徐 俊

(安徽農(nóng)業(yè)大學(xué) 馬克思主義學(xué)院，安徽 合肥 230036)

一、問題與綜述

為了減緩快速增長的人口對資源環(huán)境的壓力和早日實現(xiàn)現(xiàn)代化的宏偉目標(biāo)，中國在20世紀(jì)70年代末開始推行計劃生育政策，30多年來，這一政策產(chǎn)生了數(shù)以億計的獨生子女。長期的城鄉(xiāng)分治導(dǎo)致的二元經(jīng)濟社會格局使得農(nóng)村家庭養(yǎng)老保障力不從心[1]，政策催生的一個孩子事實對農(nóng)村獨生子女父母養(yǎng)老造成了極大的風(fēng)險和壓力，并引發(fā)了許多社會現(xiàn)實問題[2]，學(xué)術(shù)界也曾發(fā)出家庭養(yǎng)老“獨生子女靠得住嗎？”的疑問[3]。根據(jù)2005年全國1%人口抽樣調(diào)查，我國50～65歲的農(nóng)村獨生子女母親數(shù)量為460萬人[4]，當(dāng)前，農(nóng)村近千萬獨生子女父母已經(jīng)或即將步入老年行列。如果說城市獨生子女父母存在著非經(jīng)濟養(yǎng)老風(fēng)險，那么，農(nóng)村獨生子女父母將面臨著更大的經(jīng)濟和非經(jīng)濟養(yǎng)老風(fēng)險。面對“未富先老”和快速老齡化的現(xiàn)實國情，家庭養(yǎng)老在可預(yù)見的未來仍將是農(nóng)民養(yǎng)老的主要方式。農(nóng)村獨生子女家庭養(yǎng)老問題不會因計劃生育政策的調(diào)整、城鄉(xiāng)二元戶籍管理制度的松動而自行消解，它只會隨著時間的推移逐漸顯現(xiàn)出來，因此，以社會調(diào)查方法探究農(nóng)村獨生子女家庭的養(yǎng)老支持問題，具有重要的前瞻價值和現(xiàn)實意義。

由于國外沒有類似中國的計劃生育政策，因此，除獨生子女本身的教育、心理等方面研究外，國外缺乏對獨生子女家庭養(yǎng)老問題的研究成果，即便是國內(nèi)，學(xué)術(shù)界直接針對此類問題的調(diào)查研究也不多見。當(dāng)前，圍繞獨生子女家庭養(yǎng)老問題的定量研究主要集中在城市地區(qū)，而農(nóng)村地區(qū)的相關(guān)研究較少[5]。任銀睦等對青島市郊區(qū)181名農(nóng)村青年獨生子女的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村第一代獨生子女父母身體健康狀況良好，絕大部分對子女尚無經(jīng)濟上的依賴，已婚子女提供的資助金額相對偏少[6]。周德祿等統(tǒng)計的中老年問卷調(diào)查表明，農(nóng)村50歲以上獨生子女父母在養(yǎng)老資源供給方面存在明顯弱勢[7-9]。Kiira Gustafson等通過統(tǒng)計江蘇鎮(zhèn)江800名獨生子女父母和兩子女父母家庭數(shù)據(jù)，比較分析了中國農(nóng)村處于生育年齡的獨生子女父母和非獨生子女父母對未來老年生活的關(guān)注、期望和準(zhǔn)備上的差異[10]。此外，風(fēng)笑天等利用調(diào)查問卷統(tǒng)計分析了農(nóng)村獨生子女父母的居住方式、養(yǎng)老意愿等方面的內(nèi)容[11-15]。上述研究中，除任睦銀等的研究外，絕大多數(shù)都是針對農(nóng)村獨生子女父母展開問卷調(diào)查研究，顯然，直接針對研究對象進行調(diào)查所獲取的信息具有天然的可信和方便，但是，傳統(tǒng)家庭養(yǎng)老本質(zhì)上是在家養(yǎng)老和子女養(yǎng)老的結(jié)合[16]，子女是農(nóng)村家庭養(yǎng)老的主要承擔(dān)者。作為家庭養(yǎng)老資源的重要提供者，相比針對父母的問卷調(diào)查，子女所述的養(yǎng)老支持信息或許更加理性和接近事實①，同時，考慮子女婚姻對于父母家庭生活的重要影響[17]，筆者擬從已婚子女的視角，利用江蘇、安徽、四川三地的入戶問卷調(diào)查資料，探討農(nóng)村獨生子女父母的養(yǎng)老支持狀況及其影響因素，以期拓展相關(guān)研究思路，為農(nóng)村獨生子女家庭養(yǎng)老政策的制定提供參考。

二、研究設(shè)計

(一)概念界定及其操作化

有學(xué)者指出，獨生子女是指那些“由父母終身所生育的唯一的孩子”[18]，換言之，獨生子女的本質(zhì)特征是終身沒有兄弟姐妹。在具體調(diào)查中，人們也將收養(yǎng)的唯一孩子當(dāng)成獨生子女看待，因為這些家庭和獨生子女家庭面臨著類似的養(yǎng)老困境，筆者認同這一做法。養(yǎng)老支持實際上直觀地體現(xiàn)了養(yǎng)老的基本要義，即養(yǎng)老主體使用相關(guān)養(yǎng)老資源為老人晚年生活提供物質(zhì)和精神上的支持?，F(xiàn)有研究對養(yǎng)老支持的理解包含了經(jīng)濟供給、生活照顧和精神慰藉等方面的內(nèi)容。為了考察研究對象的家庭養(yǎng)老支持現(xiàn)狀，筆者從子女角度出發(fā)，將養(yǎng)老支持具體化為子女對父母日常生活支持的9個問題變量指標(biāo)(X1～X9表示)：①子女是否經(jīng)常幫你們干家務(wù)，②子女是否經(jīng)常幫你們種田種地，③子女是否經(jīng)常給你們生活費，④子女是否經(jīng)常給你們零用錢，⑤子女是否經(jīng)常給你們買東西，⑥子女是否經(jīng)常照料你們的日常生活起居，⑦你們生病時子女是否經(jīng)常來照料，⑧子女是否經(jīng)?；貋砜赐銈?，⑨子女是否經(jīng)常打電話問候你們。問題選項皆為5類，即從不、很少、有時、經(jīng)常和總是，這些問題大體涵蓋了養(yǎng)老內(nèi)容所包括的基本方面。

(二)數(shù)據(jù)來源

調(diào)查對象為“父母至少有一方健在且已婚的農(nóng)民子女”，包括獨生子女和非獨生子女兩類人群。考慮到可行性和代表性，調(diào)查采用分層和立意相結(jié)合的抽樣方法。首先根據(jù)農(nóng)村獨生子女政策和經(jīng)濟社會發(fā)展的區(qū)域差別，選取江蘇、安徽、四川作為調(diào)查省份，兼顧子女性別、身份和地市分布，組織抽樣所在縣鄉(xiāng)的高校學(xué)生利用2011年寒假返鄉(xiāng)機會，使用入戶結(jié)構(gòu)訪問法收集問卷數(shù)據(jù)，其中，江蘇地區(qū)選取了金湖縣、高淳區(qū)，由筆者全程組織在校大學(xué)生入戶調(diào)查。安徽、四川兩地委托高校教師組織社會工作專業(yè)學(xué)生返鄉(xiāng)入戶調(diào)查。合計發(fā)放350份問卷(其中江蘇185份，四川100份，安徽65份)，收回有效問卷336份(其中江蘇183份，四川93份，安徽60份)，有效回收率為96.0%，問卷質(zhì)量可靠，符合抽樣調(diào)查要求。調(diào)查內(nèi)容包括調(diào)查對象的人口社會學(xué)特征、子女養(yǎng)老支持情況等方面。

(三)研究思路和變量設(shè)置

1.研究思路

筆者通過9個問題變量的交互分析，考察農(nóng)村獨生子女養(yǎng)老支持及其與同齡非獨生子女的差別情況。鑒于各變量間的相互聯(lián)系，擬采用多元方差分析法，探討由因子分析獲得的若干因子變量的影響因素。多元方差分析的基本思想是將因變量的變異進行分解：一部分為組間變異(組別因素的效應(yīng))，一部分為組內(nèi)變異(隨機誤差)，然后對這兩部分變異進行比較，看是否組間變異大于組內(nèi)變異，即對組間方差協(xié)方差矩陣與組內(nèi)方差協(xié)方差矩陣進行比較[19]49，從而得出研究結(jié)論。

2.因變量設(shè)置

由于本項調(diào)查不是一般的量表打分，因此考察子女對父母養(yǎng)老支持的影響因素不宜直接使用原始變量。在此運用因子分析法，對養(yǎng)老支持的9個問題變量進行信息濃縮。因子分析在某種程度上被看成是主成分分析的推廣和擴展，它是將具有錯綜復(fù)雜關(guān)系的變量綜合為少數(shù)幾個因子，以再現(xiàn)原始變量與因子之間的相互關(guān)系[19]217。統(tǒng)計顯示，上述原始變量的Bartlett’s球形檢驗的卡方值為828.579(P<0.001)，KMO檢驗數(shù)值為0.628，基本符合因子分析條件。SPSS20.0軟件系統(tǒng)基于原始變量的旋轉(zhuǎn)成分矩陣形成了3個成分因子，被分別命名為勞務(wù)型支持(濃縮了變量①～②信息)、經(jīng)濟型支持(濃縮了變量③～⑤信息)和非經(jīng)濟型支持(濃縮了變量⑥～⑨信息)②。軟件生成的成分因子得分系數(shù)矩陣形成了如下線性模型，由此構(gòu)成了本文多元方差分析的因變量。

勞務(wù)型支持=0.493X1+0.574X2-0.005X3-0.047X4-0.082X5+0.232X6+0.219X7-0.112X8-0.159X9

經(jīng)濟型支持 =-0.047X1-0.033X2+0.446X3+0.465X4+0.221X5+0.059X6-0.044X7-0.120X8+0.001X9

非經(jīng)濟型支持=-0.008X1-0.229X2-0.095X3-0.088X4+0.206X5+0.210X6+0.262X7+0.471X8+0.368X9

3.自變量設(shè)置

自變量主要包括個人因素、家庭因素和社會因素。表1為自變量描述統(tǒng)計量，由表1可見，個人因素包括子女的性別、年齡、學(xué)歷、身份(是否獨生子女)、婚配類型、是否有孩子，家庭因素包括是否和父母同住、夫妻年純收入、是否有耕地，社會因素包括所在地區(qū)。

表1 自變量描述統(tǒng)計量(n=336) 單位：%

三、結(jié)果與分析

(一)農(nóng)村已婚獨生子女對父母養(yǎng)老支持狀況的描述分析

表2為農(nóng)村已婚獨生子女與非獨生子女養(yǎng)老支持頻度分布比較，在涵蓋子女養(yǎng)老支持的9個問題變量中，獨生子女回答“總是”的比例都不是太高，只有后3個變量超過10%?；卮稹敖?jīng)?！北壤^高的是后5個變量，均在40%以上，特別是后3個變量均超過半數(shù)?？梢钥闯?，獨生子女在生病照顧、表示孝心(如買東西)和情感交流方面做得好一些，而在勞務(wù)和經(jīng)濟供給等方面相對弱一點，特別在種田種地的幫助上最少。調(diào)查結(jié)果數(shù)據(jù)雖然表現(xiàn)為子女在勞務(wù)供給和經(jīng)濟供給方面不太“給力”，只是在生活照顧和精神慰藉方面有所體現(xiàn)，其實不然，由于調(diào)查對象的父母大多為中年和老年初期的農(nóng)民，平均年齡55歲左右，身體狀況良好，自理能力很強，因此仍有較強的勞動能力和經(jīng)濟能力，加上現(xiàn)代農(nóng)業(yè)機械設(shè)備的輔助，父母不但可以應(yīng)付自家的農(nóng)活，而且大多數(shù)還在幫助子女耕種田地(父母幫忙耕種的占到64.2%)。根據(jù)筆者的實地調(diào)查了解，雖然部分子女名義上和父母同住，但實際上他們一年中的大部分時間都在附近縣城或外地工作，很少有時間回來。即使在家，也要花去很多精力照顧自己的小家庭，所以子女對父母的日常生活支持情況總體上過得去。對子女日常生活支持頻度和子女身份進行交互分析發(fā)現(xiàn)，除“生病時照料”“?；丶铱赐狈矫妾毶优糜诜仟毶优?，其他變量均不存在子女身份上的顯著差別。由此可見，從總體上看，獨生子女和非獨生子女在對父母日常生活支持頻度上并不存在顯著差別。

表2 農(nóng)村已婚獨生子女/非獨生子女養(yǎng)老支持頻度分布比較(n=336)

(二)農(nóng)村已婚獨生子女養(yǎng)老支持影響因素的多元方差分析

表3為3個成分因子影響因素的多元方差分析，由表3可見，除性別、學(xué)歷、是否和父母同住、夫妻年純收入、是否有耕地以及所在地區(qū)外，年齡、身份、婚配類型和是否有孩子對上述3個成分因子沒有統(tǒng)計學(xué)意義。換言之，年齡、子女身份、婚配類型等變量對父母養(yǎng)老支持并無顯著影響作用，這也進一步驗證了前述交互分析的部分結(jié)果。從養(yǎng)老支持類型來看，學(xué)歷、夫妻年純收入以及地區(qū)是顯著影響子女對父母經(jīng)濟型支持的因素，性別、是否有耕地和地區(qū)是顯著影響子女對父母非經(jīng)濟型支持的因素，而是否和父母同住、夫妻年純收入和是否有耕地是顯著影響子女對父母勞務(wù)型支持的因素。

表3 3個成分因子影響因素的多元方差分析

a：R2=0.153(調(diào)整R2=0.108)；b：R2=0.193(調(diào)整R2=0.150)；c：R2= 0.168(調(diào)整R2=0.124)③

具體而言，在經(jīng)濟型支持維度，學(xué)歷越高、夫妻年純收入越高以及所在地區(qū)經(jīng)濟越好的子女對父母的經(jīng)濟型支持越多。按照勞動價值補償理論，高學(xué)歷者獲取的經(jīng)濟待遇相對較高，對父母的經(jīng)濟支持能力也會較強。夫妻年純收入高、地區(qū)經(jīng)濟好往往會為父母在經(jīng)濟方面的支持提供有利條件。在非經(jīng)濟型支持維度，和兒子相比，女兒對父母的非經(jīng)濟型支持較多。女性在日常照護上的細心和耐心以及傳統(tǒng)文化對女性持家的角色定位，決定了女兒比兒子給予父母更多的非經(jīng)濟型支持。和有耕地者相比，無耕地者對父母的非經(jīng)濟型支持較多,這可以理解為子女忙于種田種地，給予父母的生活照料和精神慰藉相應(yīng)減少。和安徽、四川相比，江蘇子女對父母的非經(jīng)濟型支持較多,這可能與這三地父母的年齡差異有關(guān)，相比安徽、四川父母，江蘇父母的平均年齡明顯偏大。養(yǎng)老需求理論認為，隨著父母年齡增加，其自理能力相應(yīng)下降，獲得子女的生活照料和精神慰藉也會多一些。在勞務(wù)型支持維度，和父母分住者相比，和父母同住者對父母的勞務(wù)型支持較多。已有研究表明，子女的居住安排會顯著影響子女對父母的贍養(yǎng)行為，同居安排下子女提供父母養(yǎng)老支持的可能性最大[20]，這是因為和分住者相比，父母子女同住極大地方便了子女對父母日常生活照顧特別是勞務(wù)方面的支持。和夫妻年純收入較低者和較高者相比，中等收入者對父母的勞務(wù)型支持較多,這可以理解為，相比中等收入者，較低收入者忙于生計,而較高收入者忙于致富，他們均無暇為父母提供更多的勞務(wù)型支持。和無耕地者相比，有耕地者對父母的勞務(wù)型支持較多,因為有地的子女在耕種自己土地時，往往會順勢幫助父母耕種部分土地,并且，仍在耕種土地的子女往往和父母居住較近，甚至和父母分住不分灶，這為父母提供勞務(wù)型支持也帶來了一定的便利。

四、結(jié)論與討論

(一)基本結(jié)論

通過對江蘇、安徽、四川336戶調(diào)查數(shù)據(jù)的統(tǒng)計分析，筆者得出如下基本結(jié)論：第一，相比同齡的已婚非獨生子女，農(nóng)村已婚獨生子女對父母的勞務(wù)支持和經(jīng)濟支持相對較少，而在生病照顧和精神慰藉方面相對較多，表明當(dāng)前農(nóng)村獨生子女父母的勞動能力和經(jīng)濟能力較強，對子女的需求不大。第二，和農(nóng)村同齡的已婚非獨生子女相比，農(nóng)村已婚獨生子女對父母的養(yǎng)老支持總體上并無顯著差異。二者僅在“生病時照料”和“?；丶铱赐鄙洗嬖陲@著差異，主要緣于獨生子女和父母同住的比例更大一些。相比農(nóng)村同齡的已婚非獨生子女，農(nóng)村已婚獨生子女對父母的精神慰藉占有一定優(yōu)勢。第三，多元方差分析表明，學(xué)歷、夫妻年純收入和地區(qū)是顯著影響子女對父母經(jīng)濟型支持的因素，性別、是否有耕地和地區(qū)是顯著影響子女對父母非經(jīng)濟型支持的因素，而是否和父母同住、夫妻年純收入和是否有耕地是顯著影響子女對父母勞務(wù)型支持的因素。年齡、子女身份、婚配類型等變量對父母的養(yǎng)老支持沒有顯著影響作用。

(二)若干討論

崔樹義等認為，相比非獨生子女父母，農(nóng)村獨生子女父母的養(yǎng)老面臨更大的風(fēng)險[7，21]。本文研究表明，農(nóng)村已婚的獨生子女和非獨生子女對父母的養(yǎng)老支持并無實質(zhì)性差別。本研究與已有研究的差異主要緣于研究對象的年齡差異(已有研究年齡偏大)，顯示出本研究中獨生子女父母對子女養(yǎng)老支持尚無現(xiàn)實的緊迫性。本研究和已有研究的差別還在于分析的視角不同：本研究側(cè)重于子女對父母的養(yǎng)老支持頻度，著眼于家庭的微觀層面；已有研究側(cè)重于社會層面，傾向于宏觀層面的主觀判斷。當(dāng)然，農(nóng)村兩類子女對父母養(yǎng)老支持總體上沒有顯著差異，并不意味著農(nóng)村獨生子女家庭養(yǎng)老不存在任何風(fēng)險。隨著獨生子女父母步入老齡甚至高齡，他們的身體機能逐漸喪失，對子女養(yǎng)老的依賴將會越來越大。伴隨改革開放成長起來的農(nóng)村獨生子女已經(jīng)突破父輩原有的生存空間，越來越頻繁地往返于鄉(xiāng)城之間，甚至定居于縣城或城市，他們通過自己的學(xué)歷教育和專業(yè)技術(shù)獲取更多的工資性收入，這雖然給農(nóng)村獨生子女家庭增添了收益，但也帶來了獨生子女父母空巢養(yǎng)老的風(fēng)險問題。本文的統(tǒng)計表明，獨生子女的田地由父母耕種的比例超過七成，說明農(nóng)村獨生子女父母并未真正依靠子女養(yǎng)老，他們大多仍在自食其力，甚至在幫助子女照顧孫輩和料理田地。目前，農(nóng)村已婚獨生子女父母尚未大規(guī)模進入老年，但隨著時間的推移，年老體衰的父母面對繁重的農(nóng)活和留守孫輩的撫育問題，他們將難以承受生活負擔(dān)。

多元方差分析顯示，子女身份、婚配類型對父母養(yǎng)老支持沒有統(tǒng)計學(xué)意義，這似乎有違人們的常識。農(nóng)村子女在對父母養(yǎng)老支持上沒有顯著的身份差異，一方面說明農(nóng)村兩類已婚子女身處同樣的社區(qū)環(huán)境，并未因身份上的差異而表現(xiàn)出對父母養(yǎng)老支持的不同；另一方面也預(yù)示著，子女的有無對父母未來養(yǎng)老具有重要的門檻效應(yīng)[22]，因為子女在家庭養(yǎng)老中的作用除了表現(xiàn)于平時，還凸顯于家庭發(fā)生事故、父母重病和災(zāi)難等非常時期[23]。在當(dāng)前及未來相當(dāng)長時期內(nèi)，子女還是農(nóng)村父母養(yǎng)老的重要資助者。農(nóng)村父母或許并不太在意子女的多少，但是一旦唯一的孩子因意外而傷亡，對其晚年生活將是致命的打擊，因此，加大對農(nóng)村獨生子女家庭的安全教育，顯得格外重要和緊迫。關(guān)于子女婚配類型的影響，風(fēng)笑天曾指出，城市獨生子女和不同身份的對象結(jié)合將直接影響其父母的居住方式[24]，但是本文的研究表明，農(nóng)村子女的婚配類型對父母養(yǎng)老支持并無顯著影響，這究竟是城鄉(xiāng)環(huán)境差異所致還是其他相關(guān)因素所致，需要進一步的大樣本數(shù)據(jù)論證。

盡管農(nóng)村已婚獨生子女家庭在養(yǎng)老問題上還沒有現(xiàn)實的壓力，但對于獨生子女家庭而言，傳統(tǒng)家庭養(yǎng)老模式所依賴的人力、經(jīng)濟和道德等客觀基礎(chǔ)已被抽掉。無論是經(jīng)濟供給、生活照料還是精神慰藉，父母能從這個唯一子女身上得到的支持都將非常有限。特別是伴隨著獨生子女家庭的風(fēng)險，農(nóng)村獨生子女父母將比非獨生子女父母面臨更加嚴(yán)重的家庭養(yǎng)老困境，因此，農(nóng)村獨生子女父母應(yīng)從物質(zhì)、經(jīng)濟、身體和精神等多個方面作出準(zhǔn)備，未雨綢繆，真正變“依賴養(yǎng)老”為“獨立養(yǎng)老”。傳統(tǒng)農(nóng)村家庭養(yǎng)老要求獨生子女必須積極面對和適應(yīng)獨自贍養(yǎng)父母的事實，為父母養(yǎng)老提供力所能及的支持，特別是精神上的安慰，以自己的實際行動報答父母養(yǎng)育之恩[25]。對于為計劃生育作出貢獻的農(nóng)村獨生子女家庭，國家在推進城鄉(xiāng)統(tǒng)一的社會保障制度過程中，應(yīng)盡力縮小城鄉(xiāng)和東西部地區(qū)的社會保障差距，不斷提高獨生子女家庭的養(yǎng)老保障力度，在經(jīng)濟上真正為農(nóng)村獨生子女父母解決后顧之憂。農(nóng)村獨生子女家庭的分散性特點使得這一群體的養(yǎng)老問題容易被人們忽視，對于農(nóng)村獨生子女家庭養(yǎng)老支持問題的研究和解決，需要政府和社會各界的持續(xù)關(guān)注。

注釋：

①在一個相對封閉的鄉(xiāng)村熟人社會，中老年農(nóng)民深受傳統(tǒng)文化影響，在詢問子女對于自己的養(yǎng)老問題時，往往顧及臉面而有意無意夸大子女對自己的支持力度。相比父母而言，子女作為改革開放后長大的一代，受傳統(tǒng)鄉(xiāng)村文化影響較小，在回答父母養(yǎng)老問題時可能更加務(wù)實，同時，考慮已婚子女更具有贍養(yǎng)父母的現(xiàn)實性，本文選取已婚子女作為問卷調(diào)查的對象。

②由初始變量“子女是否經(jīng)常幫你們干家務(wù)”和“子女是否經(jīng)常幫你們種田種地”濃縮而成的因子變量“勞務(wù)型支持”，對于農(nóng)村獨生子女給予父母的養(yǎng)老支持具有重要的意義。因為農(nóng)村中老年父母的主要經(jīng)濟收入來自于土地的農(nóng)業(yè)收入，子女能夠幫助父母干家務(wù)和種田種地，本質(zhì)上是對父母養(yǎng)老的有力支持。

③協(xié)方差矩陣等同性的 Box 檢驗P值等于0.757，誤差方差等同性的 Levene 檢驗P值依次為0.730、0.002、0.515，表明模型適用條件基本滿足。

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