張翠娥　楊政怡

摘要：對江西省尋烏縣農(nóng)村居民的問卷調(diào)查，探討了農(nóng)村居民對女兒養(yǎng)老的態(tài)度及其影響因素。研究發(fā)現(xiàn)：盡管大多數(shù)農(nóng)村居民仍然對女兒養(yǎng)老持無責任不接受的態(tài)度，但已經(jīng)有部分農(nóng)村居民認為女兒應(yīng)該承擔贍養(yǎng)自己父母的責任并開始接受女兒養(yǎng)老。同時還發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)代性和子女資源均對農(nóng)村居民女兒養(yǎng)老的態(tài)度具有顯著影響。現(xiàn)代性越強的農(nóng)村居民越傾向于認同女兒有養(yǎng)老責任也越能接受女兒養(yǎng)老；僅有女兒的農(nóng)村居民更認同女兒有養(yǎng)老責任也更能接受女兒養(yǎng)老。

關(guān)鍵詞：女兒養(yǎng)老；個體現(xiàn)代性；子女資源

中圖分類號：C913.6；C915文獻標識碼：A文章編號：1001-8409（2014）01-0115-05

在中國傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)社會中，家庭是養(yǎng)老的主要單位。但是，在父系繼嗣制度下，兒子不僅是家庭財產(chǎn)的唯一繼承者，也是養(yǎng)老送終的最可靠“資源”[1]，養(yǎng)老送終與女兒幾乎沒有關(guān)系。隨著現(xiàn)代化發(fā)展，男女平等觀念逐漸被人們接受，女兒在家庭養(yǎng)老中的主體性地位開始顯現(xiàn)。尤其是伴隨農(nóng)村計劃生育政策的推行，農(nóng)村獨女戶和雙女戶日益增多，女兒的養(yǎng)老責任更為凸顯。當前，人們對女兒養(yǎng)老的態(tài)度不僅影響著女兒養(yǎng)老家庭的生活處境，而且直接關(guān)系著女兒養(yǎng)老未來的發(fā)展方向和農(nóng)村家庭養(yǎng)老的格局。如果說“養(yǎng)兒防老”解釋了我國傳統(tǒng)父系家族的養(yǎng)老運行機制，那么在我國傳統(tǒng)父系家族的養(yǎng)老運行機制被侵蝕的背景下，“養(yǎng)兒防老”能否繼續(xù)有效運轉(zhuǎn)？女兒作為家庭養(yǎng)老的一支新興力量能否被大眾認可？哪些因素影響農(nóng)村居民對女兒養(yǎng)老的態(tài)度？這就構(gòu)成了本文試圖解答的問題。

1文獻回顧與研究假設(shè)

1.1文獻回顧

在眾多中國農(nóng)村家庭及養(yǎng)老研究中，女性一直是一個研究不足的角色[2，3]。對此，學(xué)者們從女性的社會角色出發(fā)探討了女性被隱蔽的制度原因。李銀河[4]指出，在外婚制、從夫居制的條件下，從把女兒當外人的邏輯出發(fā)，女孩和男孩在父母的愛、教育、繼承權(quán)等方面都有很大差別。不僅如此，女性婚前也不能在家族譜系中占有正式位置，并被排除在一系列家族儀式之外，其整個生活都是在未來婆家的預(yù)期下展開的[5，6]。女性只能通過婚姻關(guān)系獲得丈夫家的正式成員資格，在制度層面上歸屬夫家[7]。換言之，女性始終作為男性的依附性角色呈現(xiàn)，在父系家族制度中沒有自己的主體地位。

隨著社會從傳統(tǒng)向現(xiàn)代轉(zhuǎn)型，家庭生活逐漸從垂直家庭以及延伸的親屬關(guān)系的義務(wù)移開，趨向夫婦間結(jié)合關(guān)系的優(yōu)先[8]。中國農(nóng)村社會的結(jié)構(gòu)性變動使家庭結(jié)構(gòu)也隨之變化，小型化、核心化成為家庭結(jié)構(gòu)變遷的突出特點，夫妻核心家庭的比重迅速上升[9]，橫向的夫妻關(guān)系取代了縱向的親子關(guān)系成為家庭關(guān)系的主軸[10]。這一家庭內(nèi)部關(guān)系重心轉(zhuǎn)移的一個典型特征是女性在家庭中的權(quán)力和地位得到一定程度的提升，擁有了更多的可支配資源。調(diào)查顯示，近年來，靠女兒養(yǎng)老者越來越多，并且女兒能夠更好地為老人提供養(yǎng)老支持。

學(xué)者們對女兒越來越多地參與自己父母的養(yǎng)老過程背后的倫理和現(xiàn)實支撐進行了分析。唐燦[11]指出，女兒贍養(yǎng)行為的模式化和規(guī)范是在時間和行動的積累中逐步形成的，情分和孝構(gòu)成女兒養(yǎng)老的倫理支撐。吳文清、風(fēng)笑天[12]認為，女性的自我意識隨著其經(jīng)濟地位的提高而增強，她們更強調(diào)作為女兒而不是兒媳的角色，這是女兒養(yǎng)老的現(xiàn)實支撐。盡管如此，傳統(tǒng)的性別制度建構(gòu)依然使女兒養(yǎng)老困難重重。傳統(tǒng)的性別制度對女性的角色期待是賢妻良母，她們首先應(yīng)該完成生育，然后才是贍養(yǎng)父母[13]，而且贍養(yǎng)的是丈夫的父母（即公婆），傳統(tǒng)社會對女兒贍養(yǎng)自己父母沒有角色期待[14]。男性繼承制使得女兒不具有主體身份，被排斥在“協(xié)商式責任”之外，自然也免掉了贍養(yǎng)娘家父母之責。

綜上，國內(nèi)外關(guān)于人們對女兒養(yǎng)老態(tài)度的研究并不多見，尤其是針對農(nóng)村居民對女兒養(yǎng)老的態(tài)度就更是少見。鑒于現(xiàn)有相關(guān)研究成果，本文試圖分析歸納農(nóng)村居民對女兒養(yǎng)老的態(tài)度類型，并從現(xiàn)代性和子女資源兩個方面來探討農(nóng)村居民對女兒養(yǎng)老態(tài)度的影響因素。

1.2研究假設(shè)

吉登斯在《現(xiàn)代性的后果》一書中指出，現(xiàn)代性對個人生活形成巨大沖擊，促使人們對世界的態(tài)度發(fā)生變化?，F(xiàn)代性標志著現(xiàn)代化進程中非傳統(tǒng)因素的累積和填充，乃至整個社會大文化系統(tǒng)的變遷。在現(xiàn)代化的進程中，人們的現(xiàn)代性逐步增強，傳統(tǒng)的父系家族制度受到?jīng)_擊，“傳宗接代”和“養(yǎng)兒防老”的觀念逐步淡化。由此，現(xiàn)代性越強的人越排斥傳統(tǒng)的“養(yǎng)兒防老”觀念，傾向于認同兒子和女兒在父母養(yǎng)老中趨于平等角色[15]，因而更容易接受女兒養(yǎng)老。據(jù)此提出假設(shè)：

假設(shè)1：農(nóng)村居民的個體現(xiàn)代性越強，就越認為女兒應(yīng)該承擔養(yǎng)老責任，也更能接受女兒養(yǎng)老。

依據(jù)已有研究，個體年齡、婚姻狀況、職業(yè)狀況和受教育程度等方面的特征與其個體現(xiàn)代性之間緊密相關(guān)。年長者由于受傳統(tǒng)觀念影響較深，其現(xiàn)代性與年輕人相比更弱。從婚姻狀況來看，有配偶的農(nóng)村居民屬于傳統(tǒng)型，個體現(xiàn)代性更弱，無配偶的農(nóng)村居民個體現(xiàn)代性更強。在農(nóng)村勞動力外流背景下，一部分農(nóng)村居民外出從事非農(nóng)業(yè)勞動，他們更多地接觸外界的新鮮事物，傳統(tǒng)觀念受到?jīng)_擊。受教育程度更高的人接觸到的現(xiàn)代觀念更多，其個體現(xiàn)代性更強。因此由假設(shè)1得出4個推論：

推論1：年輕的農(nóng)村居民更傾向于認同女兒有養(yǎng)老責任并接受女兒養(yǎng)老。

推論2：無配偶的農(nóng)村居民更傾向于認同女兒有養(yǎng)老責任并接受女兒養(yǎng)老。

推論3：非務(wù)農(nóng)職業(yè)的農(nóng)村居民更傾向于認同女兒有養(yǎng)老責任并接受女兒養(yǎng)老。

推論4：受教育程度高的農(nóng)村居民更傾向于認同女兒有養(yǎng)老責任并接受女兒養(yǎng)老。

瑪麗·羅杰斯（Mary F. Rodman）將資源當作一種權(quán)力，認為資源是任何促進個人的能力去影響他人或一群人的特征、環(huán)境及財產(chǎn)。根據(jù)資源理論，一個人或者群體所擁有的資源即構(gòu)成他的權(quán)力，會影響他的觀念與行為。人們會根據(jù)自己擁有的資源進行博弈，以達到最佳效果。農(nóng)村居民的子女資源（特別是子女性別資源）是其養(yǎng)老的重要資源，他們會對農(nóng)村居民的養(yǎng)老態(tài)度產(chǎn)生影響。當農(nóng)村居民既擁有兒子又擁有女兒作為養(yǎng)老資源時，他會在選擇兒子養(yǎng)老或女兒養(yǎng)老間進行博弈，在養(yǎng)兒防老存在強大的路徑依賴效應(yīng)的情況下，靠兒子養(yǎng)老依然會成為大眾的選擇。然而，當農(nóng)村居民只擁有女兒不擁有兒子時，一定程度上就不得不接受女兒養(yǎng)老。據(jù)此提出假設(shè)：endprint

假設(shè)2：農(nóng)村居民的兒子資源越缺乏，越傾向于認同女兒應(yīng)該承擔養(yǎng)老責任，也更接受女兒養(yǎng)老。

即僅有女兒的農(nóng)村居民更傾向于認同女兒有養(yǎng)老責任并接受女兒養(yǎng)老。

2數(shù)據(jù)來源與變量特征

2.1數(shù)據(jù)來源與樣本特征

本文數(shù)據(jù)來源于2012年8月在江西省尋烏縣開展的農(nóng)村養(yǎng)老保障現(xiàn)狀與觀念的社會調(diào)查。為保證樣本的代表性，本次調(diào)查采取多階段抽樣的方式抽取樣本，調(diào)查對象為18歲以上擁有農(nóng)村戶口的農(nóng)村居民。本次調(diào)查共發(fā)放360份問卷，回收的有效問卷為344份，有效回收率為95.6%。樣本的基本特征見表1。

江西省尋烏縣位于贛、閩、粵三省交界處，有濃厚的客家文化，宗族制度發(fā)達。該地區(qū)依然保留著傳統(tǒng)的社會性別制度，突出表現(xiàn)為男主外、女主內(nèi)的勞動分工制度；男婚女嫁居夫家的婚姻制度；從父姓、財產(chǎn)傳子不傳女的父系繼嗣制度等。

表1樣本的基本特征特征1選項1頻率1有效百分比（%）年齡140歲以下1129137.540～60歲1184153.560歲以上13119.0性別1男1273179.4女171120.6婚姻

狀況1有配偶1314191.3無配偶13018.7職業(yè)

狀況1務(wù)農(nóng)1255174.3非務(wù)農(nóng)188125.7受教育程度1小學(xué)及以下1104130.2初中或高中1232167.4大專及以上1812.3兒女

結(jié)構(gòu)1無兒女1411.2有兒無女180124.5有女無兒12417.3有兒有女1219167.02.2理論模型、變量測量與描述性分析

根據(jù)前文的分析，將農(nóng)村居民對女兒養(yǎng)老的態(tài)度類型設(shè)為反應(yīng)變量，農(nóng)村居民對女兒養(yǎng)老的態(tài)度由被調(diào)查對象是否認為女兒有養(yǎng)老責任和是否接受女兒養(yǎng)老兩個問題的回答分為四種類型。其中βk是n+1個回歸系數(shù)組成的向量，X是相應(yīng)的解釋變量組成的向量，具體包括年齡、性別、婚姻狀況、職業(yè)狀況、受教育程度和兒女結(jié)構(gòu)等變量。反應(yīng)變量有四種且不存在等級差別，即無責任不接受型、無責任接受型、有責任不接受型和有責任接受型。上述模型通常被稱為無序多屬性反應(yīng)變量的Logit模型（multinomial logit model），簡稱MNL模型。

根據(jù)上述分析，本文構(gòu)造的農(nóng)村居民對女兒養(yǎng)老態(tài)度類型的影響因素模型表達式如下：

logitk=logitk1n=βkX

此處，k=exp（βkX）11+n-11k=1exp（βkX）

n=111+n-11k=1exp（βkX）

各自變量的具體含義和描述性統(tǒng)計分析結(jié)果見表2。

表2回歸模型中的自變量描述變量1均值1標準差1變量描述年齡143.63112.2111定距變量性別10.20610.40510男性；1女性婚姻10.08610.28110有配偶[4]1無配偶受教育程度10.72210.49710小學(xué)及以下[4]1初中與高中[4]2大專及以上職業(yè)狀況10.25710.43710農(nóng)業(yè)勞動者[4]1非農(nóng)業(yè)勞動者兒女結(jié)構(gòu)12.40110.89710無兒無女[4]1有兒無女[4]2有女無兒[4]3有兒有女3結(jié)果分析

3.1農(nóng)村居民對女兒養(yǎng)老態(tài)度的類型分析

本文從兩個維度考察農(nóng)村居民對女兒養(yǎng)老的態(tài)度，一是農(nóng)村居民是否認為女兒應(yīng)該承擔養(yǎng)老責任，二是農(nóng)村居民是否接受女兒養(yǎng)老。從表3得知，29.1%的農(nóng)村居民認為女兒應(yīng)該承擔養(yǎng)老責任，16.3%的農(nóng)村居民能夠接受在女兒家養(yǎng)老。

表3農(nóng)村居民對女兒養(yǎng)老的態(tài)度

農(nóng)村居民對女兒養(yǎng)老的態(tài)度1是（%）1否（%）女兒是否應(yīng)該承擔養(yǎng)老責任129.1170.9您是否能接受在女兒家養(yǎng)老116.3183.7依據(jù)被調(diào)查者對這兩個問題的不同回答，將被調(diào)查者分為4種類型。第一種類型為無責任不接受型，該類人群養(yǎng)兒防老觀念根深蒂固，認為女兒沒有養(yǎng)老責任，更不能接受女兒養(yǎng)老。第二種類型為無責任接受型，他們認為女兒沒有養(yǎng)老責任，卻能接受女兒養(yǎng)老，說明他們不得不接受女兒養(yǎng)老。第三種類型為有責任不接受型，該類人群認為女兒有養(yǎng)老責任，但不接受女兒養(yǎng)老，說明他們僅僅在觀念上認為兒女都有養(yǎng)老責任，然而在現(xiàn)實中并不接受女兒養(yǎng)老。第四種類型為有責任接受型，他們既認為女兒有養(yǎng)老責任也接受女兒養(yǎng)老，他們從觀念上完全接受女兒養(yǎng)老（見表4）。endprint

假設(shè)2：農(nóng)村居民的兒子資源越缺乏，越傾向于認同女兒應(yīng)該承擔養(yǎng)老責任，也更接受女兒養(yǎng)老。

即僅有女兒的農(nóng)村居民更傾向于認同女兒有養(yǎng)老責任并接受女兒養(yǎng)老。

2數(shù)據(jù)來源與變量特征

2.1數(shù)據(jù)來源與樣本特征

本文數(shù)據(jù)來源于2012年8月在江西省尋烏縣開展的農(nóng)村養(yǎng)老保障現(xiàn)狀與觀念的社會調(diào)查。為保證樣本的代表性，本次調(diào)查采取多階段抽樣的方式抽取樣本，調(diào)查對象為18歲以上擁有農(nóng)村戶口的農(nóng)村居民。本次調(diào)查共發(fā)放360份問卷，回收的有效問卷為344份，有效回收率為95.6%。樣本的基本特征見表1。

江西省尋烏縣位于贛、閩、粵三省交界處，有濃厚的客家文化，宗族制度發(fā)達。該地區(qū)依然保留著傳統(tǒng)的社會性別制度，突出表現(xiàn)為男主外、女主內(nèi)的勞動分工制度；男婚女嫁居夫家的婚姻制度；從父姓、財產(chǎn)傳子不傳女的父系繼嗣制度等。

表1樣本的基本特征特征1選項1頻率1有效百分比（%）年齡140歲以下1129137.540～60歲1184153.560歲以上13119.0性別1男1273179.4女171120.6婚姻

狀況1有配偶1314191.3無配偶13018.7職業(yè)

狀況1務(wù)農(nóng)1255174.3非務(wù)農(nóng)188125.7受教育程度1小學(xué)及以下1104130.2初中或高中1232167.4大專及以上1812.3兒女

結(jié)構(gòu)1無兒女1411.2有兒無女180124.5有女無兒12417.3有兒有女1219167.02.2理論模型、變量測量與描述性分析

根據(jù)前文的分析，將農(nóng)村居民對女兒養(yǎng)老的態(tài)度類型設(shè)為反應(yīng)變量，農(nóng)村居民對女兒養(yǎng)老的態(tài)度由被調(diào)查對象是否認為女兒有養(yǎng)老責任和是否接受女兒養(yǎng)老兩個問題的回答分為四種類型。其中βk是n+1個回歸系數(shù)組成的向量，X是相應(yīng)的解釋變量組成的向量，具體包括年齡、性別、婚姻狀況、職業(yè)狀況、受教育程度和兒女結(jié)構(gòu)等變量。反應(yīng)變量有四種且不存在等級差別，即無責任不接受型、無責任接受型、有責任不接受型和有責任接受型。上述模型通常被稱為無序多屬性反應(yīng)變量的Logit模型（multinomial logit model），簡稱MNL模型。

根據(jù)上述分析，本文構(gòu)造的農(nóng)村居民對女兒養(yǎng)老態(tài)度類型的影響因素模型表達式如下：

logitk=logitk1n=βkX

此處，k=exp（βkX）11+n-11k=1exp（βkX）

n=111+n-11k=1exp（βkX）

各自變量的具體含義和描述性統(tǒng)計分析結(jié)果見表2。

表2回歸模型中的自變量描述變量1均值1標準差1變量描述年齡143.63112.2111定距變量性別10.20610.40510男性；1女性婚姻10.08610.28110有配偶[4]1無配偶受教育程度10.72210.49710小學(xué)及以下[4]1初中與高中[4]2大專及以上職業(yè)狀況10.25710.43710農(nóng)業(yè)勞動者[4]1非農(nóng)業(yè)勞動者兒女結(jié)構(gòu)12.40110.89710無兒無女[4]1有兒無女[4]2有女無兒[4]3有兒有女3結(jié)果分析

3.1農(nóng)村居民對女兒養(yǎng)老態(tài)度的類型分析

本文從兩個維度考察農(nóng)村居民對女兒養(yǎng)老的態(tài)度，一是農(nóng)村居民是否認為女兒應(yīng)該承擔養(yǎng)老責任，二是農(nóng)村居民是否接受女兒養(yǎng)老。從表3得知，29.1%的農(nóng)村居民認為女兒應(yīng)該承擔養(yǎng)老責任，16.3%的農(nóng)村居民能夠接受在女兒家養(yǎng)老。

表3農(nóng)村居民對女兒養(yǎng)老的態(tài)度

農(nóng)村居民對女兒養(yǎng)老的態(tài)度1是（%）1否（%）女兒是否應(yīng)該承擔養(yǎng)老責任129.1170.9您是否能接受在女兒家養(yǎng)老116.3183.7依據(jù)被調(diào)查者對這兩個問題的不同回答，將被調(diào)查者分為4種類型。第一種類型為無責任不接受型，該類人群養(yǎng)兒防老觀念根深蒂固，認為女兒沒有養(yǎng)老責任，更不能接受女兒養(yǎng)老。第二種類型為無責任接受型，他們認為女兒沒有養(yǎng)老責任，卻能接受女兒養(yǎng)老，說明他們不得不接受女兒養(yǎng)老。第三種類型為有責任不接受型，該類人群認為女兒有養(yǎng)老責任，但不接受女兒養(yǎng)老，說明他們僅僅在觀念上認為兒女都有養(yǎng)老責任，然而在現(xiàn)實中并不接受女兒養(yǎng)老。第四種類型為有責任接受型，他們既認為女兒有養(yǎng)老責任也接受女兒養(yǎng)老，他們從觀念上完全接受女兒養(yǎng)老（見表4）。endprint

假設(shè)2：農(nóng)村居民的兒子資源越缺乏，越傾向于認同女兒應(yīng)該承擔養(yǎng)老責任，也更接受女兒養(yǎng)老。

即僅有女兒的農(nóng)村居民更傾向于認同女兒有養(yǎng)老責任并接受女兒養(yǎng)老。

2數(shù)據(jù)來源與變量特征

2.1數(shù)據(jù)來源與樣本特征

本文數(shù)據(jù)來源于2012年8月在江西省尋烏縣開展的農(nóng)村養(yǎng)老保障現(xiàn)狀與觀念的社會調(diào)查。為保證樣本的代表性，本次調(diào)查采取多階段抽樣的方式抽取樣本，調(diào)查對象為18歲以上擁有農(nóng)村戶口的農(nóng)村居民。本次調(diào)查共發(fā)放360份問卷，回收的有效問卷為344份，有效回收率為95.6%。樣本的基本特征見表1。

江西省尋烏縣位于贛、閩、粵三省交界處，有濃厚的客家文化，宗族制度發(fā)達。該地區(qū)依然保留著傳統(tǒng)的社會性別制度，突出表現(xiàn)為男主外、女主內(nèi)的勞動分工制度；男婚女嫁居夫家的婚姻制度；從父姓、財產(chǎn)傳子不傳女的父系繼嗣制度等。

表1樣本的基本特征特征1選項1頻率1有效百分比（%）年齡140歲以下1129137.540～60歲1184153.560歲以上13119.0性別1男1273179.4女171120.6婚姻

狀況1有配偶1314191.3無配偶13018.7職業(yè)

狀況1務(wù)農(nóng)1255174.3非務(wù)農(nóng)188125.7受教育程度1小學(xué)及以下1104130.2初中或高中1232167.4大專及以上1812.3兒女

結(jié)構(gòu)1無兒女1411.2有兒無女180124.5有女無兒12417.3有兒有女1219167.02.2理論模型、變量測量與描述性分析

根據(jù)前文的分析，將農(nóng)村居民對女兒養(yǎng)老的態(tài)度類型設(shè)為反應(yīng)變量，農(nóng)村居民對女兒養(yǎng)老的態(tài)度由被調(diào)查對象是否認為女兒有養(yǎng)老責任和是否接受女兒養(yǎng)老兩個問題的回答分為四種類型。其中βk是n+1個回歸系數(shù)組成的向量，X是相應(yīng)的解釋變量組成的向量，具體包括年齡、性別、婚姻狀況、職業(yè)狀況、受教育程度和兒女結(jié)構(gòu)等變量。反應(yīng)變量有四種且不存在等級差別，即無責任不接受型、無責任接受型、有責任不接受型和有責任接受型。上述模型通常被稱為無序多屬性反應(yīng)變量的Logit模型（multinomial logit model），簡稱MNL模型。

根據(jù)上述分析，本文構(gòu)造的農(nóng)村居民對女兒養(yǎng)老態(tài)度類型的影響因素模型表達式如下：

logitk=logitk1n=βkX

此處，k=exp（βkX）11+n-11k=1exp（βkX）

n=111+n-11k=1exp（βkX）

各自變量的具體含義和描述性統(tǒng)計分析結(jié)果見表2。

表2回歸模型中的自變量描述變量1均值1標準差1變量描述年齡143.63112.2111定距變量性別10.20610.40510男性；1女性婚姻10.08610.28110有配偶[4]1無配偶受教育程度10.72210.49710小學(xué)及以下[4]1初中與高中[4]2大專及以上職業(yè)狀況10.25710.43710農(nóng)業(yè)勞動者[4]1非農(nóng)業(yè)勞動者兒女結(jié)構(gòu)12.40110.89710無兒無女[4]1有兒無女[4]2有女無兒[4]3有兒有女3結(jié)果分析

3.1農(nóng)村居民對女兒養(yǎng)老態(tài)度的類型分析

本文從兩個維度考察農(nóng)村居民對女兒養(yǎng)老的態(tài)度，一是農(nóng)村居民是否認為女兒應(yīng)該承擔養(yǎng)老責任，二是農(nóng)村居民是否接受女兒養(yǎng)老。從表3得知，29.1%的農(nóng)村居民認為女兒應(yīng)該承擔養(yǎng)老責任，16.3%的農(nóng)村居民能夠接受在女兒家養(yǎng)老。

表3農(nóng)村居民對女兒養(yǎng)老的態(tài)度

農(nóng)村居民對女兒養(yǎng)老的態(tài)度1是（%）1否（%）女兒是否應(yīng)該承擔養(yǎng)老責任129.1170.9您是否能接受在女兒家養(yǎng)老116.3183.7依據(jù)被調(diào)查者對這兩個問題的不同回答，將被調(diào)查者分為4種類型。第一種類型為無責任不接受型，該類人群養(yǎng)兒防老觀念根深蒂固，認為女兒沒有養(yǎng)老責任，更不能接受女兒養(yǎng)老。第二種類型為無責任接受型，他們認為女兒沒有養(yǎng)老責任，卻能接受女兒養(yǎng)老，說明他們不得不接受女兒養(yǎng)老。第三種類型為有責任不接受型，該類人群認為女兒有養(yǎng)老責任，但不接受女兒養(yǎng)老，說明他們僅僅在觀念上認為兒女都有養(yǎng)老責任，然而在現(xiàn)實中并不接受女兒養(yǎng)老。第四種類型為有責任接受型，他們既認為女兒有養(yǎng)老責任也接受女兒養(yǎng)老，他們從觀念上完全接受女兒養(yǎng)老（見表4）。endprint