馬　瑜，　胡　媛

(福建農(nóng)林大學 公共管理學院，福建 福州　350002)

一、問題與背景

自20世紀80年代實行計劃生育政策以來，我國城市獨生子女家庭相繼出現(xiàn)并初具規(guī)模。隨著獨生子女長大成人、結(jié)婚成家，數(shù)以千萬計的獨生子女父母邁入老年，由于我國人口基數(shù)大，老年人口比重高，如何養(yǎng)老成為我國亟待解決的社會問題。獨生子女家庭不具有傳統(tǒng)中國家庭養(yǎng)老模式的客觀基礎，面對只有一個孩子的現(xiàn)實，獨生子女父母需要更長時間經(jīng)歷人生的“空巢”生活。無論是經(jīng)濟來源和生活照料，還是親子交往和精神慰藉，他們從唯一的孩子身上得到的非常有限。缺乏這種家庭養(yǎng)老客觀基礎正是獨生子女家庭養(yǎng)老所面臨的現(xiàn)實困境的實質(zhì)[1]。而在中國獨生子女父母這一群體中，城市獨生子女父母占比相對較大，養(yǎng)老問題更為突出，在這種困境下的中國城市獨孩父母，他們的養(yǎng)老觀念是什么？對于養(yǎng)老，他們有什么打算？想要依靠誰養(yǎng)老？對子女的依賴程度有多大？是什么影響了他們的養(yǎng)老方式的選擇？這些都是目前社會熱切關(guān)注的問題。

近年來，學術(shù)界對老年人的養(yǎng)老觀念一般從養(yǎng)老保障的依賴性與獨立性兩個方面進行操作化，意思指老年人對自身養(yǎng)老保障的認識以及老年人的依賴性與獨立性。從養(yǎng)老保障問題來看，可以將其具體劃分為養(yǎng)老靠社會、養(yǎng)老靠子女和養(yǎng)老靠自己[2]。K.W.Schaie 和 S.L.Wills 在其所著的《成人發(fā)展與老齡化》中將其描述為經(jīng)濟依賴、身體和情緒依賴。國內(nèi)多數(shù)學者認為養(yǎng)老涉及經(jīng)濟或物質(zhì)的供養(yǎng)、生活照料以及精神慰藉[3]；界定養(yǎng)老責任時，主要是測度受訪人對于養(yǎng)老責任的認知與態(tài)度，主要指養(yǎng)老負責主體[4]。此外，也有許多學者對城市獨生子女家庭養(yǎng)老觀念的影響因素進行深入研究。唐利平、風笑天通過對江蘇和四川兩省810戶農(nóng)村居民問卷調(diào)查數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村養(yǎng)老保險是影響農(nóng)村獨生子女父母養(yǎng)老意愿的一個重要因素[5]。另外有研究表明，獨生子女父母的養(yǎng)老方式受性別、年齡、受教育程度、家庭收入、居住情況、子女就業(yè)地方等因素的顯著影響，而家人數(shù)量對養(yǎng)老方式的選擇沒有顯著影響[6]。紀競垚對城鄉(xiāng)獨生子女父母養(yǎng)老意愿進行比較發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老意愿在很大程度上受家庭經(jīng)濟狀況影響，農(nóng)村獨生子女父母更傾向于子女養(yǎng)老[7]。不同地區(qū)的城市獨生子女父母養(yǎng)老意愿存在較大差異[8-10]。

中國與歐美一些發(fā)達國家國情并不相同，獨孩父母的養(yǎng)老問題在中國尤為突出。再者，中國與其他國家的傳統(tǒng)文化差異較大，無論是在道德上還是法律上，子女養(yǎng)老都是義不容辭的責任。歐美發(fā)達國家社會保障較為全面，老年人主要依靠社會養(yǎng)老,不需要過多地依賴子女。隨著中國獨孩父母養(yǎng)老問題越來越嚴重，學術(shù)界對其養(yǎng)老觀念影響因素的分析也在不斷加深，從農(nóng)村獨孩父母到城市獨孩父母，獨生子女父母與非獨生子女父母的比較，影響因素分析也由個人特征到社會情況等涉及更多方面。獨生子女父母這個群體內(nèi)部異質(zhì)性較大，養(yǎng)老觀念是一個相對主觀變量，各影響因素對其發(fā)揮的作用都具有一定的差異。因此，本文從個人特征、家庭特征、社會特征三個方面對比分析了“養(yǎng)老由自己負責”和“養(yǎng)老由子女負責”兩個主要的養(yǎng)老觀念，從而探索城市獨生子女父母養(yǎng)老觀念的影響因素及其原因。

二、對我國城市獨生子女父母養(yǎng)老觀念及其影響因素的實證研究

(一)數(shù)據(jù)基本情況說明

本文采用 CGSS2013調(diào)查數(shù)據(jù)，從中選取僅生育一男或者一女并且居住地在中心城區(qū)的受訪者為研究對象，受訪者居住在中心城區(qū)較具有代表性和典型性。數(shù)據(jù)中符合條件的樣本共計2 140個，剔除無效回答和異樣值樣本數(shù)，有效樣本數(shù)1 687個。其中從樣本性別來看，男性占50.68%，女性占49.32%。從年齡樣本來看，45以下的樣本占50.86%，45歲到59歲之間占 36.69%，60歲以上的占12.45%.從樣本的受教育程度來看，小學及以下文化程度占 7.88%，初中文化程度占27.33%，高中及中專文化程度占33.91%，大學及以上文化程度占30.88%。樣本的基本特征見表1。

表1　樣本的特征分布狀況

(二)變量選取與測量

1.因變量

養(yǎng)老觀念的概念及其操作化。中國傳統(tǒng)社會是以家庭為基礎，老年人的養(yǎng)老資源主要來自于家庭內(nèi)部，年老后由兒女或者家庭成員供養(yǎng)，都是義不容辭的責任。但是伴隨經(jīng)濟的發(fā)展、社會的變遷，家庭養(yǎng)老、兒女養(yǎng)老不再是人們選擇養(yǎng)老的唯一方式，他們有更多的社會資源和經(jīng)濟實力去選擇其他養(yǎng)老方式。現(xiàn)代化、城市化、市場化的社會發(fā)展對人們的養(yǎng)老觀念可能產(chǎn)生較大的影響。國內(nèi)外對養(yǎng)老觀念沒有標準的界定，本文借鑒1991年聯(lián)合國對老齡問題提出的《老年人原則》中提到的將老年人的養(yǎng)老觀念從自身的養(yǎng)老保障問題和依賴性與獨立性問題兩個方面進行操作化，并結(jié)合CGSS2013問卷，將其具體界定為受訪人對于養(yǎng)老責任的認知與態(tài)度，指養(yǎng)老負責主體，將受訪者的養(yǎng)老保障問題從養(yǎng)老負責主體進行操作化。

結(jié)合CGSS2013調(diào)查數(shù)據(jù)，將我國目前城市中“養(yǎng)老由自己負責”和“養(yǎng)老由子女負責”兩種養(yǎng)老觀念作為因變量展開研究，第一，主要由自己負責，父母年老后，可以依靠自己的儲蓄收入、勞動收入養(yǎng)老；其他歸為一類，將養(yǎng)老主要由自己負責賦值為“0”，其他方式賦值為“1”。第二，主要由子女負責，認為養(yǎng)老應該依靠子女，認為父母把時間和金錢都花在子女身上，老了理應由子女來負責自己的養(yǎng)老問題；其他歸為一類，將養(yǎng)老主要由子女負責賦值為“0”，其他方式賦值為“1”。針對這種二元離散現(xiàn)象的數(shù)值分析，運用二分類logistic回歸模型進行分析，各自變量對因變量的影響通過下列擬合模型進行估計：

式中，p表示選擇“養(yǎng)老主要由自己負責”或者“養(yǎng)老主要由子女負責”的概率；Xi(其中，i=1，2，…，n)表示影響某種養(yǎng)老觀念選擇的影響因素；bi(其中，i=1，2,…，n)表示各自變量的回歸系數(shù)。

2.自變量的操作化

在相關(guān)文獻的基礎上，紀競垚[7]研究得出城鄉(xiāng)獨生子女父母的養(yǎng)老意愿差異顯著，農(nóng)村獨生子女父母選擇“養(yǎng)老責任在子女”的可能性更大，而城市獨生子女父母更傾向于將養(yǎng)老主體責任多元化。此外，經(jīng)濟自評狀況、是否是照料者、主觀老化態(tài)度等社會經(jīng)濟和主觀態(tài)度因素顯著影響獨生子女父母的養(yǎng)老意愿。王樹新等[11]認為獨生子女父母選擇養(yǎng)老方式的影響因素主要包括人口、經(jīng)濟、自身三個方面的因素，獨生子女父母的收入、職業(yè),以及年齡對他們選擇何種養(yǎng)老方式養(yǎng)老有重要影響。本文將影響獨生子女父母養(yǎng)老觀念的因素分為三類：個人特征因素、家庭特征因素、社會特征因素。

個人特征因素包括：性別、年齡、文化程度、婚姻狀況、戶籍。獨孩父母性別、高齡父母和低齡父母、單親獨孩家庭和雙親獨孩家庭都可能對養(yǎng)老保障觀念產(chǎn)生差異。另外，城市獨生子女父母的文化程度、戶籍也可能影響其養(yǎng)老觀念。

家庭特征因素包括：家庭同住人口數(shù)、家庭經(jīng)濟狀況、自有房屋數(shù)。家庭同住人口數(shù)、經(jīng)濟狀況、自有房屋數(shù)不同的獨孩父母在養(yǎng)老保障觀念上可能存在差異。

社會特征因素包括：醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險以及與親朋好友的交往程度。在不同社會經(jīng)濟發(fā)展水平下，城市的醫(yī)療和養(yǎng)老制度要比農(nóng)村完善許多，擁有不同養(yǎng)老保險或醫(yī)療保險的城市獨孩父母在養(yǎng)老保障觀念上可能存在很大差異。

表2　自變量的選擇和相應的處理、賦值

(三)研究問題與假設

本研究的研究對象為城市獨生子女父母的養(yǎng)老觀念，具體劃分為“養(yǎng)老主要由自己負責”以及“養(yǎng)老主要由子女負責”兩種養(yǎng)老保障觀念，具體研究問題如下：

第一，城市獨生子女父母在養(yǎng)老責任主體的傾向性如何？本文擬通過對養(yǎng)老觀念的概要分析，指出城市獨生子女父母在養(yǎng)老負責主體觀念上的差異性。

第二，城市獨生子女父母“養(yǎng)老主要由自己負責”以及“養(yǎng)老主要由子女負責”兩種養(yǎng)老保障觀念主要受什么因素影響？根據(jù)前文提及的文獻，本文將影響城市獨生子女父母養(yǎng)老觀念的因素分為三類：個人特征因素，家庭特征因素和社會特征因素。獨生子女父母的個人特征因素主要是指獨孩父母自身的個人特征因素對養(yǎng)老觀念是否有影響及影響程度如何；家庭特征因素主要是指獨孩父母的家庭方面的狀況對養(yǎng)老保障觀念是否有影響及影響程度如何；社會特征因素主要是指獨孩父母醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險對養(yǎng)老保障觀念是否有影響及影響程度如何。

根據(jù)上述對城市獨孩父母養(yǎng)老觀念的思考，本文的研究假設如下：

假設1：城市獨生子女父母中女性比男性更需要精神慰藉，需要家人陪伴，所以女性比男性更傾向于子女養(yǎng)老，而男性更傾向于自己養(yǎng)老。

假設2：隨著年齡的增長，自我照料能力下降，年紀越大的人越傾向于子女養(yǎng)老。

假設3：受教育水平越高的獨生子女父母，思維眼界更加開放，更加傾向于自己養(yǎng)老。

假設4：農(nóng)業(yè)戶口的人可能受“養(yǎng)兒防老”觀念影響更多，所以只有一個孩子的話，就更加傾向于子女養(yǎng)老。

假設5：婚姻狀態(tài)不穩(wěn)定的獨孩父母晚年生活缺少關(guān)愛，更傾向于子女養(yǎng)老。

假設6：經(jīng)濟水平越高、擁有房屋數(shù)越多的老人，越有能力自己照顧自己，所以更傾向于自己養(yǎng)老。

假設7：家庭同住人越少，城市獨生子女父母自己獨立生活意識就越強，越意愿靠自己養(yǎng)老。

假設8：有醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險的獨孩父母，自己晚年會有保障，經(jīng)濟負擔小，為子女考慮更多，更傾向于自己養(yǎng)老。

假設9：不經(jīng)常與親朋好友接觸的城市獨孩父母獨立意識比較強，依賴親人程度較低，在養(yǎng)老保障觀念上更傾向于自己養(yǎng)老。

(四)logistic回歸分析

通常在顯著度α<0.05時表示自變量的作用顯著，并且它的值越小表示自變量的作用越顯著。Logistic分析中，各個自變量Xi對于logit的作用方向可以通過其偏回歸系數(shù)bi的正負號得以體現(xiàn)。bi為正時，說明Xi值增加一個單位的變化可使logit值產(chǎn)生變化量為bi的提高；bi為負時，說明Xi值增加一個單位的變化可使logit值產(chǎn)生變化量為bi的降低。

本文使用二元Logistic回歸模型進行分析，將城市獨生子女父母的養(yǎng)老觀念操作化為“養(yǎng)老主要由自己負責”和“養(yǎng)老主要由子女負責”兩個因變量分別進行分析，并將性別、教育程度、婚姻狀態(tài)以及是否有參加商業(yè)保險等特征納入模型，用以檢驗影響老人養(yǎng)老觀念的影響因素。下文中就將對各影響因素的系數(shù)符號及顯著性作出解釋。

1.城市獨生子女父母“養(yǎng)老主要由自己負責”觀念的影響因素通過表3的數(shù)據(jù)結(jié)果，分析個人特征、家庭特征、社會特征三個方面對獨孩父母自己養(yǎng)老觀念產(chǎn)生的影響。

表3　城市獨生子女父母“自己養(yǎng)老”觀念影響因素分析結(jié)果

注：*代表p<0.1，**代表p<0.05，***代表p<0.01。

(1)就個人基本特征來說，性別、文化程度、年齡都對城市獨生子女父母養(yǎng)老由自己負責的觀念有顯著影響。性別的偏回歸系數(shù)是0.27，說明其對城市獨孩父母養(yǎng)老由自己負責的觀念有正向的預測作用，也就是說，相較與男性，女性更愿意自己養(yǎng)老；學歷的偏好回歸系數(shù)為-0.059，說明受教育程度對城市獨孩父母養(yǎng)老由自己負責的觀念有反向的預測作用，學歷越高，越意愿自己養(yǎng)老；年齡的偏好回歸系數(shù)為0.049，年齡對城市獨孩父母養(yǎng)老由自己負責的觀念有正向的預測作用，年紀越大的城市獨孩父母越意愿依靠自己養(yǎng)老。

(2)就家庭特征而言，同住人口偏回歸系數(shù)為-0.013，說明家庭同住人越少，城市獨生子女父母越意愿靠自己養(yǎng)老；家庭經(jīng)濟水平的偏回歸系數(shù)為0.033，家庭經(jīng)濟水平為正向預測作用，經(jīng)濟水平越高，越有能力解決自己的養(yǎng)老問題，城市獨孩父母就越意愿依靠自己養(yǎng)老；擁有房產(chǎn)數(shù)對其養(yǎng)老保障觀念沒有影響。

(3)就社會特征而言，由于城市基本社會保障率較高，城市獨孩父母基本都有社會醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險，所以對其養(yǎng)老觀念沒有影響，商業(yè)醫(yī)療保險對城市獨孩父母養(yǎng)老靠自己的觀念有負向的預測作用，也就是說，有商業(yè)醫(yī)療保險的父母越會依靠自己養(yǎng)老；而商業(yè)養(yǎng)老保險對城市獨孩父母養(yǎng)老靠自己的觀念有正向的預測作用，沒有商業(yè)養(yǎng)老保險的父母更會去依靠自己養(yǎng)老；最后，與親朋好友交往回歸系數(shù)都為負數(shù)，說明越不喜歡和親朋好友來往的城市獨孩父母獨立意識可能越強，血緣紐帶越弱，越愿意選擇自己養(yǎng)老。

2.城市獨生子女父母“養(yǎng)老主要由子女負責”觀念的影響因素通過表4的數(shù)據(jù)結(jié)果，分析個人特征、家庭特征、社會特征三個方面對獨孩父母子女養(yǎng)老觀念產(chǎn)生的影響。

注：*代表p<0．1，**代表p<0．05，***代表p<0．01。

(1)就個人基本特征來說，性別、文化程度、年齡、戶籍、婚姻狀態(tài)都對獨生子女父母子女養(yǎng)老的觀念有顯著影響。性別的偏回歸系數(shù)是-0.04，性別其對城市獨孩父母養(yǎng)老靠自己的觀念有正向的預測作用，也就是說，相較于男性，女性更愿意自己養(yǎng)老；學歷的偏好回歸系都為負數(shù)，說明受教育程度對城市獨孩父母養(yǎng)老靠自己的觀念有反向的預測作用，學歷越低，思想就越偏向于傳統(tǒng)，越依賴子女照料晚年；年齡的偏回歸系數(shù)也為負數(shù)，說明老人當中，年紀越小的獨孩父母越傾向于子女養(yǎng)老；婚姻狀況的偏回歸系數(shù)為-0.081，說明有配偶的獨孩父母親人的陪伴越多，所以對親人的依賴度越高，越傾向于子女養(yǎng)老；戶籍的偏回歸系數(shù)為-0.095，說明比起城市戶口，農(nóng)村戶口的老人對農(nóng)村接觸更多，“養(yǎng)兒防老”的意識越強，越傾向于子女養(yǎng)老。

(2)就家庭特征而言，表4中的回歸結(jié)果顯示，無論是家庭同住人數(shù)、還是家庭經(jīng)濟水平、房產(chǎn)數(shù)都未對城市獨生子女父母“依靠子女養(yǎng)老”的觀念產(chǎn)生顯著性影響。

(3)就社會特征而言，基本保險以及商業(yè)保險都未對城市獨生子女父母“依靠子女養(yǎng)老”的觀念產(chǎn)生顯著性影響；而與親朋好友交往回歸系數(shù)都為正數(shù)，說明越喜歡和親朋好友來往的城市獨孩父母親緣紐帶越深，情感依賴越高，越愿意依靠子女養(yǎng)老。

(四)基本結(jié)論

個人特征因素當中，除婚姻狀況、戶籍外的各項因素都對城市獨生子女父母養(yǎng)老觀念有顯著性影響。其中，相較于男性，女性感情更為細膩，會更多地為子女考慮，為子女減少負擔，所以更愿意自己養(yǎng)老，而男性有部分比例可能存在“大男子主義傾向”，老年更需要子女為自己付出，這與假設1的預測相悖。學歷在兩個模型當中反應出不一致的結(jié)果，模型二顯著性更高，表示學歷越低的城市獨孩父母，思想就越偏向于傳統(tǒng)，越依賴子女照料晚年，與假設3中的預測基本吻合。年齡對城市獨孩父母養(yǎng)老靠自己的觀念有正向的預測作用，年紀越大的城市獨孩父母越意愿依靠自己養(yǎng)老，年紀越小的獨孩父母越意愿子女養(yǎng)老，可能年紀越小的父母，孩子在身邊相處時間越多，與子女之間的相互依賴度就越高，越傾向于子女養(yǎng)老，與假設2的預測相悖。比起城市戶口，農(nóng)村戶口的老人對農(nóng)村接觸更多，“養(yǎng)兒防老”的意識越強，越傾向于子女養(yǎng)老，與假設4基本一致。有配偶的獨孩父母親人的陪伴越多，所以對親人的依賴度越高，越傾向于子女養(yǎng)老，與假設5的預測相悖。

就家庭特征而言，家庭經(jīng)濟水平對獨孩父母“自己養(yǎng)老”起正向作用，經(jīng)濟水平越高、擁有房屋數(shù)越多的老人，越有能力自己照顧自己，所以更傾向于自己養(yǎng)老，與假設6預測一致。家庭同住人越少，城市獨生子女父母自己獨立生活意識就越強，越意愿靠自己養(yǎng)老，與假設7的預測一致。擁有房產(chǎn)數(shù)對其養(yǎng)老保障觀念沒有影響。

就社會特征而言，基本保險以及商業(yè)保險都未對城市獨生子女父母養(yǎng)老的觀念產(chǎn)生顯著性影響。商業(yè)醫(yī)療保險對城市獨孩父母養(yǎng)老靠自己的觀念有負向的預測作用，有商業(yè)醫(yī)療保險的父母越會依靠自己養(yǎng)老；而商業(yè)養(yǎng)老保險對城市獨孩父母養(yǎng)老靠自己的觀念有正向的預測作用，沒有商業(yè)養(yǎng)老保險的父母更會去依靠自己養(yǎng)老，與假設8的預測相對一致，有待于進一步的研究。不經(jīng)常與親朋好友接觸的城市獨孩父母獨立意識比較強，依賴親人程度較低，在養(yǎng)老保障觀念上更傾向于自己養(yǎng)老，與假設9相符。

三、進一步思考

根據(jù)已有研究經(jīng)驗，本文將養(yǎng)老觀念的考察重點主要放在城市獨生子女父母的養(yǎng)老責任主體上，即“養(yǎng)老主要由誰負責”。但是“養(yǎng)老觀念”作為一種主觀上的認識和心理傾向，都是建立在某些具體的養(yǎng)老問題的認識基礎之上，因此本文將養(yǎng)老觀念劃分為“主要由自己負責”以及“主要由子女負責”有一定的局限性。在所調(diào)查的1 687個樣本量中，選擇養(yǎng)老由自己負責的占6.11%，選擇養(yǎng)老由子女負責的占38.29%，選擇養(yǎng)老由政府負責的占13.04%，選擇養(yǎng)老由政府、子女、自己均攤的占42.56%。也就是說，養(yǎng)老觀念不僅有“養(yǎng)老主要由自己負責”以及“養(yǎng)老主要由子女負責”兩種，另外還有養(yǎng)老由政府、子女、自己均攤的情況以及社會化養(yǎng)老的觀念，可以進一步探討和研究。

參考文獻：

[1]風笑天. 從“依賴養(yǎng)老”到“獨立養(yǎng)老”——獨生子女家庭養(yǎng)老觀念的重要轉(zhuǎn)變[J].河北學刊，2006(3): 83-87.

[2]周淋. 老年人養(yǎng)老觀念的分析[D].武漢：華中師范大學, 2011.

[3]穆光宗. 獨生子女家庭非經(jīng)濟養(yǎng)老風險及其保障[J].浙江學刊,2007(3): 10-16.

[4]朱海龍，歐陽盼. 中國人養(yǎng)老觀念的轉(zhuǎn)變與思考[J].湖南師范大學社會科學學報，2015(1): 88-97.

[5]唐利平，風笑天. 第一代農(nóng)村獨生子女父母養(yǎng)老意愿實證分析——兼論農(nóng)村養(yǎng)老保險的效用[J].人口學刊， 2010(1): 34-40.

[6]王學義，張沖. 農(nóng)村獨生子女父母養(yǎng)老意愿的實證分析——基于四川省綿陽市、德陽市的調(diào)研數(shù)據(jù)[J].農(nóng)村經(jīng)濟，2013(3): 75-78.

[7]紀競垚. 只有一孩,靠誰養(yǎng)老?——獨生子女父母養(yǎng)老意愿及影響因素分析[J].老齡科學研究，2015(8): 35-44.

[8]陳建蘭. 空巢老人的養(yǎng)老意愿及其影響因素——基于蘇州的實證研究[J].人口與發(fā)展，2010(2): 67-75.

[9]徐俊. 我國農(nóng)村第一代已婚獨生子女父母的養(yǎng)老認識研究[J].華中科技大學學報：社會科學版，2016(3): 111-120.

[10]王國輝，鮑瑩瑩. 老人居家養(yǎng)老意愿的年齡差異、子女支持偏好及其解釋——基于CGSS2012年老年人狀況綜合調(diào)查數(shù)據(jù)[J].大連理工大學學報：社會科學版，2017(3): 118-124.

[11]王樹新，張戈. 我國城市第一代獨生子女父母養(yǎng)老擔心度研究[J].人口研究，2008(4): 79-85.

[12]王笑嫣. 中國特色城市養(yǎng)老模式研究[D].石家莊：石家莊鐵道大學, 2016.