張 芳

(青島理工大學(xué)，山東 青島 266525)

國(guó)家統(tǒng)計(jì)局最新發(fā)布的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒(2021)》顯示，近10年期間，我國(guó)人口出生率從11.93‰降至7.5‰[1]，老年人口數(shù)量占比不斷上升，人口老齡化程度越來越深，養(yǎng)老服務(wù)需求持續(xù)擴(kuò)大。我國(guó)人口老齡化的兩個(gè)顯著特征分別是“未富先老”和“未備先老”。當(dāng)前我國(guó)的人口結(jié)構(gòu)對(duì)養(yǎng)老問題產(chǎn)生了較大的影響，在社會(huì)轉(zhuǎn)型背景下，獨(dú)生子女父母的養(yǎng)老會(huì)面臨較大的困境。本研究通過分析CGSS 2017數(shù)據(jù)信息，探究了在不同健康狀況下獨(dú)生子女父母對(duì)贍養(yǎng)責(zé)任的理解，為人口老齡化背景下長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)的贍養(yǎng)政策調(diào)整提供微觀數(shù)據(jù)支撐。

1 問題的提出

從生理上看，以生育期為重要分界點(diǎn)，在經(jīng)歷生育期后只育有一個(gè)子女的父母為獨(dú)生子女父母[2]。受多方面因素的影響，我國(guó)獨(dú)生子女父母的數(shù)量呈現(xiàn)逐年增長(zhǎng)的趨勢(shì)[3]。從城鄉(xiāng)差異看，城鎮(zhèn)獨(dú)生子女父母數(shù)量的增長(zhǎng)速度較快，而農(nóng)村地區(qū)的傳統(tǒng)生育觀念深厚，獨(dú)生子女父母數(shù)量的增長(zhǎng)速度較慢[4]。2016年1月1日以后出生的獨(dú)生子女，其父母不能再申請(qǐng)辦理獨(dú)生子女證，不再享受此類家庭的福利待遇。

養(yǎng)老責(zé)任觀作為一種認(rèn)知行為，基于客觀信息和主觀認(rèn)同來考量誰為老年人提供養(yǎng)老資源，這會(huì)形成一種對(duì)養(yǎng)老責(zé)任的觀點(diǎn)判斷[5]。社會(huì)變遷過程中會(huì)形成相對(duì)比較穩(wěn)定的養(yǎng)老責(zé)任觀，這一點(diǎn)已通過各種養(yǎng)老主體得以表現(xiàn)，包括養(yǎng)老義務(wù)的承擔(dān)、傳統(tǒng)文化觀念等內(nèi)容[6]。養(yǎng)老責(zé)任觀會(huì)產(chǎn)生差異且表現(xiàn)出不同的時(shí)代特征，這一點(diǎn)離不開我國(guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)的繁榮發(fā)展。養(yǎng)老責(zé)任觀與相關(guān)養(yǎng)老政策制定與實(shí)施的有效性密切相關(guān)，對(duì)實(shí)現(xiàn)老有所養(yǎng)、老有所依具有重要作用，故對(duì)養(yǎng)老責(zé)任認(rèn)知?dú)w屬的研究能為整個(gè)養(yǎng)老事業(yè)的發(fā)展奠基，具有較高的學(xué)術(shù)價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。

2 研究方法與研究假設(shè)

2.1 研究方法

2.1.1 文獻(xiàn)梳理法

在多個(gè)論文數(shù)據(jù)庫(kù)中搜索“養(yǎng)老責(zé)任”“養(yǎng)老責(zé)任觀”“獨(dú)生子女父母與非獨(dú)生子女父母”“養(yǎng)老主體”等關(guān)鍵詞，整理分析文獻(xiàn)資料，了解國(guó)內(nèi)外與養(yǎng)老責(zé)任觀相關(guān)的研究結(jié)果，夯實(shí)理論研究基礎(chǔ)。

2.1.2 定量分析法

采用中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查CGSS 2017的數(shù)據(jù)，初始樣本量為12 787份，調(diào)查對(duì)象為獨(dú)生子女家庭的父母。經(jīng)過篩選后，獨(dú)生子女家庭的初始樣本量為4 748份，通過軟件識(shí)別剔除缺失值，保留有效樣本4 703份。借助以上調(diào)查數(shù)據(jù)，構(gòu)建分析養(yǎng)老責(zé)任觀的最優(yōu)指標(biāo)，進(jìn)行二元logistics回歸分析，研究不同健康狀況下獨(dú)生子女父母的養(yǎng)老責(zé)任觀。

2.2 研究假設(shè)

將養(yǎng)老責(zé)任觀的不同類型作為本文的解釋變量，進(jìn)行操作化及賦值，針對(duì)被解釋變量(主要由子女承擔(dān)和非主要由子女承擔(dān))服從二項(xiàng)分布，將解釋變量分別放入人口模型與健康模型中檢驗(yàn)。獨(dú)生子女父母的養(yǎng)老責(zé)任觀受諸多因素影響，本研究基于性別、出生年份、配偶狀況、文化程度和戶籍狀況五個(gè)變量來衡量人口學(xué)因素，從健康自評(píng)角度提出以下待檢驗(yàn)假設(shè)。

假設(shè)1：不同性別的獨(dú)生子女家庭父母對(duì)養(yǎng)老責(zé)任觀存在顯著差異。

假設(shè)2：不同年齡的獨(dú)生子女家庭父母的養(yǎng)老責(zé)任觀存在顯著差異。

假設(shè)3：不同配偶狀況的獨(dú)生子女家庭父母的養(yǎng)老責(zé)任觀存在差異。

假設(shè)4：不同文化程度的獨(dú)生子女家庭父母的養(yǎng)老責(zé)任觀存在顯著差異。

假設(shè)5：不同戶籍狀況的獨(dú)生子女家庭父母的養(yǎng)老責(zé)任觀存在顯著差異。

假設(shè)6：不同健康自評(píng)狀態(tài)對(duì)獨(dú)生子女家庭父母的養(yǎng)老責(zé)任觀產(chǎn)生重要影響。

3 獨(dú)生子女父母養(yǎng)老責(zé)任觀的統(tǒng)計(jì)分析

對(duì)篩選后的4 703份有效數(shù)據(jù)使用SPSS 26.0系統(tǒng)運(yùn)行分析，41.0%的獨(dú)生子女父母強(qiáng)調(diào)養(yǎng)老責(zé)任應(yīng)由子女承擔(dān)，37.5%的受訪者更傾向于將養(yǎng)老責(zé)任歸由三方共同承擔(dān)，12.7%的受訪者認(rèn)為養(yǎng)老責(zé)任主要應(yīng)由政府承擔(dān)，僅8.8%的受訪者傾向于老人自己承擔(dān)養(yǎng)老責(zé)任，可見受訪者對(duì)養(yǎng)老責(zé)任主體的認(rèn)知主要偏向于子女。

表1 獨(dú)生子女父母對(duì)于養(yǎng)老責(zé)任歸屬的總體看法Tab.1 Overall view of parents with only child on the ownership of elderly care responsibility

4 獨(dú)生子女父母養(yǎng)老責(zé)任觀的影響因素多元回歸分析

由各變量對(duì)應(yīng)的測(cè)度指標(biāo)可知，解釋變量與被解釋變量均為無序分類變量，因此使用卡方檢驗(yàn)驗(yàn)證各觀測(cè)變量與因變量間的獨(dú)立性，針對(duì)被解釋變量(主要由子女承擔(dān)和非主要由子女承擔(dān))服從二項(xiàng)分布，使用二元logistic回歸分析。

4.1 獨(dú)生子女父母養(yǎng)老責(zé)任觀影響因素的卡方檢驗(yàn)

根據(jù)所得數(shù)據(jù)整理各變量與養(yǎng)老責(zé)任觀的卡方檢驗(yàn)結(jié)果(如表2所示)。

表2 獨(dú)生子女父母養(yǎng)老責(zé)任觀影響因素的卡方檢驗(yàn)結(jié)果Tab.2 Chi-square test results of the influencing factors of only-child parents’ view of elderly care responsibility

人口模型中，不同出生年份、文化程度和戶籍狀況的樣本對(duì)于是否認(rèn)同主要由子女養(yǎng)老呈現(xiàn)出顯著性(P<0.05)，意味著這三個(gè)變量對(duì)于獨(dú)生子女父母是否認(rèn)同主要由子女養(yǎng)老有顯著性影響，具有進(jìn)一步分析的統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。此外，不同的性別與配偶狀況在卡方檢驗(yàn)的結(jié)果中沒有呈現(xiàn)出顯著性，在統(tǒng)計(jì)學(xué)角度沒有意義，但是作為人口學(xué)因素的重要組成部分，不能直接剔除，仍需要進(jìn)一步分析。健康模型中，健康自評(píng)作為可操作指標(biāo)，與獨(dú)生子女父母是否認(rèn)同主要由子女養(yǎng)老呈現(xiàn)出顯著性(P<0.05)，意味著健康自評(píng)狀況不同對(duì)于獨(dú)生子女父母是否認(rèn)同主要由子女養(yǎng)老有顯著性影響，可以將其納入回歸模型中進(jìn)行分析。

4.2 獨(dú)生子女父母養(yǎng)老責(zé)任觀影響因素的回歸分析

4.2.1 人口學(xué)單因素模型的回歸分析

1)模型系數(shù)的Omnibus檢驗(yàn)，P<0.05，表明本次擬合的模型具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2)霍斯默-萊梅肖檢驗(yàn)，P<0.05，可以認(rèn)為所建立的評(píng)價(jià)模型對(duì)變量的解釋效果未達(dá)到預(yù)期。

3)模型核心分析部分，未被剔除的變量對(duì)于獨(dú)生子女父母養(yǎng)老認(rèn)知觀的影響都是顯著的(P<0.05)，性別及配偶狀況為被剔除變量，在此回歸模型中未呈現(xiàn)出顯著影響。在具體回歸方程中，年齡越大的受訪者越偏向于非由子女承擔(dān)主要撫養(yǎng)責(zé)任。

4.2.2 人口學(xué)因素與健康模型的回歸分析

首先，模型系數(shù)的Omnibus檢驗(yàn)，P<0.05，表明本次擬合的模型具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

其次，霍斯默-萊梅肖檢驗(yàn)，P>0.05，可以認(rèn)為所建立的評(píng)價(jià)模型對(duì)變量的解釋效果較好。

表3 獨(dú)生子女父母養(yǎng)老責(zé)任觀的影響因素回歸分析結(jié)果Tab.3 Results of regression analysis of parents with only child

人口模型和健康模型的相關(guān)變量都通過顯著性檢驗(yàn)。首先，在5%的顯著性水平上，出生年份的系數(shù)值為0.47。其中獨(dú)生子女父母年齡越大，越認(rèn)同不把子女作為主要養(yǎng)老對(duì)象，年齡越小的受訪對(duì)象則越希望子女承擔(dān)主要養(yǎng)老責(zé)任。年齡較大的獨(dú)生子女父母擁有豐富的社會(huì)閱歷，經(jīng)過沉淀明白現(xiàn)階段所面臨的養(yǎng)老壓力與現(xiàn)實(shí)狀況難以平衡，且對(duì)于現(xiàn)下城市生活壓力大、工作區(qū)域同實(shí)際生活空間分離等更能感同身受，深刻意識(shí)到滿足養(yǎng)老實(shí)際需求的困難，認(rèn)為政府和自身才是養(yǎng)老資源的最大安全保證，從而體現(xiàn)出對(duì)非子女為主要養(yǎng)老對(duì)象的更多理解，即假設(shè)2得到驗(yàn)證。老年人通常無需回報(bào)或強(qiáng)調(diào)自身對(duì)子女的職責(zé)和義務(wù)，在面臨兒女對(duì)他們的撫養(yǎng)責(zé)任時(shí)則更多寬容，希望借助自身或其他途徑化解養(yǎng)老壓力，從而降低兒女的撫養(yǎng)壓力。但年紀(jì)尚小的獨(dú)生子女家庭通常還未面臨養(yǎng)老的實(shí)際需要，因此他們對(duì)養(yǎng)兒防老的傳統(tǒng)觀念還有著良好的期待。

受訪者文化程度的不同在養(yǎng)老責(zé)任觀上呈現(xiàn)出顯著的差異，其中文化程度相對(duì)偏低的獨(dú)生子女父母更傾向于由子女承擔(dān)主要養(yǎng)老責(zé)任，即假設(shè)4得到驗(yàn)證。

不同戶籍性質(zhì)的被訪對(duì)象在贍養(yǎng)責(zé)任歸屬認(rèn)知上也有明顯區(qū)別，通常具有農(nóng)業(yè)戶口的獨(dú)生子女父母更加偏向于由子女養(yǎng)老，而非農(nóng)業(yè)戶籍的獨(dú)生子女父母則更偏向由非子女負(fù)擔(dān)主要贍養(yǎng)責(zé)任，即假設(shè)5得到驗(yàn)證。相比較而言，農(nóng)村地區(qū)人口的贍養(yǎng)責(zé)任意識(shí)依舊傳統(tǒng)，更傾向于由子女贍養(yǎng)老人，但非農(nóng)業(yè)戶籍人口則不然，對(duì)多元化養(yǎng)老責(zé)任歸屬更有信心。

對(duì)自身健康狀況評(píng)價(jià)不同的獨(dú)生子女父母，他們的養(yǎng)老責(zé)任觀上也表現(xiàn)出較大的差異。具體來說，對(duì)自身健康狀況不樂觀的被訪者傾向于將養(yǎng)老壓力分散化，希望承擔(dān)養(yǎng)老責(zé)任的主體更加多元化，而健康自評(píng)比較樂觀的被訪問對(duì)象更希望由子女來承擔(dān)養(yǎng)老責(zé)任，即假設(shè)6得以驗(yàn)證。分析結(jié)果表明，當(dāng)獨(dú)生子女父母評(píng)價(jià)自身健康狀況為一般或者不太健康時(shí)，選擇子女負(fù)責(zé)養(yǎng)老或三方均參與養(yǎng)老的選擇比例相近，均低于40%。在身體健康狀況自評(píng)相同的情況下，選擇將養(yǎng)老責(zé)任歸于自身的占比高于8%，選擇依靠政府為主要養(yǎng)老責(zé)任方占比大于13%。在自評(píng)結(jié)果偏向于健康的獨(dú)生子女父母中，超過44%的人更希望由子女承擔(dān)養(yǎng)老責(zé)任，選擇三方均攤養(yǎng)老責(zé)任的占36%，認(rèn)為應(yīng)由政府承擔(dān)養(yǎng)老責(zé)任的占11%，選擇獨(dú)自承擔(dān)養(yǎng)老責(zé)任的占7%。自評(píng)身體健康狀況為不太健康和一般的受訪者大多為老年人，他們成長(zhǎng)于計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)代，當(dāng)時(shí)的經(jīng)濟(jì)收入低，且傳統(tǒng)觀念深厚，隨著身體機(jī)能逐漸老化，他們會(huì)產(chǎn)生不同程度的養(yǎng)老需求，尤其是失能失智老人，獨(dú)生子女難以照顧，致使其更加希望由政府作為養(yǎng)老責(zé)任主體。