列误差项间共变关系后，得到的拟合结果如表2所示。
从表2中可看到，无论是绝对适配指标，还是相对适配指标，模型的各个拟合程度指标均得到了很好得提升，修正后的模型适配水平非常理想。考虑到指标尺度的问题，残差的均方和平方根采用了标准化值，有学者提出SRMR较RMR更有参考价值[6]。
2.结构方程参数估计结果分析。在确定修正模型已达到了很好的适配性后，进行模型参数的估计，首先看表3结构方程的参数估计结果，这也是决定家庭金融资产分配决策的主要路径。
估计结果清晰地反映出了以下几点结论：
一是在5%的显著性水平下，人力资本对于家庭金融资产的投资影响显著。同时可以发现，正的系数说明了家庭投资金融资产的倾向随着人力资本的积聚呈现出上升的趋势。
二是经济特征仍然是家庭投资决策的首要影响因素，这一结果无论是用何种研究方法都得到了论证。不管是风险性资产，还是非风险资产，家庭都会衡量其经济状况，根据消费节余等行为来决定对于金融资产的持有大小。非负的系数也说明了财富效应的重要作用，由此，证明了假设4。
三是家庭的劳动供给弹性对于资产配置的影响是显著的。但注意到此处劳动供给弹性的系数为负，这与选取的测量指标有关，由于CHIP问卷中并没有关于劳动供给时间和闲暇这一定义指标的调查，因此这里选择了其他测量指标来反映劳动供给弹性。具体指标含义将在下面的测量方程结果中加以分析。
3.测量方程参数估计结果分析。从潜变量对观测变量的参数估计结果可以看到，所有观测变量均通过了显著性检验，甚至都在1%的显著性水平下显著，说明选取的测量指标都是对于潜在变量的很好反映，与潜变量直接紧密相关。而为了让因果路径的影响强弱更加具有可比性，下面将采用标准化的路径系数进行各变量的分析。
4.标准化路径系数分析。为了更清楚地对比变量之间的影响路径的强弱，表5给出了变量的标准化参数估计结果。
标准化路径系数清楚地反映出以下几点结论：
一是在影响家庭资产配置决策的所有因素中，经济特征仍然是最重要的考虑，其次是人力资本，最后是劳动供给弹性。
二是经济特征对于风险资产决策的影响力大于对非风险资产的影响，而人力资本对非风险的资产配置的影响稍高于对风险资产投资的影响，劳动供给弹性的影响作用在两种资产上持平。
三是风险资产的主要形式表现为房产，它解释了家庭风险资产不确定性的一半，股票只反映了风险的不到三分之一。由此可以看出房产对于其他形式的风险资产具有一定的挤出性，同假设2得出的结论相符。
四是非风险资产方面，存款仍然是家庭主要的持有形式，保险和债券紧随其后，与前文描述性统计结果十分吻合，再一次证实了假设1。
五是在人力资本对风险资产的作用过程中，年龄与预期的影响路径一致，随着家庭年龄的增长，拥有的人力资本随之减少，因此家庭在年轻的时候相对更具有承担风险的能力，而接近于退休阶段则将投资趋于保守化。而具体到家庭持有风险资产在生命周期内是否呈现驼峰状，由于结构方程模型只能给出影响因素的作用效应，只能通过描述性统计结果加以窥探。另外，受教育年限的提高使得人力资本的积累程度大大提高，这也解释了学历较高的投资者相对学历较低者更多的持有风险资产，即证实了假设7。
六是经济特征的三大观测指标，即消费支出、净资产和收入均表现为正的影响路径，且作用明显，系数均较大。
七是劳动供给弹性的观测变量比较复杂。显然，劳动力人数的上升增加了家庭劳动供给的弹性空间，而婚姻的解散对于家庭造成了一定的负担，不同的行业工作环境和劳动强度的不同也都决定了家庭存在不同的劳动供给弹性。而可以顶替父辈职位的家庭，获得的世代交叠效应较为显著，因此也拥有弹性的劳动供给。结合观测变量的具体含义进行分析，得到的结论与已有的实证结论一致，劳动供给弹性确实影响了家庭对于资产的配置。总之，弹性的劳动供给会给家庭的投资决策带来更大的空间。假设3也得到验证。
八是家庭关于金融资产组合的决策，最终的影响路径受到所有观测变量的共同影响，某一个因素并不能决定最终的决策结果，因此家庭的资产配置行为是一个动态的复杂的决策过程，是家庭根据自己各方面因素综合考量后的审慎结果，由此证实了假设10。
五、政策建议
（一）提高居民收入水平，缩小城乡收入差距
各种统计结果均显示，财富状况仍然是我国家庭资产配置行为的首要制约因素，因此提高居民的收入水平是根本措施。本文研究对象仅限于城镇居民家庭，若考虑农村家庭，金融市场的参与水平则更加不乐观。只有不断提高居民的可支配水平，并有意识地缩小城乡收入差距，才能鼓励更多的家庭参与金融市场，去了解和尝试各种金融工具。
（二）加强社会保障性措施的推进，完善社会保险制度
我国居民家庭的预防性储蓄动机一直居高不下，近年来甚至呈现增长的趋势。与此同时，我国正面临与日俱增的社会负担以及老龄化的严峻考验。为了解决这一问题，加强社会保障性措施的全面推进，同时完善社保、医保等社会保险体系，鼓励商业保险的开发和推广普及，是缓解我国家庭持有流动性较高、刺激家庭参与资本市场的有效途径。
（三）降低资本市场参与门槛，丰富多样化金融产品
市场参与度低，投资品种单一，是我国家庭风险投资的主要特点。通常只有富裕的家庭，或是教育程度较高的家庭愿意进入资本市场。我国金融监管部门应当降低资本市场进入门槛，降低市场参与成本，从而吸引更多的投资者。另外，还应丰富开发多样化的投资产品，并进行科学的宣传和指导，引导家庭进行合理的资产规划。
（四）合理调控楼市，降低房产的投资属性
可以看出，房产在我国家庭中的地位已经相当之高。近年来，越来越多的人利用住房进行投机，房产的作用已经背离了其最初的角色，楼市风险也加大。随着房价的抬升，我国家庭大部分选择的抵押贷款的风险也随之增大。为了避免楼市的泡沫化，维护居民的利益，应当对楼市加强监管，抑制投机现象，合理调控房价，将房产的作用拉回到理性的水平上。
（责任编辑：陈薇）
参考文献：
[1]Merton R·C.Lifetime Portfolio Selection under Continuous-time Case[J].Review of Economics and Statistics，1969（6）.
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[4]Bodie Z，Merton R. C， Samuelson W.Labor Supply Flexibility and Portfolio Choice in a Life-Cycle Model[J].Journal of Economic Dynamics and Control，1992（16）.
[5]卢家昌，顾金宏.城镇家庭金融资产选择研究：基于结构方程模型的分析[J].金融理论与实践，2010（3）：77-83.
青年家庭 篇4
河南省x高校青年教师住宅小区共有144户,家庭的核心成员至少一个是该校25岁到40岁的在该高校工作的青年教师。其中,有130户的青年教师来自农村,比重达到90%,115户家庭中长期有农村老人居住。本文的结论均基于该青年教师住宅小区的走访调查。农村老人,孩子或者去城市打工,或者大学毕业留在城市工作,他们就成了空巢老人。这些空巢老人在会几近暮年时选择向城市迁移。
1 农村老人向城市迁移的原因
1.1 年老体衰,不能自我料理生活起居
尽管新型农村合作医疗已经普及中国的大部分农村,但农村老人只会用于治病而不是防病更不会用于保健,具体表现为他们一辈子都不会主动去医院体检一次,更别说定期去检查身体。因此农村老人一旦感到身体不适,大多数情况下会被诊断为大病或者已是癌症晚期。这些生病的农村老人,失去了继续在庄稼地里“刨食”的能力,唯有流转土地的使用权,在主要靠家庭养老的前提下,投奔孩子工作的地方接受儿孙的照顾而向城市迁移。在这次走访调查的144户家庭中,5户家庭的来自农村的老人卧病在床。
1.2 照顾孙辈
父母年过半百,孩子成家立业。老人盼着能早些抱上孙子,农村老人的这一愿望更为强烈。随着孙辈的出生,另一个问题就会提上日程。谁来照顾孩子?对于这些家庭来说,让留守在农村的老人来照顾孩子,既不用担心孩子会被虐待甚或丢失,又省去了一笔开销。在各种压力之下,综合各方面的考虑,一些农村老人就被邀请或被要求向城市迁移。在这次走访调查的144户家庭中,104户家庭的老人都是出自照顾孙辈的目的移居城市的。
1.3 儿孙为尽孝道要求老人离开农村
现在已然不是父母在不远游的时代,农业有机构成的提高使得很多劳动力在农村成为相对过剩人口,这些相对过剩的劳动力奔向城市做了农民工。还有部分农家子弟大学毕业留在了城市做了打工一族,他们都在辛苦工作养家。城市对他们或许不怎么宽容,但他们仍然会在条件允许时把留守在农村的老人带到城市,让农村老人感受一下城市的公共资源,赡养父母以尽孝道。
2 向城市迁移过程中农村老人的态度
俗语说家家有本难念的经,家庭与自身情况的差别使农村老人在对待向城市迁移的态度上有很大区别。
2.1 拒绝
有些农村老人舍不得庄稼地舍不得宅基地,也有出于担心婆媳关系不容易相处的考虑,会选择拒绝向城市迁移,在调查对象中,这部分比例占到10%。对他们来讲,舍弃生活了几十年的宅院,就意味着放弃原来的生活方式,重新去适应原来他们不曾设想的城市节奏,选择拒绝也在情理之中。
2.2 被迫接受
可怜天下父母心,帮忙照顾孙辈也被他们自己认定为不可推卸的义务。如果女儿或儿子反复提及宝宝即将到来而自己没有时间也没有经验照顾,一再要求,老人最终还是会被动或不情愿地移居城市,去照料孙辈。农村老人刚开始会不习惯城市的防盗门,可孙辈的依依呀呀会填补他们失落的感情空缺。在笔者所调查的144户家庭中,被迫接受迁移城市的农村老人有108个,占到全部人数的75%。
2.3 主动要求
一项由中国老龄科学研究中心完成的调查表明,我国农村有10.2%的老人感到不幸福,有35.1%的老人经常感到孤独,调查显示69%的空巢老人感到孤。鳏寡孤独和被疾病困扰的老人会主动要求离开农村,移居城市跟孩子住在一起。越是接近晚年,老人愈加感受到生命的珍贵,儿孙满堂天伦之乐是他们最大的幸福所在。就医方便、有家人陪伴都是他们主动要求向城市移居的理由。但从调查结果来看,主动要求来城市居住的农村老人比例很低。
3 农村老人向城市迁移的影响
大量的农村老人移居城市,影响到家庭与社会、城市与农村、现代化与和谐社会的方方面面。
3.1 消极影响———家庭矛盾增加,不和谐因素增多
住进了楼房,这仅仅是城市迁入,对于农村老人来说,还有城市适应和城市融合很长一段路要走。老人在农村住了几十年,他们的生活习惯不是一朝一夕能改变的。老人的儿子和儿媳却经过了大学和工作这几年的城市历练,在努力向城市行为进军。这就会造成家庭婆媳之间、邻里之间的矛盾和冲突增多。老人心理负担会加重,担心自己做出的饭菜太过粗糙,也有对孙辈照顾不周会让儿媳妇不满的忧虑等。如果说出生在城市的80后或90后的孩子用父母的钱买房子是啃老的话,那么农村父母为照顾孙辈在晚年背井离乡做起了“老漂”就是另一种形式的被啃老。
3.2 积极影响———减少农村留守人口的数量,年轻人在城市更能安居乐业
我国目前农村留守老人达4000万。据调查,中国农村留守儿童数量超过5800万人。留守儿童79.7%由爷爷、奶奶或外公、外婆抚养。农村老人移居城市后,摆脱了原来独自守家没人照顾而倍感孤独的境地,空巢老人的数量得以减少。
农村老人移居城市后,相应也带动留守儿童数量的减少。有老人照看,年轻人会选择把孩子留在身边,而不是无奈的把孩子送回农村成为留守儿童。因此农村老人移居城市,会让相当数量的留守儿童回到父母身边,享受他们快乐无忧的童年。如此,年轻人在城市工作更加努力,更能安居乐业。
摘要：出于不能自我料理生活起居、照顾孙辈等原因,农村老人会在几近暮年时向城市迁移。对向城市迁移这一生活方式的转变,农村老人有拒绝、被迫接受和主动要求三种不同态度。一旦移居城市,老人的不适应会使家庭矛盾会增加,心理负担加重,这是年轻人啃老的另一种形式。但同时减少了农村留守儿童的数量,年轻人在城市更能安居乐业。
关键词：农村老人,城市迁移
参考文献
[1]石智雷.农村人口向城市迁移的适应与融入2007-12-24中国人口报第003版.
[2]潘振云.当代中国社会转型与心理问题多维性探析[J].周口师范学院学报,2004,(02).