徐俊

摘 要：基于2011年江蘇、四川兩省720戶中老年農民調查數(shù)據(jù)，以同齡的非獨生子女父母為參照，對農村第一代已婚獨生子女父母的養(yǎng)老心態(tài)及其影響因素進行探索性分析。結果表明，在對待自己養(yǎng)老問題的擔心上，獨生子女父母的擔心程度略高于非獨生子女父母。而在子女能否贍養(yǎng)、經(jīng)濟上能否支持、生病時能否照顧上，獨生子女父母的擔心程度均低于非獨生子女父母，在年老時是否感到孤獨寂寞上，獨生子女父母擔心程度略高于非獨生子女父母。對獨生子女父母養(yǎng)老總體心態(tài)的多因素方差分析發(fā)現(xiàn)，婚姻狀況、親子關系、子女婚后支持變化、居住條件及生活滿意度等變量可能是顯著影響研究對象養(yǎng)老心態(tài)的重要因素。

關鍵詞：已婚獨生子女父母；農村家庭；養(yǎng)老心態(tài)；影響因素；實證研究

中圖分類號：C913 文獻標識碼：A 文章編號：1000-4149（2016）03-0073-10

Abstract：Based on 720 survey data of rural middleaged residents in Jiangsu and Sichuan provinces in 2011， taking non onechild parents of the same age as a reference， the paper analyzes oldage support attitude and its influential factors of the first generation of the parents with onechild married in rural areas. The results show that the onechild parents are more anxious about oldage support than the nonchild parents. Onechild parents are

less anxious about the childens ability to oldage support for parents， the economy support for parents and take care of sick of parents

than the nonchild parents， onechild parents are more anxious about the loneliness in old age， than the nonchild parents. By the multivariate analysis of variance on overall oldage support attitude of the onechild parents， the paper found that marital status， paternity， child support changes after marriage， living conditions satisfaction and life satisfaction； might be the important factors significantly effects the oldage support attitude of the research objects.

Keywords：parents of married onechild； rural family； oldage support attitude； influential factors； empirical research

一、背景和問題

我國自20世紀70年代末實行嚴格計劃生育政策以來，產(chǎn)生了數(shù)以億計的獨生子女及其家庭，其中，農村獨生子女已超過3000萬[1]。隨著第一代獨生子女長大成人、結婚生子，數(shù)以千萬計的獨生子女父母已經(jīng)或即將步入老年[2]，獨生子女父母將面臨獨子女養(yǎng)老的不利境況。數(shù)十年來，鄉(xiāng)城間青壯年勞動力遷移造成農村家庭空巢化，空巢、類空巢家庭急劇增加，人口老齡化城鄉(xiāng)倒置狀況十分嚴峻。長期的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟社會結構使得農村家庭養(yǎng)老保障力不從心[3-4]，政策催生的一個孩子的事實對農村獨生子女父母養(yǎng)老造成了極大的風險和壓力[5]。隨著工業(yè)化和社會保障制度的發(fā)展（如“新農?！?、“新農合”政策），政府為農村老人提供一定的經(jīng)濟資助和醫(yī)療保障，家庭不再是老人養(yǎng)老的唯一支持，但是我國“未富先老”的基本國情決定了家庭養(yǎng)老仍將是農民養(yǎng)老的主要模式。家庭養(yǎng)老的實質是在家養(yǎng)老和子女養(yǎng)老的結合[6]。伴隨著計劃生育政策的長期實行和人們生育觀念的現(xiàn)代轉變，家庭結構日趨小型化，傳統(tǒng)孝道在市場經(jīng)濟的沖擊下日漸衰微，這給農村獨生子女父母的家庭養(yǎng)老造成極大的影響。俗話說，心態(tài)決定成敗，說明心態(tài)對人的行為產(chǎn)生重大的影響作用。養(yǎng)老心態(tài)是人們關于養(yǎng)老的一種心理狀態(tài)，具有鮮明的心理傾向，對于人們的養(yǎng)老行為具有不可低估的影響力。農民的養(yǎng)老心態(tài)也是影響政府在農村推行相關養(yǎng)老政策的重要因素。但是，農村第一代獨生子女父母的養(yǎng)老心態(tài)如何？和同齡的非獨生子女父母相比，他們在依靠子女養(yǎng)老方面是否有所差異？影響其養(yǎng)老心態(tài)的因素有哪些？對于這些問題，我們知之甚少。本文擬通過對江蘇、四川兩省720戶中老年農民的問卷調查，以同齡的非獨生子女父母為參照，對農村第一代已婚獨生子女父母的養(yǎng)老心態(tài)進行探索性研究。獨生子女父母尚未大規(guī)模進入老年期，因此對其養(yǎng)老心態(tài)的探索分析具有重要的前瞻價值。弄清楚這些問題，將有助于預測農村獨生子女父母養(yǎng)老問題的發(fā)展趨勢，為相關部門制定和調整養(yǎng)老政策提供決策參考。

二、文獻回顧

目前，學術界對人們晚年生活或養(yǎng)老保障問題的研究主要涉及兩大方面：一是客觀方面，包括宏觀的政府養(yǎng)老保障制度、微觀的家庭養(yǎng)老支持及與此相關的家庭結構、居住方式等因素；二是主觀方面，主要針對老年人對養(yǎng)老的觀念認識，涵蓋養(yǎng)老意愿、養(yǎng)老心態(tài)和對某些具體養(yǎng)老問題的看法和認識等維度[7]。通過CNKI的搜索發(fā)現(xiàn)，學術界對于獨生子女父母養(yǎng)老心態(tài)的研究并不多見，上規(guī)模、規(guī)范性的量化研究僅有幾例。首先看城市實證研究方面，張戈利用2006年在京、魯、吉三地調查的800多份獨生子女家庭養(yǎng)老保障數(shù)據(jù)，得出大多數(shù)獨生子女父母對養(yǎng)老的焦慮介于“不太擔心”和“一般”之間的結論。該項研究認為，不同性別、年齡、有無收入的人口的養(yǎng)老焦慮存在差異，獨生子女父母最擔心的養(yǎng)老問題是“當自己患重病時，獨生子女陪護有很大困難”[8]。其后，王樹新等人再次利用該項調查資料，研究得出家庭經(jīng)濟狀況、醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險、身體健康的自評水平及有無配偶對獨生子女父母的養(yǎng)老擔心度均有顯著影響的結論[9]。風笑天利用2008年全國五大城市1005名準老年人的調查資料分析表明，獨生子女父母和非獨生子女父母對未來養(yǎng)老生活的擔心程度基本相同，3/4的被調查者都將生病照料和日常生活照料看作老年生活中的最大擔憂。不過，獨生子女父母對生病照料的擔心比例明顯高于非獨生子女父母，也更多地表現(xiàn)出對子女贍養(yǎng)自己所面臨的客觀困難的理解[7]。周元鵬以“上海市閘北區(qū)486名60-69歲老年人口狀況和意愿調查”和“上海市閘北區(qū)984名50-64歲獨生子女父母狀況和意愿調查”為基礎數(shù)據(jù)，就中老年獨生子女父母對目前生活狀況的心態(tài)和認識、對未來養(yǎng)老方式的選擇和對未來養(yǎng)老的擔憂狀況三個維度的養(yǎng)老心態(tài)特征、差異和動態(tài)變化進行了分析和比較。該項研究發(fā)現(xiàn)，年齡、經(jīng)濟和社會因素對于年老獨生子女父母的養(yǎng)老心態(tài)影響明顯[10]。張鑫利用大慶市278份問卷調查數(shù)據(jù)，對城市第一代獨生子女父母的養(yǎng)老意愿、養(yǎng)老需求和養(yǎng)老擔心度進行分析，探討了相關因素對獨生子女父母養(yǎng)老擔心度的影響程度[11]。嚴珉利用河南新鄉(xiāng)市316份調查問卷研究表明，與非獨生子女父母相比，城市第一代獨生子女父母擔心的養(yǎng)老問題顯著不同；總體上看，城市第一代獨生子女父母對自己的養(yǎng)老擔心并不嚴重[12]。

再來看農村實證研究方面。崔樹義根據(jù)2008年對山東省900份中老年父母的調查問卷分析表明，農村計劃生育夫婦已經(jīng)或即將開始進入老年期。與非計劃生育夫婦相比，獨生子女家庭面臨更多的風險和困難[13]。利用上述山東調查數(shù)據(jù)，周德祿研究發(fā)現(xiàn)，相對于非獨生子女家庭，獨生子女家庭經(jīng)濟狀況、子女經(jīng)濟供給和日常照料等方面存在明顯弱勢[14]。

唐利平等人基于蘇、川調查數(shù)據(jù)，對農村第一代獨生子女和非獨生子女的養(yǎng)老意愿進行對比分析。研究發(fā)現(xiàn)，是否參加農村養(yǎng)老保險是影響農村獨生子女養(yǎng)老意愿的重要因素[15]。周長洪等人根據(jù)2010年全國五區(qū)縣900多名50歲以上中老年獨生子女父母的問卷調查數(shù)據(jù)，分別對農村獨生子女父母的家庭結構與空巢特征、家庭經(jīng)濟狀況以及親子經(jīng)濟互動與養(yǎng)老預期進行了研究[16-18]。但上述這些調查均不是針對農村獨生子女父母養(yǎng)老心態(tài)展開的。僅有的一項研究來自陶琴對湖北省黃梅縣396戶村民的調查，該項研究表明，農村獨生子女父母和非獨生子女父母的養(yǎng)老焦慮沒有顯著差異，自我養(yǎng)老資源和社會養(yǎng)老資源對養(yǎng)老焦慮沒有顯著影響；家庭養(yǎng)老資源對獨生子女父母無顯著影響，對非獨生子女父母有顯著影響[19]。但是該項研究的獨生子女父母樣本比例過低，僅為13.7%，年齡分布較為分散，平均年齡偏低，不足45歲。

綜上所述，針對獨生子女父母養(yǎng)老心態(tài)的量化研究大多集中在城市地區(qū)，農村獨生子女父母養(yǎng)老心態(tài)研究較為缺乏。僅有的一項研究受到樣本構成和年齡分布的局限，其研究結論的代表性明顯不足。新中國成立以來，由于長期的城鄉(xiāng)分治，形成并加重了城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟社會格局。城鄉(xiāng)迥異的生產(chǎn)、生活方式以及二元化的社會保障體制等因素，決定了城市研究得出的許多結論不宜直接推論至農村，反之亦然。因此，有必要對農村第一代獨生子女父母的養(yǎng)老心態(tài)重新進行研究設計。

三、研究設計

1.核心概念界定及操作化

目前，農村獨生子女父母年歲尚輕，大多數(shù)處于中青年時期，僅有部分進入老年初期。鑒于子女婚姻事件對于父母家庭生活的重要影響[20]，本文擬對農村第一代已婚獨生子女的父母進行調查研究。20世紀七八十年代，我國農村婦女的平均育齡為23歲左右[21]。借鑒已有研究成果[22-23]，以我國第一代已婚獨生子女的年齡區(qū)間（25-36歲）以及當時農村父母的平均生育年齡為參考，從調查研究的可行性角度出發(fā)，本文將我國農村第一代已婚獨生子女父母界定操作為：“獨生子女已婚且出生于1948-1963年之間的當?shù)剞r民”，即調查時其年齡在48-63周歲之間。之所以將調查對象的年齡上限適當放寬，主要是考慮已婚獨生子女父母的年齡可能偏大一些，同時兼顧東、西部地區(qū)的老齡化差異。

有關養(yǎng)老心態(tài)的研究興于近幾年，現(xiàn)有研究對養(yǎng)老心態(tài)的理解、命名及操作化不盡相同。除直接以養(yǎng)老心態(tài)為題進行的研究之外，還有以養(yǎng)老擔心度、養(yǎng)老焦慮等為測量變量進行的研究。風笑天在對城市第一代獨生子女父母養(yǎng)老心態(tài)和認識研究時，將養(yǎng)老心態(tài)和認識操作化為四個不同側面的指標，即總體性、概括性的主觀指標，與傳統(tǒng)養(yǎng)老觀念相異的針對性指標，與獨生子女家庭特征相關的指標以及直接針對獨立養(yǎng)老觀念的指標[7]。周元鵬針對獨生子女父母的養(yǎng)老心態(tài)，將其界定為“年老獨生子女父母對未來養(yǎng)老的看法和認識等主觀的、總體的心理感受”，并將其操作化為對目前生活狀況的心態(tài)和認識、未來養(yǎng)老方式的選擇和對未來養(yǎng)老的擔憂狀況三個維度，發(fā)展出9項指標進行分析[10]。張戈將養(yǎng)老焦慮界定為“對養(yǎng)老的預期可能出現(xiàn)的擔心、憂慮或煩惱的一種主觀評價”，并將其操作化為經(jīng)濟支持、生活照料和精神慰藉三個維度的焦慮 [8]。陶琴在隨后的研究中幾乎完全借鑒了張戈的界定和操作化方法[19]。在幾項養(yǎng)老擔心度的定量研究中，研究者均未明確給出界定，而是直接按養(yǎng)老內容（經(jīng)濟支持、生活照料、精神慰藉）維度將其操作化成若干個變量指標。例如，王樹新等人將其操作化為沒有生活來源、收入養(yǎng)活不了自己、生病沒有錢治療、生活無人照料、子女不孝五個變量指標[9]。張鑫在研究城市第一代獨生子女父母養(yǎng)老擔心度時，設置了完全相同的五個變量指標 [11]。張沖等人將其操作化為沒有生活來源、生病沒有錢治療、需要時沒有人照料、社會不安定、子女不孝五個變量指標，與王樹新等人的操作化結果也十分接近[24]。此外，嚴珉將養(yǎng)老擔心度按照養(yǎng)老內容操作化為三類共計13個變量指標[12]。

參考和借鑒已有研究成果并結合研究對象的實際情況，考慮“擔心程度”能夠集中反映研究對象對養(yǎng)老的一種預期心理狀態(tài)，因而本文將養(yǎng)老心態(tài)界定為“父母對自己養(yǎng)老問題的擔心程度”。根據(jù)大多數(shù)已有研究操作化的習慣做法，本文圍繞養(yǎng)老的基本內容，將其操作化為五個核心變量指標：①是否擔心自己未來養(yǎng)老問題（總體性指標）；②是否擔心未來子女不贍養(yǎng)（依靠對象指標）；③是否擔心未來經(jīng)濟上子女不能支持自己（經(jīng)濟供給指標）；④是否擔心年老生病時子女不在身邊照顧自己（生病照顧指標）；⑤是否擔心未來年老時孤獨寂寞（精神慰藉指標）。除總體性指標外（四級選項），其余指標均采用李克特五級量表，依次對“非常擔心、比較擔心、不太擔心、完全不擔心、沒考慮過”選項進行4、3、2、1、0分的賦值。將五變量得分累加（1-20分），得分越高表示養(yǎng)老擔心度越高。量表的Alpha系數(shù)為0.858，穩(wěn)定性較高，表明該組變量的內部信度較好。

2.數(shù)據(jù)來源和樣本構成

筆者特別感謝宜賓學院法學院張義烈博士對四川問卷的調查組織工作，同時感謝南京大學風笑天教授對本文相關研究內容的指導，文責自負。

本文的江蘇、四川樣本數(shù)據(jù)來自“我國第一代獨生子女社會保障問題抽樣調查研究”項目，該項目調查時間為2011年1-2月。選擇蘇、川兩省，主要考慮他們是我國目前實行城鄉(xiāng)統(tǒng)一生育政策的省份，并兼顧了東部和西部；與其他地區(qū)相比，獨生子女在這兩省農村的比例更大一些，抽樣調查相對容易，對于反映農村獨生子女父母養(yǎng)老心態(tài)而言，選取這兩個

省的代表性也相應更強一些[15]。本文的調查對象是農村第一代已婚獨生子女父母和同年齡段的非獨生子女父母，對于非獨生子女父母，要求其子女中至少有一個已婚。為了兼顧樣本的代表性和調查的可行性，本研究分別在蘇、川兩地進行多階段配額抽樣。江蘇的抽樣程序如下：首先在江蘇省按照經(jīng)濟發(fā)展程度選擇金湖和高淳兩縣（高淳縣隸屬南京，相比蘇北淮安市的金湖縣發(fā)達一些）。然后在抽中的每個縣中，按經(jīng)濟發(fā)達和不發(fā)達各抽取1個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，總計抽取4個左右鄉(xiāng)鎮(zhèn)。在所選中的每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)中，再抽取2-3個行政村，每個村計劃調查40-50戶。以獨生子女戶數(shù)為基準，在同一村調查與獨生子女戶一樣多的非獨生子女戶數(shù)?？紤]樣本的性別代表性，要求在每個被調查村，獨生子女父母與非獨生子女父母的比例是1∶1，每類調查對象的性別比例是1∶1，按照一戶男性再一戶女性的方式進行調查。這樣，江蘇調查的樣本數(shù)大約在400份左右。考慮實際的困難和地理障礙，四川的抽樣要求相對寬松一些。兼顧經(jīng)濟發(fā)展和地區(qū)分布，安排30名調查員在四川的達州、成都、宜賓等14個市（縣）農村進行入戶調查，涵蓋了四川21個市（州）中的2/3地區(qū)。調查組織者要求調查員在實際調查中按照獨生子女父母和非獨生子女父母1∶1進行，同時各類別兼顧1∶1的性別比例。每名調查員平均調查10戶左右，樣本數(shù)大約在350份左右。采用結構式訪問法入戶調查收集相關問卷資料。調查員皆為受過專業(yè)訓練的在校本科生（或研究生），分別由兩地負責人組織協(xié)調展開調查。

問卷回收后，在使用SPSS 20.0系統(tǒng)輸錄過程中對其進行了清理和核對?？傮w上，問卷填答率極高，質量很好。兩地合計發(fā)放問卷760份（江蘇410份、四川350份），收回問卷753份（江蘇406份、四川347份），剔除少量廢卷，有效問卷合計720份（江蘇404份、四川316份），有效回收率為94.7%。總體上看，獨生子女父、母和非獨生子女父、母所占樣本的比例接近，均在25%左右，符合預定的配額抽樣方案。

3.研究思路和相關變量

（1）研究思路?；诜诸惖谋容^分析是社會科學在進行實證研究時描述或解釋相關事物和現(xiàn)象的基本思路[26]。受計劃生育政策的影響，20世紀80年代以來，我國農村家庭主要分為獨生子女家庭和非獨生子女家庭兩大類。目前，部分研究直接針對獨生子女或其父母群體開展相關問題研究，另有部分研究基于兩類子女或其父母的比較展開分析。千百年來，農村社會擁有獨生子女家庭的比例微乎其微，人們習慣于多子女的家庭生活。盡管計劃生育政策施行了數(shù)十年，多子多福的傳統(tǒng)生育觀念和養(yǎng)兒防老的傳統(tǒng)養(yǎng)老觀念依然深刻影響著農村居民，尤其是中老年群體。因此，通過比較分析，從我國農村傳統(tǒng)文化視角和城鄉(xiāng)二元養(yǎng)老政策現(xiàn)狀考量，可以較為充分地了解我國農村獨生子女父母養(yǎng)老心態(tài)的特點和存在的問題。循此思路，本文將首先對上述五個核心變量與調查對象的子女身份進行交互分析，考察農村第一代已婚獨生子女父母和同齡的非獨生子女父母在相關養(yǎng)老心態(tài)上是否存在顯著差別，以期檢驗已有相關研究的結果在對后面四個變量指標進行交互分析時，為簡便起見，將其原有的五個選項整合成新的三類，即擔心、不擔心和沒考慮過。然后，運用單變量多因素方差分析方法進一步考察影響農村已婚獨生子女父母養(yǎng)老心態(tài)的相關變量因素。

（2）方差分析中的因變量。方差分析是基于變異分解的思想進行的，即將樣本的總變異分解為由研究因素造成的部分和由抽樣誤差所造成的部分，通過比較來自于不同部分的差異，借助F分布做出統(tǒng)計推斷[27]。方差分析模型可以在控制其他因素影響的同時研究特定自變量和因變量之間的關系，其適用條件（獨立性、正態(tài)性、方差齊）具有穩(wěn)健性，較為適合連續(xù)性變量的影響因素分析[28]。筆者曾對上述五個核心變量進行賦值，但考慮其并非一般的量表計分，因而不能將其得分簡單加總。在此運用因子分析法經(jīng)檢驗，KMO統(tǒng)計量為0.786，大于0.7，說明因子分析效果較好；Bartlett球形檢驗的卡方值為1232.341，顯著性水平小于0.001，說明各變量間具有相關性，因子分析通過適用條件檢驗。

，對養(yǎng)老擔心度的五個相關問題變量確定權重，并相加得到總分，形成一個新的變量，將其命名為“獨生子女父母養(yǎng)老總體心態(tài)”（參見表1數(shù)據(jù)），對其進行單變量多因素方差分析，以便從整體上考察影響研究對象養(yǎng)老心態(tài)的具體因素。

（3）方差分析中的自變量。借鑒已有研究做法，本文擬將研究對象的個體特征變量（性別、年齡、文化程度、婚姻狀況、健康狀況）、影響?zhàn)B老支持的經(jīng)濟變量（夫妻年純收入、是否辦過醫(yī)保、是否辦過社保）、居住狀況和生活滿意度變量（居住方式、居住條件滿意度、閑暇生活滿意度、物質生活滿意度、精神生活滿意度）、代際關系變量（是否給孫子女花錢或買東西、親子家庭關系、子女總體性支持、子女婚后總體性支持變化）以及地區(qū)變量一并納入考察。其中，除上述“親子家庭關系”、“子女總體性支持”和“子女婚后總體性支持變化”為連續(xù)性變量外，其他各變量均為分類變量（見表2）。需要說明的是，“親子家庭關系”、“子女總體性支持”、“子女婚后總體性支持變化”均是對原有相關變量進行均值函數(shù)（MEAN）計算得出的新的連續(xù)性變量（參見表1數(shù)據(jù)）?！坝H子家庭關系”原變量包含父母和子/女/媳/婿的關系，分別設置非常好、比較好、一般、不太好和很不好五個選項；“子女總體性支持”原變量涵蓋養(yǎng)老內容的三個方面，詢問子女是否為父母提供如下十項支持，即“干家務活、種田種地、給生活費、給零用錢、給買東西、照顧日常起居、生病時照顧、常回家看望、打電話問候、和父母交談”，分別設置從不、很少、有時、經(jīng)常和總是五個選項；“子女婚后總體性支持變化”原變量也包括上述十項支持，詢問子女婚后支持在這些方面的變化情況，設置的選項依次為增加、沒變和減少。限于篇幅，上述相關具體變量分布情況略去。

四、結果與分析

1.養(yǎng)老心態(tài)核心變量和子女身份的交互分析本文將父母的養(yǎng)老心態(tài)操作化為“父母對自己養(yǎng)老問題的擔心”、“對子女不能贍養(yǎng)的擔心”等五個核心變量指標。將其與子女身份進行交互分析和卡方檢驗后發(fā)現(xiàn)，只有“父母對自己養(yǎng)老問題的擔心”存在子女身份上的顯著差別，而其他四個變量均無顯著差異。首先來看父母對自己養(yǎng)老問題的擔心與子女身份的交互分析（見表3）。

兩類父母表示擔心或比較擔心的比例合計超過1/4，表明目前大多數(shù)父母對自己未來的養(yǎng)老問題并不是太擔心，這與研究對象年齡尚輕不無關系。相比較而言，在擔心方面，兩類父母差別很小，在不太擔心方面，獨生子女父母略多一些，而在根本不擔心方面，非獨生子女父母明顯多于獨生子女父母，超出近7個百分點?？傮w上看，雖然兩類父母在養(yǎng)老問題上的擔心具有顯著差異，但差別并不懸殊。這和媒體有關獨生子女父母十分擔心自己的養(yǎng)老問題報道不相符合。

再來看其余四個變量和子女身份的交互分析結果（見表4）。在對子女是否贍養(yǎng)的心態(tài)上，超過七成的研究對象表示不擔心，僅有1/6的人表示擔心，另有少部分人沒有考慮過。兩類父母差別很小。在對子女能否經(jīng)濟支持的心態(tài)上，表示擔心的比例超過前一個變量，接近20%，而表示不擔心也在七成以上。兩類父母相比，獨生子女父母表示不擔心的比例反而少于非獨生子女父母。這和周長洪等人利用全國五縣調查得出的結果較為接近，周長洪等的結果顯示，八成多獨生子女父母相信子女會在經(jīng)濟上支持自己[18]。在對生病時子女能否照顧的心態(tài)上，表示擔心的比例明顯上升，超過了三成，表示不擔心和沒考慮過的比例都有所下降。兩類父母相比，還是獨生子女父母樂觀一些。在對年老時是否感到孤獨寂寞的心態(tài)上，表示擔心的比例進一步上升，超過了四成，而表示不擔心的比例隨之下降，不足半數(shù)。兩類父母相比，獨生子女父母擔心比例略多一點。因此，從總體上看，在養(yǎng)老心態(tài)即對相關養(yǎng)老問題的擔心上，兩類父母并沒有太大的差別。本文的研究結果和唐利平等人利用江蘇、四川四縣調查以及陶琴利用湖北黃梅縣調查獲得的結果較為相似，兩者的研究均表明，兩類父母在養(yǎng)老問題的擔心度或焦慮上并無顯著差別[15，19]。從上述具體維度的比較上可以看出，獨生子女父母對未來養(yǎng)老的擔心程度反而低于非獨生子女父母，說明獨生子女父母的養(yǎng)老心態(tài)更加積極和樂觀。這或許和獨生子女父母當前經(jīng)濟負擔和年齡相對輕有關。這一調查結果傳遞給我們這樣一個信號：即對于獨生子女父母來說，目前他們并沒有外界所想象的那樣擔心自己的養(yǎng)老問題。這種積極、樂觀的心態(tài)無疑有助于他們未來的養(yǎng)老實踐和晚年生活。

2.獨生子女父母養(yǎng)老總體心態(tài)的單變量多因素方差分析

上述養(yǎng)老心態(tài)核心變量與子女身份的交互分析表明，農村獨生子女父母和非獨生子女父母在養(yǎng)老心態(tài)上具有趨同的特點。對養(yǎng)老總體心態(tài)的單因素方差分析檢驗也表明，養(yǎng)老總體心態(tài)在子女身份上沒有顯著差別（P=0.909）。養(yǎng)老心態(tài)將直接影響獨生子女父母未來的養(yǎng)老安排及晚年生活質量，本文擬進一步考察影響農村第一代已婚獨生子女父母養(yǎng)老心態(tài)的具體因素。根據(jù)獨生子女父母養(yǎng)老總體心態(tài)的變量特征，決定采用單變量多因素方差分析。

輸出結果顯示（見表5），模型具有統(tǒng)計學意義。具體來看，在納入的18個自變量中，按照顯著性水平0.05的常用標準，僅有“婚姻狀況”、“居住條件滿意度”、“物質生活滿意度”和“子女婚后總體性支持變化”顯著影響獨生子女父母的養(yǎng)老總體心態(tài)。另外，“親子家庭關系”、“精神生活滿意度”的影響也較為顯著，顯著性水平均小于0.1。這意味著，農村第一代已婚獨生子女父母的養(yǎng)老心態(tài)存在著群內差異。這種群體內部的差異可能來自于獨生子女父母的婚姻狀況及其對家庭代際關系、生活條件等方面認知評價的影響。換言之，在控制其他變量的前提下，同為農村第一代已婚獨生子女父母，在婚者養(yǎng)老總體心態(tài)好于離異者和喪偶者；獨生子女婚后對父母的總體性支持變化越積極、獨生子女家庭親子關系越和諧，父母的養(yǎng)老總體心態(tài)則越樂觀；對居住條件越滿意、對物質生活和精神生活滿意度越高，獨生子女父母的養(yǎng)老總體心態(tài)就越好。

五、結論和思考

1.基本結論

本文利用蘇、川兩省720戶中老年農民家庭養(yǎng)老調查數(shù)據(jù)，以同齡的非獨生子女父母為參照，對我國農村第一代已婚獨生子女父母的養(yǎng)老心態(tài)及其影響因素進行了探索性分析，得出了如下一些基本結論：第一，對養(yǎng)老心態(tài)的五個變量和子女身份的交互分析發(fā)現(xiàn)，只有父母對自己養(yǎng)老問題的擔心存在子女身份上的顯著差別，獨生子女父母的擔心程度略高于非獨生子女父母。而在子女能否贍養(yǎng)、經(jīng)濟能否支持、生病時能否照顧上，獨生子女父母的擔心比例均低于非獨生子女父母，在年老時是否感到孤獨寂寞上，獨生子女父母擔心比例略高于非獨生子女父母。第二，對養(yǎng)老總體心態(tài)的單變量多因素方差分析發(fā)現(xiàn)，父母的婚姻狀況、親子家庭關系、子女婚后支持變化、居住條件滿意度及生活滿意度可能是顯著影響農村第一代已婚獨生子女父母養(yǎng)老心態(tài)的重要因素。

2.進一步的思考

通過上述分析發(fā)現(xiàn)，在養(yǎng)老心態(tài)上，相比于同齡的非獨生子女父母，目前農村第一代已婚獨生子女父母顯得更加樂觀和自信。無疑，這對于農村獨生子女父母的養(yǎng)老是一個十分有利的條件。早先，人們普遍擔心獨生子女父母的養(yǎng)老風險和壓力問題，但是從獨生子女父母對各項問題指標的選擇來看，他們對未來養(yǎng)老的擔心程度并不大于非獨生子女父母。而且，單因素方差分析檢驗也表明，子女身份對農村中老年人的養(yǎng)老心態(tài)并無顯著影響，說明農村第一代已婚獨生子女父母和同齡的非獨生子女父母在養(yǎng)老心態(tài)上具有趨同特點。這一方面可能緣于調查對象年齡尚輕的原因，獨生子女父母的平均年齡僅為53.5歲，絕大多數(shù)尚處中年階段，只有一小部分進入老年初期。調查對象的年齡偏輕意味著他們的身體狀態(tài)較佳，自理能力較強，絕大部分仍在勞動，具有較好的經(jīng)濟能力；其在生活上完全可以自食其力，還沒到需要子女養(yǎng)老的境地。換言之，當前農村第一代已婚獨生子女父母和同齡的非獨生子女父母一樣，沒有養(yǎng)老的緊迫性和現(xiàn)實的壓力。另一方面，計劃生育作為國策在全國施行30多年，“男女都一樣、女兒也是傳后人”等宣傳口號家喻戶曉，計劃生育傳播的現(xiàn)代生育理念以及獨生子女家庭對政府的養(yǎng)老預期，一定程度上破除了農民養(yǎng)兒防老的傳統(tǒng)觀念，同時也減輕了獨生子女父母的養(yǎng)老擔心度。并且，最近幾年推進的“新農合”、“新農保”全覆蓋政策營造了一種政府支持養(yǎng)老的氛圍。正是在上述宏、微觀因素的合力作用下，形成了獨生子女父母與非獨生子女父母養(yǎng)老心態(tài)上的趨同效應。

有學者指出，對于獨生子女家庭而言，傳統(tǒng)家庭養(yǎng)老模式的客觀基礎已被抽掉。獨生子女的現(xiàn)實導致其父母更早步入并經(jīng)歷更長時間的空巢生活，同時也將他們置于更加困難的家庭養(yǎng)老境況。無論是經(jīng)濟供給、生活照料還是精神慰藉，父母能從唯一的子女身上得到的都將非常有限。特別是當獨生子女和獨生子女組建了“雙獨婚姻”家庭后，他們的父母將會面臨更加嚴重的家庭養(yǎng)老困境[29-30]。因此，婚姻狀況及其對親子關系、居住條件和生活滿意度等方面的認知評價自然構成了影響獨生子女父母養(yǎng)老心態(tài)的重要因素。基于本文的研究結果，盡管農村第一代已婚獨生子女父母在養(yǎng)老心態(tài)上較為積極、樂觀，但假以時日，當他們大規(guī)模進入老齡甚至高齡行列時，相比于非獨生子女父母，一個孩子的事實以及低水平的社會養(yǎng)老和服務保障制度將給農村獨生子女父母的養(yǎng)老帶來更多的困難和挑戰(zhàn)。所以，農村獨生子女父母不僅需要在思想上盡快變“依賴養(yǎng)老”為“獨立養(yǎng)老”，而且應該以實際行動在身體、經(jīng)濟、物質等方面做好充分的準備，未雨綢繆，迎接“獨子女養(yǎng)老”時代的到來。與此同時，政府應責無旁貸，逐步提高農村獨生子女父母的社會養(yǎng)老和服務保障水平，積極回應獨生子女父母的養(yǎng)老支持期待。獨生子女也應盡到孝養(yǎng)之責，在情感慰藉、日常生活照顧特別是生病照護上回報父母。

本文對上述養(yǎng)老心態(tài)的界定和操作化，僅具有相對的意義。因為作為一種主觀上的認識和心理傾向，圍繞養(yǎng)老心態(tài)設計的各種變量，都是建立在調查對象對某些具體養(yǎng)老問題的認識基礎上的。因此，本文圍繞養(yǎng)老內容的三個維度操作化養(yǎng)老心態(tài)，可能存在一定的局限性。因變量方差分析所納入的自變量，主要是對已有研究的借鑒和綜合，如果納入更多相關變量，得出的結果可能會被改寫。同時，囿于農村獨生子女家庭的分散性，本文的樣本是通過配額抽樣獲取的，原則上不能直接推論樣本取自的總體。不過對于蘇、川兩地而言，本文對農村第一代已婚獨生子女父母養(yǎng)老心態(tài)及其影響因素的探索性分析結果，仍具有一定的代表性和啟發(fā)性。時間是改變一切的利器。隨著農村第一代獨生子女父母大規(guī)模步入老年及至高齡，彼時的研究或許更具現(xiàn)實性，我們期待著學界同行持續(xù)的關注和深化相關論題的研究。

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[責任編輯 武 玉]