日本的单身母亲与儿童健康和学校表现

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本文研究了单亲家庭中日本儿童相对于父母双方共同生活的儿童的幸福感。 我使用来自“全国有子女家庭住户调查”的三轮调查的数据,首先证明单身母亲报告其子女的健康状况明显恶化,学业成绩下降。 然后,我估计回归模型,以评估这些差异在多大程度上反映了单身母亲的经济劣势,艰苦的工作环境以及较差的健康状况和压力性生活事件的经历。 结果表明,经济劣势对于理解单身母亲子女的低水平幸福感尤为重要。 最后,我讨论了这些结果对日本家庭行为与不平等之间的联系以及不利于世代相传的潜在影响。关键字:单身父母,离婚,儿童福祉,健康,教育,日本

在美国以及其他以离婚率高和非婚育为特征的西方社会中,单亲家庭中儿童的福祉受到学者和政策制定者的极大关注。 研究一致表明,这些孩子,尤其是单亲母亲的孩子,在一系列的教育和行为成果(例如,阿马托2000 2001年 2005年)。 经济资源在解释这些差异方面的重要性已得到充分证明(卡尔森和柯克伦2001 ;麦克拉纳汉(McLanahan)和桑德富(Sandefur)1994 ; Smith,Brooks-Gunn和Klebanov,1997年)。 养育方式的差异也很重要。 与已婚同伴相比,单亲父母与子女在一起的时间更少,对他们的监视和监督也较少(阿龙森和休斯顿2004 ; 1991年,阿斯姆森(Asmussen)和拉尔森(Larson) ; 阿斯顿(Astone)和麦克拉汉(McLanahan)1991 ; 桑德伯格和霍弗斯2001 ),而育儿的这些方面与对儿童不利的结果相关联(阿马托2005 ; 麦克拉纳汉(McLanahan)和桑德富(Sandefur)1994 )。 对于按家庭结构观察到的养育方式差异的解释强调了单身母亲的时间和经济资源有限,以及压力对其情绪健康的负面影响(卡尔森和柯克伦2001 ; Conger,Conger和Elder 1997 )。

在公共收入支持减少和单身母亲工作时间延长的背景下,获得其他家庭成员的支持可能在调节单亲家庭与子女结局之间的关系方面发挥越来越重要的作用。 家庭提供的支持可能有多种形式,但是以前的研究主要集中在同居居住安排的作用上。 这种关注反映了以下事实:许多单身母亲与其他成年人(通常是同居伴侣或父母)生活在一起(布赖森和卡斯珀1999 ;菲尔兹2003 ;希格尔·拉什顿(Sigle-Rushton)和麦克拉纳汉(McLanahan),2002年)。 关于父母与父母同住的作用的理论期望参差不齐。 一方面,由同居(祖父母)父母提供的额外经济资源,情感支持和子女监督将使单身母亲及其子女受益。 另一方面,对于权威和父母教养方式和信念不一致的混淆可能会产生不利影响( Chase-Lansdale,Brooks-Gunn和Zamsky,1994年; Gordon,Chase-Lansdale和Brooks-Gunn,2004年)。 经验证据也参差不齐,一些研究发现,单亲母亲的孩子在多代家庭中的表现更好(天鹰座1996 ;布兰登2005 ; Deleire和Kalil 2002 ; 2009年Mutchler和Baker )和其他人发现自己的情况更糟(布莱克与尼兹1996 ; Chase-Lansdale,Brooks-Gunn和Zamsky,1994年)。

这些来自美国的发现含糊不清,突显了在其他情况下研究类似研究问题的重要性。 跨国比较研究已证明单身母亲的经济状况存在差异(Uunk 2004 )以及单亲家庭中孩子的结局(Hampden-Thompson和Pong 2005 ; 公园2007 ),但对单身母亲的孩子的相对幸福或母亲的经济状况,压力性工作和心理健康在形成这些差异方面的重要性知之甚少。 同样,我们对与其他家庭成员进行的共识可能会在美国以外的背景下缓和这些关系的方式的理解也很有限。 在没有此类证据的情况下,无法评估在美国观察到的模式的普遍性,也无法了解社会安排如何影响生活安排与单身母亲(及其子女)的福祉之间的联系。 ,经济和政策环境。

在本文中,我研究了单身母亲,与(祖父母)的父母的亲密关系以及两个关于日本儿童福祉的指标之间的关系。日本在影响单身母亲生活的公共政策方面与美国极为相似,代际共患病的发生率和规范性差异显着。 与美国的政策相似性提供了充分的理由,可以预期单身母亲与日本儿童的福祉之间存在强烈的消极关系。 与美国一样,对单身母亲的公共收入支持是有限的,主要政策重点是通过就业促进独立(安倍晋三2008 ;江za和藤原2005 ;小野2010 )。 绝大多数单身母亲的工作时间相对较长,但大多数人的收入较低,福利有限且缺乏工作保障( 2005年安倍晋三;田宫和Shikata 2007 ;周2014 )。 这种就业环境可能会限制与孩子在一起的时间,并加剧压力和精神健康状况,从而降低单身母亲的育儿质量。

然而,事实上,大约有三分之一的日本单身母亲与父母亲在一起( Shirahase和Raymo 2014 )指出,家庭提供的支持可能会改善离婚对单身母亲及其子女的负面影响。 通过限制与维持相对较低收入的独立住所相关的经济,时间和情感压力,共同居留权(通常在祖父母拥有的房屋中)可能有助于单身母亲的孩子的幸福。 此外,由于日本的许多中年妇女没有在外地工作,因此,同居的祖母可能会在单亲女儿工作时提供照料和监督,从而直接为孙子的幸福做出贡献。

我使用有关未成年母亲的母亲的全国代表性调查数据来研究单身母亲与两个衡量孩子幸福感的指标之间的关系,即孩子的健康状况和学习成绩。 我要解决三个具体问题:(1)单身母亲与孩子的幸福是否负相关? (2)通过与祖父母的相识,这种关系在多大程度上得以缓和? (3)能否通过母亲和儿童的社会人口统计学特征,家庭经济状况,母亲的就业状况以及母亲的情感健康和压力的差异来解释婚姻状况和生活安排组合对儿童幸福感的影响?去:

背景

日本的单身母亲家庭

日本的单身母亲家庭数量迅速增加。 根据厚生劳动省进行的《全国单身母亲家庭调查》,包括单身母亲(未婚母亲和20岁以下同居子女的单身母亲)的家庭数量在2007年增加了72%。 1983(718,100)和2011(1,237,700)(厚生劳动省2005 2012年)。 包括单亲家庭的家庭数量要低得多,2011年估计为223,300(厚生劳动省2012 )。 2010年人口普查的数据显示,包括至少一个未成年子女(18岁或18岁以下)的家庭中,有9.4%的家庭是单身母亲家庭,而所有未成年人的6.5%居住在单身母亲家庭中。1

与美国和许多非婚育国家很普遍的欧洲国家不同,日本单亲家庭的增加几乎完全是由于离婚的增加。 离婚人数从1980年的141,689人增加到2002年的峰值289,836人,然后下降到2012年的235,406人(国立人口与社会保障研究所2014 ),预计三分之二的婚姻将以离婚而告终(Raymo,Iwasawa和Bumpass 2004 )。 目前,在所有离婚案件中,约有60%涉及孩子,而在超过80%的案件中,母亲得到了所有孩子的完全监护权(国立人口与社会保障研究所2014 )。

日本的单身母亲有三种公共收入支持来源。 一个是儿童津贴(吉多剧院),几乎涵盖了所有有孩子的家庭,但仅为前两个孩子提供了约50美元(5,000日元)的小额补贴,为更多的孩子提供了更多的补贴,为低收入家庭提供了更多的补贴(安倍晋三2008 )。 第二个是经过经济状况调查的育儿津贴( jidōfuyōteate ),这将为受雇的单身母亲每月为其第一个孩子提供约400美元,并为额外的孩子提供小额补助( 2005年安倍晋三;赫尔托格2009 )。 第三是公共援助(清水保吾),但许多贫穷的单身母亲不符合此福利的严格资格标准( 2003年安倍晋三)。 未婚母亲优先获得实物福利,包括职业培训以及获得公共住房和儿童保育(江za和藤原2005 ),但公众支持的总体水平很低。 实际上,日本是经合组织国家中公共援助支出最低的国家之一( 2003年安倍晋三),有些研究表明未婚母亲的转移后收入实际上低于其转移前的收入(安倍晋三2008 )。

由于公共收入支持有限,因此大多数日本单身母亲被雇用。 2011年,日本有85%的未婚母亲在劳动力中,在经合组织国家中这一数字最高(经合组织2013 )。 尽管单身母亲的就业率很高,但其单身母亲的收入仍然很低,日本半数以上的单身母亲家庭生活在贫困中,也是经合组织中的最高水平(经合组织2013 )。 根据《 2012年日本生活状况综合调查》,单身母亲家庭的平均年收入为250万日元,大约是所有有子女家庭的年收入的三分之一。2个未婚母亲的收入有限,反映出他们通常以兼职或不定期的方式从事非标准工作(2005年安倍晋三; 日本劳动研究所2003 ; 周2014 )。 绝大多数日本妇女在分娩前离开劳动力市场,因此她们的工作经历不连续,因此获得稳定,高薪,正规就业的机会有限。布林顿2001 )和未婚母亲受到以下因素的进一步限制:期望工作时间长,上下班时间长,公共提供的托儿服务的工作时间有限以及非监护父亲最小程度地参与育儿(安倍晋三2008 ; 周2008 )。

关于单身母亲的非经济福祉的证据很少,但是定性访谈数据表明,心理和身体健康问题很普遍。 利用2006年调查中对开放式问题的回答,安倍(2008)提供了一些妇女的例子,这些妇女的长时间工作和恶劣的工作条件导致健康问题,在某些情况下还会住院,从而加剧了她们的经济困难。 其他例子凸显了单身母亲在处理苛刻的工作时间表,抚养孩子的责任,孩子的行为问题以及对脆弱,年迈的父母的担忧时所面临的情感压力。 虽然安倍(2008)没有提供有关单身母亲情绪和身体健康问题的普遍性的任何信息,雷莫(2014)研究表明,未婚母亲的幸福感,自我评价的健康水平和情绪幸福感远低于已婚母亲。 先前的研究(在下文中有更详细的描述)表明,所有这些因素都可能以导致相对较低的子女幸福感的方式影响单身母亲的养育方式。

同时,代际互助的高患病率以及(祖父母)父母获得的经济,工具和情感支持的相关收入可能抵消了与单身父母相关的一些不利条件。 几种不同的数据来源表明,大约三分之一的单身母亲与其他成年人(通常是他们的父母)在一起生活(厚生劳动省2012 ;西2012 ; Shirahase和Raymo 2014 ),最近的研究表明这种安排是有益的。 与其他成年人(通常是父母)一起生活的单身母亲比单独生活的同龄人更不可能报告困难的经济状况,更不可能陷入贫困,并且更可能报告身体健康(雷莫与周2012 ; Shirahase和Raymo 2014 )。 但是,也很明显,在许多情况下,同居关系的好处受到祖父母一代人economic可危的经济环境的限制( Shirahase和Raymo 2014 )。 鉴于非监护父亲在子女生活中所发挥的作用有限,因此在日本,重视共同监护和(父母)父母的支持尤为重要。 只有一小部分单身母亲从父亲那里得到任何子女抚养(厚生劳动省2005)和2012年全国有子女家庭调查(以下更详细描述)的数据表明,只有6%的单身母亲报告说,他们的孩子的父亲每周至少见过一次孩子(49%的人报告说,他们的孩子之间没有接触孩子和父亲)。

单亲家庭和儿童福祉

在日本,与单身母亲同住的孩子的幸福感的研究非常有限。 因此,美国的大量相关研究为这项研究提供了有用的理论和经验基础。 由于日本的绝大多数单身母亲家庭是离婚的结果,因此我主要研究美国离婚的影响。

过去的研究一致地表明,相对于父母双方都是生父母的孩子,父母离异的孩子在各种经济,心理,教育和行为方面的表现都较差。 这些差异在种族和社会经济群体之间都可以观察到(汉森1999 )。 例如,离婚子女的受教育程度较低,(麦克拉纳汉(McLanahan)和桑德富(Sandefur)1994 ;鲍威尔和帕瑟尔1997 ),少赚钱( Biblarz and Raftery 1993 ),并表现出更多的行为问题,包括攻击性,早育(吴和马丁森1993 )和违法行为(松枝和海默尔1987 )。 其他研究表明,离婚子女的平均心理健康水平较低,例如,不快乐,生活满意度较低,抑郁和焦虑( Amato和Booth 1997 ; Amato和Sobolewski 2001 ; Cherlin,Chase-Lansdae和McRae,1998年;罗斯和米洛夫斯基1999 )。 大多数研究发现,这些差异的程度并不大,并强调了认识到的重要性,即无论父母的离婚经历如何,绝大多数儿童都不会遭受诸如抑郁,青少年怀孕和辍学之类的负面后果( Amato和Keith 1991 ;麦克拉纳汉(McLanahan)和桑德富(Sandefur)1994 )。 然而,这些发现是可靠的,已经在多个研究中使用多个队列中的各种数据源在多个研究中进行了重复。

试图弄清这些差异的原因的尝试主要是强调经济资源的作用和影响育儿质量的因素,包括工作时间增加,压力增加,健康受损和社会资本减少(例如, 1991年Amato和Booth ; Biblarz and Gottainer 2000 ; 麦克拉纳汉(McLanahan)和桑德富(Sandefur)1994 )。 经济资源促进了对儿童教育发展和娱乐活动的投资,并且与儿童的教育和行为成果呈正相关(例如, Duncan和Brooks-Gunn Eds。 1997;邓肯(Duncan),杨(Yung),布鲁克斯·冈恩(Brooks-Gunn)和史密斯(Smith)1998 ;汤姆森,汉森和麦克拉纳汉1994 )。 离婚后母亲的经济资源下降,非监护父亲的经济贡献有限(老师和帕施1994 )助长了单亲家庭相对不利的经济状况(埃尔伍德和詹克斯2004 ; Grall 2013 ),这反过来解释了按家庭结构在儿童结局中观察到的很多差异(卡尔森和柯克伦2001 ; 麦克拉纳汉(McLanahan)和桑德富(Sandefur)1994 ; Smith,Brooks-Gunn和Klebanov,1997年)。

重要的是,改变父母的养育方式,尤其是减少一名父母离开后对孩子的有效监控(阿马托2005 ;阿斯顿(Astone)和麦克拉汉(McLanahan)1991 ;麦克拉纳汉(Mclanahan)和桑德富(Sandefur)1994 ;汤姆森,汉森和麦克拉纳汉1994 ;汤姆森·麦克拉纳汉(Thomson McLanahan)和科廷(Curtin)1992 )。 失去配偶的收入和许多单身母亲相对有限的收入潜力共同产生了经济压力,在公共收入支持有限的情况下,工作时间相对较长。 经济压力与育儿效率低下有关( Conger等。 1992年),但长时间的工作限制了儿童的可用时间,并加剧了情绪紧张,这被认为会导致较少参与和不一致的养育子女的行为(杰克逊,布鲁克斯·冈恩,黄和格拉斯曼2000 ; Milkie等。 2004年)。 由于许多未婚母亲获得稳定,有酬劳的就业机会有限(埃尔伍德和詹克斯2004 ),暴露于不稳定,缺乏弹性和要求苛刻的工作中,也可能会导致压力和其他情绪健康问题,从而影响育儿质量。 育儿方面的差异也可能反映了离婚后母亲抑郁症的更直接,短期的增加(阿马托2000 ; Meadows,McLanahan和Brooks-Gunn,2008年)或离婚的父母,他们的人格特质或压力过大的生活经历使他们失去了有效的父母的能力(例如,阿马托2005 )。

这些发现令人担忧,美国福利改革后,公共收入支持的下降以及单身母亲投入工作和通勤时间的增加可能会对儿童的健康产生不利影响( Dunifon,Kalil和Bajracharya 2005 ; Gennetian等。 2004年;休斯顿2002 )。 他们还建议,单身母亲的孩子在日本这样的环境中可能特别不利,例如日本,那里的工作环境特别紧张(例如,不稳定的工作,长时间的工作,轮班工作,不规律的工作时间),公共收入的支持有限以及财务状况不佳。非监护父亲提供的育儿支持微不足道。

在考虑离婚和单身父母对于孩子的幸福的影响时,重要的是要记住,并非所有的单身母亲都是“单身母亲”。 与日本一样,在美国,相当多的单身母亲与其他成年人同住,许多研究已经检验了自信心和相关家庭支持可以缓解单亲家庭与孩子的幸福感之间关系的方式。 结果表明,与浪漫伴侣同居的未婚母亲的孩子的幸福感与仅与未婚母亲生活的孩子的幸福感没有什么不同(布朗2004 ; Dunifon和Kowalewski-Jones 2002 ; 汤姆森,汉森和麦克拉纳汉1994 ),但与祖父母的相识确实与单身母亲及其子女的幸福感正相关(天鹰座1996 ; Deleire和Kalil 2002 ; Dunifon和Kowalewski-Jones 2007 ; 戈登等。 1997年; 2009年Mutchler和Baker )。 例如, Deleire和Kalil(2002)发现多代单亲家庭的孩子的教育成果与两亲家庭的孩子相似,实际上比两亲家庭的孩子吸烟或饮酒的可能性更低。 代际共识的假定好处包括共享经济资源,规模经济,获得托儿服务以及更高水平的社会和情感支持(卡斯珀和比安奇2002 ;希格尔·拉什顿(Sigle-Rushton)和麦克拉纳汉(McLanahan),2002年)。

这些发现表明,家庭支持在减轻经济,时间和心理劣势与单身母亲的养育方式之间的联系方面可能发挥重要作用,从而减少单亲家庭和两亲家庭子女的幸福感差异。 。 代际共患病的普遍性及其与幸福感的关系凸显了将单身母亲家庭视为同质群体的问题,以及在评估家庭结构趋势与不平等或代际传播之间的关系时考虑单身母亲的生活安排的重要性。不利。 在“强壮的家庭”国家或面向家庭的福利国家中,这一点尤其正确(Dalla Zuanna和Micheli编辑。 2004)像日本一样,与美国相比,代际信任和相关家庭支持更为普遍和规范去:

数据与方法

样本

我使用的是《全国有孩子的家庭调查》前三轮的数据( Kosodate Setai ZenkokuChōsa )。 由日本劳动政策与培训学院分别于2011年11月,2012年和2014年进行的这项调查(以下简称“ NSHC”)是一项对包括父母和未成年子女的家庭进行的全国性调查,其中单亲家庭的样本过多。 每年,根据居民基本注册处的数据进行两阶段的分层抽样(朝鲜人民大学)的目标样本为2,000个双亲家庭和2,000个单亲家庭。 访调员向受访者的住所发送了一份自行管理的调查表,然后在预定的日期和时间返回以收集完整的调查表。 收集的完整问卷数量在2011年为2,218、2012年为2,201、2014年为2,197,答复率分别为56%,55%和55%。 每年,已婚受访者的回应率均高于未婚受访者:2011年分别为61%和50%,2012年和2014年分别为61%和49%。 访调员和调查工具强调了偏爱母亲的信息,但父亲填写了少量调查表(167名已婚父亲和217名单身父亲)。 我从分析中排除了这些受访者,三年中留下了6,232名母亲的初始样本。

55-56%的答复率与日本其他近期抽样调查的答复率相似,但答复率较低(特别是在单亲家庭中),足以引起人们对所得样本的代表性的担忧。 但是,较早的一项研究将2011年NSHC受访者的特征与厚生劳动省在2011年进行的两次大型,全国性代表调查进行了比较,发现这三个样本之间的差异很小( Raymo,Park,Iwasawa和Zhou,2014年)。 在下面介绍的描述性分析和多元分析中,我使用分层后权重来反映对单身母亲家庭的故意过采样以及较低的回应率。 由日本劳动政策与培训学院提供的这些权重可以将未成年母亲的母亲人口普遍化。

如果我只关注至少有一个18岁或以下同居子女的母亲,则会得出5775个样本(1937个未婚母亲和3838个已婚母亲)的分析样本。 在我排除的457位母亲中,有200位报告没有同居子女,有12位报告说他们最小的同居子女至少19岁,有245位未提供同居子女年龄的信息。 未婚母亲中,绝大多数(76%)已离婚,丧偶的比例很小(9%),未婚的比例(4%),或者单身父母养育途径的数据丢失(11%)。 排除另外478个缺少一个或多个协变量值的受访者后,该分析样本进一步减少至5297名母亲。

变数

母亲评估了儿童目前的健康状况和学习成绩。 因为为每个孩子提供了评估,所以我将孩子作为分析单位而不是母亲(即,我为孩子名册中列出的每个孩子构建了一个记录)。3

健康

在儿童花名册中,母亲被问及每个孩子目前的健康状况。 应对选项包括:健康,轻度疾病,严重/慢性疾病和残疾。 答复选项“残疾”仅包括在2012年和2014年的调查中。 因为这个问题不能区分身体健康和心理健康,所以妈妈们在回答时大概考虑了两者。 我将这个变量分为两部分,以区分健康的孩子和有任何健康问题的孩子,因为大多数孩子被母亲描述为健康的孩子。 为家庭名单中列举的每个孩子创建一个记录,并丢弃33名缺少健康信息的孩子,得到的分析样本为9,386名。

学校表现

儿童名册还要求母亲指出他们的孩子在学校的表现如何。 响应选项为:好,相当好,一般,不太好和不好。 在调查时,仅询问有关小学,初中或高中儿童的问题,从而对6,384名儿童进行了抽样(排除了75名缺少该变量信息的儿童之后)。

小号亲子关系是一个二分变量,对于至少一个18岁或以下的孩子的妇女来说,等于一,他们报告说她们目前尚未结婚,并且没有在家庭花名册上报告配偶。

与父母共知是一个0–1的指标,用于区分与父母住在一起或与岳父母住在一起的人与不与父母住在一起的人。 我从一个问题中找出与父母(-妇)共居的母亲,这个问题要求受访者确定他们与举报父母的所有个人的关系。 这个问题的措词使我既可以包括与父母同住的单身母亲,也可以包括与父母住在一起但生活在不同家庭的单身母亲(保持合格家庭资格的共同策略–雷莫与周2012 )。 为了便于解释结果,我使用单亲生和代际相交的分类交叉分类,而不是等效的,但直观上不太清晰的常规双向交互分类。 婚姻状况和生活安排的四个类别是:已婚和与父母分开生活(多元模型中的省略,参考群体),已婚和与父母同住,未婚和与父母分开,未婚和与父母住在一起。

背景变量

在所有模型中,我都会控制母亲的年龄,母亲的受教育程度,孩子的年龄以及同居兄弟姐妹的数量。 对于孩子及其母亲而言,年龄是一个连续的指标,母亲的教育程度是其最高学历的绝对指标:初中,高中,职业学校,大专,大学或以上,以及缺少以下数据的人的类别这个问题。 同居兄弟姐妹的数量为0–3。

经济状况

为了评估单身母亲的经济剥夺所应发挥的作用,我提供了家庭收入,储蓄行为和需求指标的量度。 等效家庭收入是指报告的年度税前家庭收入(来自所有来源)除以家庭规模的平方根,以说明收入分配和规模经济。 因为相对大量的受访者没有回答这个问题(n = 998或分析样本的19%),所以我将非缺失值折叠为四分位数,并为缺失值添加了第五类。 因此,第一个(最低的)四分位数大约对应于相对家庭贫困的标准度量。 储蓄行为是受访者报告储蓄频率的六类指标。 这些类别是:几乎每个月,有时很少,从来没有,花掉储蓄和丢失。 需求是无法负担食物和衣物的0-1指标。 受访者被问及在过去一年中他们多久无法购买必要的食物或衣服。 我构建了一个单一的衡量标准,将“经常”回答任一问题的受访者与未回答的受访者区分开。

工作环境

为了评估压力性工作条件在促进单身母亲的子女的较低生活水平方面应发挥的作用,我提供了以下方面的衡量指标:就业类型,长时间工作,夜班工作和工作家庭冲突。 就业类型是对受访者当前就业状况的五类衡量指标:不工作,兼职,非标准就业,正规就业以及自雇或其他类型的就业。 长时间工作是一个二分变量,可将每周工作40小时以上的人与工作时间较少的人区分开。 夜班工作将经常在晚上10点至凌晨5点之间工作的母亲与白天其他时间工作的母亲区分开来。 工作家庭冲突是母亲压力的指数,该指数是通过对三个问题的回答求和而得出的,这些问题询问受访者在过去一年中他们感觉到的频率如何 (a)由于工作累了而无法做必要的家务劳动和育儿, (b)长时间的工作使做家务和育儿变得困难,并且 (c)家庭责任的负担使其难以专心工作。 六个响应选项的范围从从不到每天,导致索引的范围从0到15(α= .89)。 对于前一年没有工作的母亲,这项措施等于零。

情绪健康和压力

母亲的情绪健康是使用流行病学研究抑郁症中心(CES-D)量表的版本进行测量的。 该量表由2011年的7个项目,2012年和2014年的10个项目组成,但在三个调查年度中,只连续询问了5个项目。 因此,我将使用这五个项目来构建修改后的CES-D度量。 这些问题询问母亲在过去一周中有多少天不能集中精神,感到沮丧,感到一切都是努力,难以入睡,过着快乐的生活(指数值范围为0–15,α= 0.76)。 在下面介绍的分析中,我重新调整了此度量的范围,以使精神健康状况最好的人具有最高的价值(0),而精神健康状况最差的人具有最低的价值(-15)。 健康的第二个指标是自我评价的健康。 在每一年中,都要求受访者以标准的5分制对他们的整体健康状况进行评估,范围从差(1)到极好(5)。 最后,我列出了受访者报告的压力性生活事件的指数。 在每项调查中,受访者都被问到是否经历过以下生活事件:父母离婚,孩童获得福利,母亲的死亡,父亲的死亡,父母的身体虐待,配偶的身体虐待,对孩子的过度身体惩罚(仁),忽视自己的孩子,产后/抚养孩子的抑郁症,对其孩子的身体虐待,自杀的念头。

方法

我针对儿童的幸福感测算了一系列五个回归模型。 通过logistic回归估计健康问题的模型,并使用有序logistic回归估计儿童的学校表现的模型。 在第一个模型中,我仅包括单身母亲,孩子的年龄,母亲的年龄,母亲的受教育程度,与父母的互助感以及家庭中兄弟姐妹数量的指标。 该模型提供了一个基线估计,即单身母亲的孩子与已婚母亲的孩子的幸福感有多大差异(研究问题1)。 第二个模型通过将模型1扩展为使用单亲和父母双亲的四类交叉分类解决了我的第二个研究问题。 在随后的模型中,我添加了收入,储蓄和经济需求(模型3),母亲的就业类型,长时间工作,夜班和工作与家庭冲突(模型4)以及母亲的情绪健康,自我养分的量度。评估健康状况,以及经历紧张生活事件的经历(模型5)。 在这些模型中,我的主要兴趣是评估包含其他协变量的程度在多大程度上减轻了单身母亲与孩子的幸福感之间的负相关关系,并评估了代际信任在调节这种关系中的作用。去:

结果

表格1 ,我通过婚姻状况介绍了样本的描述性特征。 由于两个结果的样本不同,因此我分别列出每个样本的数字。 前两行表明单身母亲的子女健康状况较差,学业成绩较差(较高的价值观表示其学业成绩较低)。 在这两种情况下,这些差异在统计上都是显着的。

表格1

描述性统计数据(按家庭结构划分)

多变的儿童健康问题儿童学校表演
单亲家庭两亲家庭单亲家庭两亲家庭
均值/道具标清均值/道具标清均值/道具标清均值/道具标清
儿童健康问题0.100.310.070.25
儿童学校表演2.761.052.450.96
与父母同住
0.680.770.690.76
是的0.320.230.310.24
年龄11.184.609.065.2112.453.2911.933.33
母亲的年龄39.766.5439.436.2740.855.8441.805.31
母亲的学历
初中0.090.040.080.03
中学0.410.360.420.39
职业学校0.140.160.140.15
大专学院0.200.260.200.26
大学0.130.170.120.14
丢失的0.030.020.030.02
同居兄弟姐妹数0.930.771.230.780.940.761.290.76
等效家庭收入
第一四分位数0.440.080.450.08
第二四分位数0.170.230.180.20
第三四分位数0.100.260.090.25
第四四分位数0.100.250.100.29
丢失的0.190.190.190.18
储蓄行为
几乎每月节省0.240.440.230.44
有时会节省0.190.200.180.20
很少节省0.180.160.190.16
根本不保存0.280.120.280.13
使用节省0.090.050.090.05
丢失的0.040.020.040.02
经常无法负担食物或衣物
0.920.960.920.96
是的0.080.040.080.04
就业类型
无法运作0.190.360.170.29
兼职0.340.320.350.38
非标0.110.040.110.05
常规的0.320.180.320.19
自雇/其他0.050.090.050.10
每周工作超过40个小时
0.760.870.760.85
是的0.240.130.240.15
工作夜班
0.920.970.930.97
是的0.080.030.070.03
工作家庭冲突5.954.213.924.155.884.134.234.08
消费电子展−4.273.42−3.022.79−4.303.45−3.162.88
自测健康
较差的0.030.010.030.01
公平的0.170.080.180.09
平均数0.350.370.350.39
好的0.220.200.220.21
优秀的0.230.340.210.30
生活压力大1.261.510.721.171.241.500.711.16
ñ2,7256,6612,1494,235
加权比例0.110.890.130.87

在单独的窗口中打开

两组母亲的年龄相似,但在许多其他方面也有所不同。 查看较大的样本(用于分析孩子的健康状况),我们发现单身母亲的孩子平均年龄较大(11岁对9岁),核心兄弟姐妹的数量略少(0.93对1.23)。 这些孩子的单身母亲的受教育程度也较低(50%的单身母亲与40%的已婚母亲的高中学历或以下)。 与上面总结的现有研究结果一致,单身母亲在经济上的不利地位比已婚同龄人明显更大。 单身母亲的规模调整后家庭收入明显较低(44%比8%处于最低收入四分位数),更有可能报告从未储蓄或花掉储蓄(37%比17%),并且更有可能报告经常性的经济需求(8%对4%)。 单身母亲的就业情况也不同于已婚的同龄人。 他们不太可能不工作(19%比36%),更有可能每周工作40个小时以上(24%比13%),更有可能在晚上工作(8%比3) %),并报告了较高的工作与家庭冲突水平(5.95比3.92)。 同样与先前的研究一致,单身母亲的情绪健康水平(CES-D指标为−4.27 vs.-3.02)和自我评估的健康水平较低(健康或不良状况分别为20%和9%)。 有趣的是,单身母亲也报告说经历了更多的压力性生活事件(1.26 vs. 0.72)。 特定生活事件的列表(未显示)表明,单身母亲比已婚伴侣更有可能报告其父母离婚,其(前)丈夫身体虐待他们以及他们已自杀。

表2以对数比的形式展示了母亲关于儿童健康状况的报告结果。 第一列显示,单身母亲报告健康问题的几率比已婚母亲高39%(即,exp(0.33)= 1.39)。 模型2显示,单亲母亲无论生活安排如何,其子女的健康状况都较差。 在核心家庭中,两组单身母亲都与已婚母亲有显着差异,但是估计后Wald检验表明,两组单身母亲都没有报告其子女的健康状况比三代家庭中已婚母亲明显差。 单身母亲的系数要大于单亲母亲与父母同居的系数,但是这两组之间的差异在统计上没有意义。

表2

儿童健康问题的逻辑回归模型结果(对数比)

多变的模型1模型2模型3模型4模型5
Coeff。Coeff。Coeff。Coeff。Coeff。
单身母亲一种0.33 **
与父母同住一种0.12
婚姻状况和生活安排
已婚,有核心家庭(略)0.000.000.000.00
已婚,与父母同住0.160.190.200.26
孤单的妈妈0.41 **0.140.160.02
单亲母亲,与父母同住0.32 *0.180.190.20
年龄0.010.010.010.010.00
母亲的年龄−0.01−0.01−0.01−0.01−0.01
母亲的学历
初中0.44 *0.44 *0.310.26−0.06
高中(略)0.000.000.000.000.00
职业学校−0.27−0.27−0.22−0.26−0.26
大专学院−0.25−0.25−0.13−0.14−0.06
大学−0.20−0.19−0.07−0.100.00
丢失的−0.20−0.20−0.20−0.18−0.05
同居兄弟姐妹数−0.03−0.03−0.08−0.09−0.08
等效家庭收入
第一四分位数(略)0.000.000.00
第二四分位数−0.20−0.19−0.13
第三四分位数−0.49 **−0.47 *−0.37 *
第四四分位数−0.29−0.27−0.17
丢失的−0.32−0.34−0.27
储蓄行为
几乎每个月都节省(省略)0.000.000.00
有时会节省0.180.170.15
很少节省0.150.120.00
根本不保存0.41 *0.34 *0.21
使用节省0.47 *0.42 *0.19
丢失的0.73 **0.73 **0.72 *
经常无法负担食物或衣物一种0.350.250.05
就业类型
无法运作0.69 **0.38
兼职0.160.10
非标−0.20−0.23
常规(略)0.000.00
自雇/其他0.220.14
每周工作超过40个小时一种−0.16−0.10
工作夜班一种0.400.31
工作家庭冲突0.07 **0.03
消费电子展0.00
自测健康
较差的1.03 **
公平的1.21 **
平均数0.81 **
好的0.74 **
优秀(略)0.00
生活压力大0.22 **
带孩子的时间
与孩子共进晚餐的频率
不变−2.29 **−2.29 **−2.27 **−2.87 *−3.30 *
N(儿童)9,3869,3869,3869,3869,386
df1011212834
F3.743.453.263.646.69

在单独的窗口中打开** p< .01, * p< .05, p< .10

笔记:一种省略的类别为“否”

在模型3中,单亲母亲的孩子对健康的不利影响消失了。 对于既有单亲母亲又有祖父母的孩子,这与早期研究证明这些家庭中两代成年人面临的经济劣势是一致的( Shirahase和Raymo 2014 )。 四分之一收入最低的母亲和那些无法定期储蓄的母亲的子女健康状况较差,这有助于减轻与单身母亲有关的健康不利因素(无论祖父母是否也在家中)。 压力大的工作环境(在模型中引入 4)母亲的健康状况和测度以及压力性生活事件的指数(在模型中引入) 5)不要改变结果。 但是,值得注意的是,控制三代家庭中已婚母亲的相对健康状况会导致报告孩子健康问题的相对可能性略有增加,而控制单身母亲的相对较差的健康状况和紧张的生活事件将该组的系数降低到几乎为零。

表3以有序逻辑回归模型的对数比的形式呈现母亲报告孩子的学校成绩的结果(数值越高表示成绩越差)。 第一栏显示,单亲母亲比已婚母亲报告给定孩子平均成绩而不是相当好成绩(或者更一般地处于n + 1类别而不是n类别)的几率要高55%。 exp(0.44)= 1.55)。 与儿童健康的结果类似,模型2的结果表明,未婚母亲的子女在学业方面表现不佳(相对于核心家庭中已婚母亲的子女)。 与儿童健康的结果相反,单亲母亲也报告说,相对于三代家庭中已婚母亲而言,单亲母亲的学业成绩明显差。 像在表2 ,单身母亲和单身母亲与祖父母的孩子所报的学业成绩没有差异。 随后的模型表明,与未婚母亲和祖父母一起生活的儿童中,学习成绩的较低水平反映了这些家庭的经济状况较低,就业压力更大。 在控制了模型2中母亲的经济状况(尤其是无法储蓄)和模型3中的工作压力(特别是工作与家庭冲突的程度更高)之后,与单身母亲和祖父母同住的孩子所报告的学校表现没有什么不同与与已婚父母同住的同龄人(无论生活安排如何)相比。 模型5的结果表明,与健康问题的结果相比,单身母亲的孩子的学业表现(考虑到经济状况的差异)仍然显着低于已婚父母的孩子的学业表现(无论生活安排如何),就业,情绪健康或压力(单亲母亲和已婚母亲与父母同住的报告之间的差异在p上具有统计学意义 < .10但不在p处<.05)。

表3

儿童学习成绩的有序逻辑回归模型的结果(对数比)

多变的模型1模型2模型3模型4模型5
Coeff。Coeff。Coeff。Coeff。Coeff。
单身母亲一种0.44 **
与父母同住一种0.02
婚姻状况和生活安排
已婚,有核心家庭(略)0.000.000.000.00
已婚,与父母同住0.040.050.050.05
孤单的妈妈0.48 **0.33 **0.29 **0.25 **
单亲母亲,与父母同住0.38 **0.27 *0.200.19
年龄0.010.010.010.010.01
母亲的年龄0.000.000.010.010.00
母亲的学历
初中0.52 **0.52 **0.46 **0.45 **0.31
高中(略)0.000.000.000.000.00
职业学校−0.28 **−0.27 **−0.23 *−0.25 **−0.25 **
大专学院−0.58 **−0.58 **−0.48 **−0.48 **−0.45 **
大学−1.07 **−1.06 **−0.93 **−0.94 **−0.91 **
丢失的−0.79 **−0.79 *−0.76 **−0.75 **−0.76 **
同居兄弟姐妹数0.10 *0.10 *0.060.060.08
等效家庭收入
第一四分位数(略)0.000.000.00
第二四分位数0.080.070.09
第三四分位数−0.09−0.09−0.08
第四四分位数−0.18−0.21−0.19
丢失的−0.02−0.03−0.01
储蓄行为
几乎每个月都节省(省略)0.000.000.00
有时会节省0.160.150.14
很少节省0.28 **0.27 **0.21 *
根本不保存0.59 **0.55 **0.48 **
使用节省0.32 *0.31 *0.21
丢失的0.47 *0.48 *0.45 *
经常无法负担食物或衣物一种−0.20−0.26−0.33
就业类型
无法运作0.11−0.03
兼职0.030.02
非标0.010.00
常规(略)0.000.00
自雇/其他−0.18−0.19
每周工作超过40个小时一种−0.010.01
工作夜班一种0.250.22
工作家庭冲突0.03 **0.01
消费电子展−0.05 **
自测健康
较差的0.36
公平的0.08
平均数0.26 **
好的0.25 **
优秀(略)0.00
生活压力大0.06 *
带孩子的时间
与孩子共进晚餐的频率
切1−1.54−1.55−1.29−1.12−0.98
切20.010.010.280.460.61
切32.242.242.542.722.89
切43.613.613.914.104.27
N(学龄儿童)6,3846,3846,3846,3846,384
df1011212834
F23.9721.7514.1611.2710.28

在单独的窗口中打开** p< .01, * p< .05, p< .10

笔记:一种省略的类别为“否”去:

讨论

目前,日本有十分之一的孩子与单亲(通常是母亲)生活在一起,但相对于与已婚父母同住的孩子,这些孩子的生活状况却鲜为人知。 轶事证据和定性数据(安倍晋三2008 )建议单身母亲的子女可能处于特别不利的地位,但尚未获得在国家一级检查这种关系所需的数据。 鉴于美国的大量证据表明,单身母亲的孩子的生活状况不佳,并且日本日益关注贫困和世代相传的不利条件,因此这是一个重要的限制。

在本文中,我使用了来自最近一次全国调查的三轮调查中的数据,这些数据涉及大量的单身母亲样本,以研究单身母亲的孩子如何在幸福感的两个维度(健康和学习成绩)上学习。 对于这些措施中的每一项,我都考虑了单身母亲和已婚母亲的子女之间的差异如何取决于共同居住的祖父母的存在,并评估了对单身母亲的子女幸福感较低的几种可能的解释。 这些发现使我们对离婚和单亲家庭增加的影响有了重要的了解,但是受到以下事实的限制:儿童的幸福状况的衡量标准是基于母亲的报告,而不是基于健康和学业的客观指标表现。

对于这两种结果,双变量比较和基线多变量模型表明,单亲母亲的孩子的幸福感要低于父母双亲的孩子。 相对于已婚母亲,无论生活安排如何,单亲母亲相对于有核家庭的已婚母亲(而不是与父母同居的已婚母亲)更可能报告健康问题,并且相对于已婚母亲,更可能报告较差的学习成绩。 与期望相反,单亲母亲的子女中,祖父母的存在与健康状况或学业成绩无关。

评估单身母亲的子女的幸福感降低的因素的努力表明,经济困难尤为重要。 当在模型3中引入经济特征时,单身母亲和已婚母亲的孩子之间的健康差异在统计学上就变得无关紧要了。 在模型3中,学业成绩的差异有所减轻,但仍具有统计学意义。 有趣的是,这些模型的结果表明,不能定期储蓄比收入本身更重要,这有助于理解儿童的幸福感。 有限的经济资源和紧张的工作环境共同导致了单亲母亲和祖父母与子女生活的学习成绩下降,但单亲母亲和已婚母亲的子女之间的差异仍具有统计学意义。

结合越来越多的关于日本单身母亲面临的严重经济劣势的证据,这项研究的结果表明,离婚和随之而来的单身母亲家庭的上升可能是一种重要的机制,可以通过这种机制来解决社会和经济劣势的模式世代相传。 鉴于目前正在通过促进就业减少单身母亲的福利依赖的努力,经济需求和与工作有关的压力对于降低儿童福祉的重要性非常重要。 但是,最近的政策变化对儿童福祉的影响却很少受到关注。

与单亲家庭的(祖父母)相识似乎与单亲家庭中儿童的健康和学业成绩无关的证据具有潜在的广泛重要性。 与日本一样,在许多国家,离婚率的提高(在某些情况下还包括非婚育)在许多社会中对单亲家庭的增长做出了贡献,在这些社会中,公众对家庭的支持相对有限,而家庭支持的传统则很强(例如,南方欧洲,东亚和东南亚,拉丁美洲)。 考虑到父母离婚的童年经历与整个人生过程中幸福感的多个维度之间的有据可查的负面关系(例如,阿马托2005 ),这些变化可能会对世代之间以及世代之间的社会和经济不平等产生重要影响,例如在美国( McLanahan&Percheski,2008年)。 在这种情况下,继续努力评估通过同居生活安排进行代际支持在多大程度上减轻(或不减轻)单亲家庭带来的不利影响,并了解互助或多或少有益的条件,这对于家庭而言都是重要的任务。学者和那些有兴趣了解不断变化的家庭行为与社会和经济不平等趋势之间的相互关系的人。去:

致谢

这项研究是在威斯康星大学麦迪逊分校(P2C)的人口与生态学中心进行的HD047873 )。去:

脚注

1个,于9/30/14访问

2个http://www.e-stat.go.jp/SG1/toukeidb/GH07010101Forward.do ,于9/30/14访问

3儿童花名册收集了多达四个孩子的信息。去:

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