徐俊

摘 要：基于2011年江蘇、四川兩省720戶中老年農(nóng)民調(diào)查數(shù)據(jù)，以同齡的非獨(dú)生子女父母為參照，對(duì)農(nóng)村第一代已婚獨(dú)生子女父母的養(yǎng)老心態(tài)及其影響因素進(jìn)行探索性分析。結(jié)果表明，在對(duì)待自己養(yǎng)老問(wèn)題的擔(dān)心上，獨(dú)生子女父母的擔(dān)心程度略高于非獨(dú)生子女父母。而在子女能否贍養(yǎng)、經(jīng)濟(jì)上能否支持、生病時(shí)能否照顧上，獨(dú)生子女父母的擔(dān)心程度均低于非獨(dú)生子女父母，在年老時(shí)是否感到孤獨(dú)寂寞上，獨(dú)生子女父母擔(dān)心程度略高于非獨(dú)生子女父母。對(duì)獨(dú)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(guān)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(duì)象養(yǎng)老心態(tài)的重要因素。

關(guān)鍵詞：已婚獨(dú)生子女父母；農(nóng)村家庭；養(yǎng)老心態(tài)；影響因素；實(shí)證研究

中圖分類(lèi)號(hào)：C913 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：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(wèn)題

我國(guó)自20世紀(jì)70年代末實(shí)行嚴(yán)格計(jì)劃生育政策以來(lái)，產(chǎn)生了數(shù)以億計(jì)的獨(dú)生子女及其家庭，其中，農(nóng)村獨(dú)生子女已超過(guò)3000萬(wàn)[1]。隨著第一代獨(dú)生子女長(zhǎng)大成人、結(jié)婚生子，數(shù)以千萬(wàn)計(jì)的獨(dú)生子女父母已經(jīng)或即將步入老年[2]，獨(dú)生子女父母將面臨獨(dú)子女養(yǎng)老的不利境況。數(shù)十年來(lái)，鄉(xiāng)城間青壯年勞動(dòng)力遷移造成農(nóng)村家庭空巢化，空巢、類(lèi)空巢家庭急劇增加，人口老齡化城鄉(xiāng)倒置狀況十分嚴(yán)峻。長(zhǎng)期的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)社會(huì)結(jié)構(gòu)使得農(nóng)村家庭養(yǎng)老保障力不從心[3-4]，政策催生的一個(gè)孩子的事實(shí)對(duì)農(nóng)村獨(dú)生子女父母養(yǎng)老造成了極大的風(fēng)險(xiǎn)和壓力[5]。隨著工業(yè)化和社會(huì)保障制度的發(fā)展（如“新農(nóng)?！?、“新農(nóng)合”政策），政府為農(nóng)村老人提供一定的經(jīng)濟(jì)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(guó)“未富先老”的基本國(guó)情決定了家庭養(yǎng)老仍將是農(nóng)民養(yǎng)老的主要模式。家庭養(yǎng)老的實(shí)質(zhì)是在家養(yǎng)老和子女養(yǎng)老的結(jié)合[6]。伴隨著計(jì)劃生育政策的長(zhǎng)期實(shí)行和人們生育觀念的現(xiàn)代轉(zhuǎn)變，家庭結(jié)構(gòu)日趨小型化，傳統(tǒng)孝道在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的沖擊下日漸衰微，這給農(nóng)村獨(dú)生子女父母的家庭養(yǎng)老造成極大的影響。俗話說(shuō)，心態(tài)決定成敗，說(shuō)明心態(tài)對(duì)人的行為產(chǎn)生重大的影響作用。養(yǎng)老心態(tài)是人們關(guān)于養(yǎng)老的一種心理狀態(tài)，具有鮮明的心理傾向，對(duì)于人們的養(yǎng)老行為具有不可低估的影響力。農(nóng)民的養(yǎng)老心態(tài)也是影響政府在農(nóng)村推行相關(guān)養(yǎng)老政策的重要因素。但是，農(nóng)村第一代獨(dú)生子女父母的養(yǎng)老心態(tài)如何？和同齡的非獨(dú)生子女父母相比，他們?cè)谝揽孔优B(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(duì)于這些問(wèn)題，我們知之甚少。本文擬通過(guò)對(duì)江蘇、四川兩省720戶中老年農(nóng)民的問(wèn)卷調(diào)查，以同齡的非獨(dú)生子女父母為參照，對(duì)農(nóng)村第一代已婚獨(dú)生子女父母的養(yǎng)老心態(tài)進(jìn)行探索性研究。獨(dú)生子女父母尚未大規(guī)模進(jìn)入老年期，因此對(duì)其養(yǎng)老心態(tài)的探索分析具有重要的前瞻價(jià)值。弄清楚這些問(wèn)題，將有助于預(yù)測(cè)農(nóng)村獨(dú)生子女父母養(yǎng)老問(wèn)題的發(fā)展趨勢(shì)，為相關(guān)部門(mén)制定和調(diào)整養(yǎng)老政策提供決策參考。

二、文獻(xiàn)回顧

目前，學(xué)術(shù)界對(duì)人們晚年生活或養(yǎng)老保障問(wèn)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(guān)的家庭結(jié)構(gòu)、居住方式等因素；二是主觀方面，主要針對(duì)老年人對(duì)養(yǎng)老的觀念認(rèn)識(shí)，涵蓋養(yǎng)老意愿、養(yǎng)老心態(tài)和對(duì)某些具體養(yǎng)老問(wèn)題的看法和認(rèn)識(shí)等維度[7]。通過(guò)CNKI的搜索發(fā)現(xiàn)，學(xué)術(shù)界對(duì)于獨(dú)生子女父母養(yǎng)老心態(tài)的研究并不多見(jiàn)，上規(guī)模、規(guī)范性的量化研究?jī)H有幾例。首先看城市實(shí)證研究方面，張戈利用2006年在京、魯、吉三地調(diào)查的800多份獨(dú)生子女家庭養(yǎng)老保障數(shù)據(jù)，得出大多數(shù)獨(dú)生子女父母對(duì)養(yǎng)老的焦慮介于“不太擔(dān)心”和“一般”之間的結(jié)論。該項(xiàng)研究認(rèn)為，不同性別、年齡、有無(wú)收入的人口的養(yǎng)老焦慮存在差異，獨(dú)生子女父母最擔(dān)心的養(yǎng)老問(wèn)題是“當(dāng)自己患重病時(shí)，獨(dú)生子女陪護(hù)有很大困難”[8]。其后，王樹(shù)新等人再次利用該項(xiàng)調(diào)查資料，研究得出家庭經(jīng)濟(jì)狀況、醫(yī)療保險(xiǎn)、養(yǎng)老保險(xiǎn)、身體健康的自評(píng)水平及有無(wú)配偶對(duì)獨(dú)生子女父母的養(yǎng)老擔(dān)心度均有顯著影響的結(jié)論[9]。風(fēng)笑天利用2008年全國(guó)五大城市1005名準(zhǔn)老年人的調(diào)查資料分析表明，獨(dú)生子女父母和非獨(dú)生子女父母對(duì)未來(lái)養(yǎng)老生活的擔(dān)心程度基本相同，3/4的被調(diào)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(dān)憂。不過(guò)，獨(dú)生子女父母對(duì)生病照料的擔(dān)心比例明顯高于非獨(dú)生子女父母，也更多地表現(xiàn)出對(duì)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(diào)查”和“上海市閘北區(qū)984名50-64歲獨(dú)生子女父母狀況和意愿調(diào)查”為基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，就中老年獨(dú)生子女父母對(duì)目前生活狀況的心態(tài)和認(rèn)識(shí)、對(duì)未來(lái)養(yǎng)老方式的選擇和對(duì)未來(lái)養(yǎng)老的擔(dān)憂狀況三個(gè)維度的養(yǎng)老心態(tài)特征、差異和動(dòng)態(tài)變化進(jìn)行了分析和比較。該項(xiàng)研究發(fā)現(xiàn)，年齡、經(jīng)濟(jì)和社會(huì)因素對(duì)于年老獨(dú)生子女父母的養(yǎng)老心態(tài)影響明顯[10]。張?chǎng)卫么髴c市278份問(wèn)卷調(diào)查數(shù)據(jù)，對(duì)城市第一代獨(dú)生子女父母的養(yǎng)老意愿、養(yǎng)老需求和養(yǎng)老擔(dān)心度進(jìn)行分析，探討了相關(guān)因素對(duì)獨(dú)生子女父母養(yǎng)老擔(dān)心度的影響程度[11]。嚴(yán)珉利用河南新鄉(xiāng)市316份調(diào)查問(wèn)卷研究表明，與非獨(dú)生子女父母相比，城市第一代獨(dú)生子女父母擔(dān)心的養(yǎng)老問(wèn)題顯著不同；總體上看，城市第一代獨(dú)生子女父母對(duì)自己的養(yǎng)老擔(dān)心并不嚴(yán)重[12]。

再來(lái)看農(nóng)村實(shí)證研究方面。崔樹(shù)義根據(jù)2008年對(duì)山東省900份中老年父母的調(diào)查問(wèn)卷分析表明，農(nóng)村計(jì)劃生育夫婦已經(jīng)或即將開(kāi)始進(jìn)入老年期。與非計(jì)劃生育夫婦相比，獨(dú)生子女家庭面臨更多的風(fēng)險(xiǎn)和困難[13]。利用上述山東調(diào)查數(shù)據(jù)，周德祿研究發(fā)現(xiàn)，相對(duì)于非獨(dú)生子女家庭，獨(dú)生子女家庭經(jīng)濟(jì)狀況、子女經(jīng)濟(jì)供給和日常照料等方面存在明顯弱勢(shì)[14]。

唐利平等人基于蘇、川調(diào)查數(shù)據(jù)，對(duì)農(nóng)村第一代獨(dú)生子女和非獨(dú)生子女的養(yǎng)老意愿進(jìn)行對(duì)比分析。研究發(fā)現(xiàn)，是否參加農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)是影響農(nóng)村獨(dú)生子女養(yǎng)老意愿的重要因素[15]。周長(zhǎng)洪等人根據(jù)2010年全國(guó)五區(qū)縣900多名50歲以上中老年獨(dú)生子女父母的問(wèn)卷調(diào)查數(shù)據(jù)，分別對(duì)農(nóng)村獨(dú)生子女父母的家庭結(jié)構(gòu)與空巢特征、家庭經(jīng)濟(jì)狀況以及親子經(jīng)濟(jì)互動(dòng)與養(yǎng)老預(yù)期進(jìn)行了研究[16-18]。但上述這些調(diào)查均不是針對(duì)農(nóng)村獨(dú)生子女父母養(yǎng)老心態(tài)展開(kāi)的。僅有的一項(xiàng)研究來(lái)自陶琴對(duì)湖北省黃梅縣396戶村民的調(diào)查，該項(xiàng)研究表明，農(nóng)村獨(dú)生子女父母和非獨(dú)生子女父母的養(yǎng)老焦慮沒(méi)有顯著差異，自我養(yǎng)老資源和社會(huì)養(yǎng)老資源對(duì)養(yǎng)老焦慮沒(méi)有顯著影響；家庭養(yǎng)老資源對(duì)獨(dú)生子女父母無(wú)顯著影響，對(duì)非獨(dú)生子女父母有顯著影響[19]。但是該項(xiàng)研究的獨(dú)生子女父母樣本比例過(guò)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(duì)獨(dú)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(nóng)村獨(dú)生子女父母養(yǎng)老心態(tài)研究較為缺乏。僅有的一項(xiàng)研究受到樣本構(gòu)成和年齡分布的局限，其研究結(jié)論的代表性明顯不足。新中國(guó)成立以來(lái)，由于長(zhǎng)期的城鄉(xiāng)分治，形成并加重了城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)社會(huì)格局。城鄉(xiāng)迥異的生產(chǎn)、生活方式以及二元化的社會(huì)保障體制等因素，決定了城市研究得出的許多結(jié)論不宜直接推論至農(nóng)村，反之亦然。因此，有必要對(duì)農(nóng)村第一代獨(dú)生子女父母的養(yǎng)老心態(tài)重新進(jìn)行研究設(shè)計(jì)。

三、研究設(shè)計(jì)

1.核心概念界定及操作化

目前，農(nóng)村獨(dú)生子女父母年歲尚輕，大多數(shù)處于中青年時(shí)期，僅有部分進(jìn)入老年初期。鑒于子女婚姻事件對(duì)于父母家庭生活的重要影響[20]，本文擬對(duì)農(nóng)村第一代已婚獨(dú)生子女的父母進(jìn)行調(diào)查研究。20世紀(jì)七八十年代，我國(guó)農(nóng)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(guó)第一代已婚獨(dú)生子女的年齡區(qū)間（25-36歲）以及當(dāng)時(shí)農(nóng)村父母的平均生育年齡為參考，從調(diào)查研究的可行性角度出發(fā)，本文將我國(guó)農(nóng)村第一代已婚獨(dú)生子女父母界定操作為：“獨(dú)生子女已婚且出生于1948-1963年之間的當(dāng)?shù)剞r(nóng)民”，即調(diào)查時(shí)其年齡在48-63周歲之間。之所以將調(diào)查對(duì)象的年齡上限適當(dāng)放寬，主要是考慮已婚獨(dú)生子女父母的年齡可能偏大一些，同時(shí)兼顧東、西部地區(qū)的老齡化差異。

有關(guān)養(yǎng)老心態(tài)的研究興于近幾年，現(xiàn)有研究對(duì)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(jìn)行的研究之外，還有以養(yǎng)老擔(dān)心度、養(yǎng)老焦慮等為測(cè)量變量進(jìn)行的研究。風(fēng)笑天在對(duì)城市第一代獨(dú)生子女父母養(yǎng)老心態(tài)和認(rèn)識(shí)研究時(shí)，將養(yǎng)老心態(tài)和認(rèn)識(shí)操作化為四個(gè)不同側(cè)面的指標(biāo)，即總體性、概括性的主觀指標(biāo)，與傳統(tǒng)養(yǎng)老觀念相異的針對(duì)性指標(biāo)，與獨(dú)生子女家庭特征相關(guān)的指標(biāo)以及直接針對(duì)獨(dú)立養(yǎng)老觀念的指標(biāo)[7]。周元鵬針對(duì)獨(dú)生子女父母的養(yǎng)老心態(tài)，將其界定為“年老獨(dú)生子女父母對(duì)未來(lái)養(yǎng)老的看法和認(rèn)識(shí)等主觀的、總體的心理感受”，并將其操作化為對(duì)目前生活狀況的心態(tài)和認(rèn)識(shí)、未來(lái)養(yǎng)老方式的選擇和對(duì)未來(lái)養(yǎng)老的擔(dān)憂狀況三個(gè)維度，發(fā)展出9項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行分析[10]。張戈將養(yǎng)老焦慮界定為“對(duì)養(yǎng)老的預(yù)期可能出現(xiàn)的擔(dān)心、憂慮或煩惱的一種主觀評(píng)價(jià)”，并將其操作化為經(jīng)濟(jì)支持、生活照料和精神慰藉三個(gè)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(xiàng)養(yǎng)老擔(dān)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(nèi)容（經(jīng)濟(jì)支持、生活照料、精神慰藉）維度將其操作化成若干個(gè)變量指標(biāo)。例如，王樹(shù)新等人將其操作化為沒(méi)有生活來(lái)源、收入養(yǎng)活不了自己、生病沒(méi)有錢(qián)治療、生活無(wú)人照料、子女不孝五個(gè)變量指標(biāo)[9]。張?chǎng)卧谘芯砍鞘械谝淮?dú)生子女父母養(yǎng)老擔(dān)心度時(shí)，設(shè)置了完全相同的五個(gè)變量指標(biāo) [11]。張沖等人將其操作化為沒(méi)有生活來(lái)源、生病沒(méi)有錢(qián)治療、需要時(shí)沒(méi)有人照料、社會(huì)不安定、子女不孝五個(gè)變量指標(biāo)，與王樹(shù)新等人的操作化結(jié)果也十分接近[24]。此外，嚴(yán)珉將養(yǎng)老擔(dān)心度按照養(yǎng)老內(nèi)容操作化為三類(lèi)共計(jì)13個(gè)變量指標(biāo)[12]。

參考和借鑒已有研究成果并結(jié)合研究對(duì)象的實(shí)際情況，考慮“擔(dān)心程度”能夠集中反映研究對(duì)象對(duì)養(yǎng)老的一種預(yù)期心理狀態(tài)，因而本文將養(yǎng)老心態(tài)界定為“父母對(duì)自己養(yǎng)老問(wèn)題的擔(dān)心程度”。根據(jù)大多數(shù)已有研究操作化的習(xí)慣做法，本文圍繞養(yǎng)老的基本內(nèi)容，將其操作化為五個(gè)核心變量指標(biāo)：①是否擔(dān)心自己未來(lái)養(yǎng)老問(wèn)題（總體性指標(biāo)）；②是否擔(dān)心未來(lái)子女不贍養(yǎng)（依靠對(duì)象指標(biāo)）；③是否擔(dān)心未來(lái)經(jīng)濟(jì)上子女不能支持自己（經(jīng)濟(jì)供給指標(biāo)）；④是否擔(dān)心年老生病時(shí)子女不在身邊照顧自己（生病照顧指標(biāo)）；⑤是否擔(dān)心未來(lái)年老時(shí)孤獨(dú)寂寞（精神慰藉指標(biāo)）。除總體性指標(biāo)外（四級(jí)選項(xiàng)），其余指標(biāo)均采用李克特五級(jí)量表，依次對(duì)“非常擔(dān)心、比較擔(dān)心、不太擔(dān)心、完全不擔(dān)心、沒(méi)考慮過(guò)”選項(xiàng)進(jìn)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(dān)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(nèi)部信度較好。

2.數(shù)據(jù)來(lái)源和樣本構(gòu)成

筆者特別感謝宜賓學(xué)院法學(xué)院張義烈博士對(duì)四川問(wèn)卷的調(diào)查組織工作，同時(shí)感謝南京大學(xué)風(fēng)笑天教授對(duì)本文相關(guān)研究?jī)?nèi)容的指導(dǎo)，文責(zé)自負(fù)。

本文的江蘇、四川樣本數(shù)據(jù)來(lái)自“我國(guó)第一代獨(dú)生子女社會(huì)保障問(wèn)題抽樣調(diào)查研究”項(xiàng)目，該項(xiàng)目調(diào)查時(shí)間為2011年1-2月。選擇蘇、川兩省，主要考慮他們是我國(guó)目前實(shí)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(dú)生子女在這兩省農(nóng)村的比例更大一些，抽樣調(diào)查相對(duì)容易，對(duì)于反映農(nóng)村獨(dú)生子女父母養(yǎng)老心態(tài)而言，選取這兩個(gè)

省的代表性也相應(yīng)更強(qiáng)一些[15]。本文的調(diào)查對(duì)象是農(nóng)村第一代已婚獨(dú)生子女父母和同年齡段的非獨(dú)生子女父母，對(duì)于非獨(dú)生子女父母，要求其子女中至少有一個(gè)已婚。為了兼顧樣本的代表性和調(diào)查的可行性，本研究分別在蘇、川兩地進(jìn)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(jì)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(dá)一些）。然后在抽中的每個(gè)縣中，按經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)和不發(fā)達(dá)各抽取1個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，總計(jì)抽取4個(gè)左右鄉(xiāng)鎮(zhèn)。在所選中的每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)中，再抽取2-3個(gè)行政村，每個(gè)村計(jì)劃調(diào)查40-50戶。以獨(dú)生子女戶數(shù)為基準(zhǔn)，在同一村調(diào)查與獨(dú)生子女戶一樣多的非獨(dú)生子女戶數(shù)。考慮樣本的性別代表性，要求在每個(gè)被調(diào)查村，獨(dú)生子女父母與非獨(dú)生子女父母的比例是1∶1，每類(lèi)調(diào)查對(duì)象的性別比例是1∶1，按照一戶男性再一戶女性的方式進(jìn)行調(diào)查。這樣，江蘇調(diào)查的樣本數(shù)大約在400份左右?？紤]實(shí)際的困難和地理障礙，四川的抽樣要求相對(duì)寬松一些。兼顧經(jīng)濟(jì)發(fā)展和地區(qū)分布，安排30名調(diào)查員在四川的達(dá)州、成都、宜賓等14個(gè)市（縣）農(nóng)村進(jìn)行入戶調(diào)查，涵蓋了四川21個(gè)市（州）中的2/3地區(qū)。調(diào)查組織者要求調(diào)查員在實(shí)際調(diào)查中按照獨(dú)生子女父母和非獨(dú)生子女父母1∶1進(jìn)行，同時(shí)各類(lèi)別兼顧1∶1的性別比例。每名調(diào)查員平均調(diào)查10戶左右，樣本數(shù)大約在350份左右。采用結(jié)構(gòu)式訪問(wèn)法入戶調(diào)查收集相關(guān)問(wèn)卷資料。調(diào)查員皆為受過(guò)專(zhuān)業(yè)訓(xùn)練的在校本科生（或研究生），分別由兩地負(fù)責(zé)人組織協(xié)調(diào)展開(kāi)調(diào)查。

問(wèn)卷回收后，在使用SPSS 20.0系統(tǒng)輸錄過(guò)程中對(duì)其進(jìn)行了清理和核對(duì)。總體上，問(wèn)卷填答率極高，質(zhì)量很好。兩地合計(jì)發(fā)放問(wèn)卷760份（江蘇410份、四川350份），收回問(wèn)卷753份（江蘇406份、四川347份），剔除少量廢卷，有效問(wèn)卷合計(jì)720份（江蘇404份、四川316份），有效回收率為94.7%。總體上看，獨(dú)生子女父、母和非獨(dú)生子女父、母所占樣本的比例接近，均在25%左右，符合預(yù)定的配額抽樣方案。

3.研究思路和相關(guān)變量

（1）研究思路?；诜诸?lèi)的比較分析是社會(huì)科學(xué)在進(jìn)行實(shí)證研究時(shí)描述或解釋相關(guān)事物和現(xiàn)象的基本思路[26]。受計(jì)劃生育政策的影響，20世紀(jì)80年代以來(lái)，我國(guó)農(nóng)村家庭主要分為獨(dú)生子女家庭和非獨(dú)生子女家庭兩大類(lèi)。目前，部分研究直接針對(duì)獨(dú)生子女或其父母群體開(kāi)展相關(guān)問(wèn)題研究，另有部分研究基于兩類(lèi)子女或其父母的比較展開(kāi)分析。千百年來(lái)，農(nóng)村社會(huì)擁有獨(dú)生子女家庭的比例微乎其微，人們習(xí)慣于多子女的家庭生活。盡管計(jì)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(nóng)村居民，尤其是中老年群體。因此，通過(guò)比較分析，從我國(guó)農(nóng)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(guó)農(nóng)村獨(dú)生子女父母養(yǎng)老心態(tài)的特點(diǎn)和存在的問(wèn)題。循此思路，本文將首先對(duì)上述五個(gè)核心變量與調(diào)查對(duì)象的子女身份進(jìn)行交互分析，考察農(nóng)村第一代已婚獨(dú)生子女父母和同齡的非獨(dú)生子女父母在相關(guān)養(yǎng)老心態(tài)上是否存在顯著差別，以期檢驗(yàn)已有相關(guān)研究的結(jié)果在對(duì)后面四個(gè)變量指標(biāo)進(jìn)行交互分析時(shí)，為簡(jiǎn)便起見(jiàn)，將其原有的五個(gè)選項(xiàng)整合成新的三類(lèi)，即擔(dān)心、不擔(dān)心和沒(méi)考慮過(guò)。然后，運(yùn)用單變量多因素方差分析方法進(jìn)一步考察影響農(nóng)村已婚獨(dú)生子女父母養(yǎng)老心態(tài)的相關(guān)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(jìn)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(guò)比較來(lái)自于不同部分的差異，借助F分布做出統(tǒng)計(jì)推斷[27]。方差分析模型可以在控制其他因素影響的同時(shí)研究特定自變量和因變量之間的關(guān)系，其適用條件（獨(dú)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(duì)上述五個(gè)核心變量進(jìn)行賦值，但考慮其并非一般的量表計(jì)分，因而不能將其得分簡(jiǎn)單加總。在此運(yùn)用因子分析法經(jīng)檢驗(yàn)，KMO統(tǒng)計(jì)量為0.786，大于0.7，說(shuō)明因子分析效果較好；Bartlett球形檢驗(yàn)的卡方值為1232.341，顯著性水平小于0.001，說(shuō)明各變量間具有相關(guān)性，因子分析通過(guò)適用條件檢驗(yàn)。

，對(duì)養(yǎng)老擔(dān)心度的五個(gè)相關(guān)問(wèn)題變量確定權(quán)重，并相加得到總分，形成一個(gè)新的變量，將其命名為“獨(dú)生子女父母養(yǎng)老總體心態(tài)”（參見(jiàn)表1數(shù)據(jù)），對(duì)其進(jìn)行單變量多因素方差分析，以便從整體上考察影響研究對(duì)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(duì)象的個(gè)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(jì)變量（夫妻年純收入、是否辦過(guò)醫(yī)保、是否辦過(guò)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(zhì)生活滿意度、精神生活滿意度）、代際關(guān)系變量（是否給孫子女花錢(qián)或買(mǎi)東西、親子家庭關(guān)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(guān)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(lèi)變量（見(jiàn)表2）。需要說(shuō)明的是，“親子家庭關(guān)系”、“子女總體性支持”、“子女婚后總體性支持變化”均是對(duì)原有相關(guān)變量進(jìn)行均值函數(shù)（MEAN）計(jì)算得出的新的連續(xù)性變量（參見(jiàn)表1數(shù)據(jù)）?！坝H子家庭關(guān)系”原變量包含父母和子/女/媳/婿的關(guān)系，分別設(shè)置非常好、比較好、一般、不太好和很不好五個(gè)選項(xiàng)；“子女總體性支持”原變量涵蓋養(yǎng)老內(nèi)容的三個(gè)方面，詢問(wèn)子女是否為父母提供如下十項(xiàng)支持，即“干家務(wù)活、種田種地、給生活費(fèi)、給零用錢(qián)、給買(mǎi)東西、照顧日常起居、生病時(shí)照顧、常回家看望、打電話問(wèn)候、和父母交談”，分別設(shè)置從不、很少、有時(shí)、經(jīng)常和總是五個(gè)選項(xiàng)；“子女婚后總體性支持變化”原變量也包括上述十項(xiàng)支持，詢問(wèn)子女婚后支持在這些方面的變化情況，設(shè)置的選項(xiàng)依次為增加、沒(méi)變和減少。限于篇幅，上述相關(guān)具體變量分布情況略去。

四、結(jié)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(duì)自己養(yǎng)老問(wèn)題的擔(dān)心”、“對(duì)子女不能贍養(yǎng)的擔(dān)心”等五個(gè)核心變量指標(biāo)。將其與子女身份進(jìn)行交互分析和卡方檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，只有“父母對(duì)自己養(yǎng)老問(wèn)題的擔(dān)心”存在子女身份上的顯著差別，而其他四個(gè)變量均無(wú)顯著差異。首先來(lái)看父母對(duì)自己養(yǎng)老問(wèn)題的擔(dān)心與子女身份的交互分析（見(jiàn)表3）。

兩類(lèi)父母表示擔(dān)心或比較擔(dān)心的比例合計(jì)超過(guò)1/4，表明目前大多數(shù)父母對(duì)自己未來(lái)的養(yǎng)老問(wèn)題并不是太擔(dān)心，這與研究對(duì)象年齡尚輕不無(wú)關(guān)系。相比較而言，在擔(dān)心方面，兩類(lèi)父母差別很小，在不太擔(dān)心方面，獨(dú)生子女父母略多一些，而在根本不擔(dān)心方面，非獨(dú)生子女父母明顯多于獨(dú)生子女父母，超出近7個(gè)百分點(diǎn)?？傮w上看，雖然兩類(lèi)父母在養(yǎng)老問(wèn)題上的擔(dān)心具有顯著差異，但差別并不懸殊。這和媒體有關(guān)獨(dú)生子女父母十分擔(dān)心自己的養(yǎng)老問(wèn)題報(bào)道不相符合。

再來(lái)看其余四個(gè)變量和子女身份的交互分析結(jié)果（見(jiàn)表4）。在對(duì)子女是否贍養(yǎng)的心態(tài)上，超過(guò)七成的研究對(duì)象表示不擔(dān)心，僅有1/6的人表示擔(dān)心，另有少部分人沒(méi)有考慮過(guò)。兩類(lèi)父母差別很小。在對(duì)子女能否經(jīng)濟(jì)支持的心態(tài)上，表示擔(dān)心的比例超過(guò)前一個(gè)變量，接近20%，而表示不擔(dān)心也在七成以上。兩類(lèi)父母相比，獨(dú)生子女父母表示不擔(dān)心的比例反而少于非獨(dú)生子女父母。這和周長(zhǎng)洪等人利用全國(guó)五縣調(diào)查得出的結(jié)果較為接近，周長(zhǎng)洪等的結(jié)果顯示，八成多獨(dú)生子女父母相信子女會(huì)在經(jīng)濟(jì)上支持自己[18]。在對(duì)生病時(shí)子女能否照顧的心態(tài)上，表示擔(dān)心的比例明顯上升，超過(guò)了三成，表示不擔(dān)心和沒(méi)考慮過(guò)的比例都有所下降。兩類(lèi)父母相比，還是獨(dú)生子女父母樂(lè)觀一些。在對(duì)年老時(shí)是否感到孤獨(dú)寂寞的心態(tài)上，表示擔(dān)心的比例進(jìn)一步上升，超過(guò)了四成，而表示不擔(dān)心的比例隨之下降，不足半數(shù)。兩類(lèi)父母相比，獨(dú)生子女父母擔(dān)心比例略多一點(diǎn)。因此，從總體上看，在養(yǎng)老心態(tài)即對(duì)相關(guān)養(yǎng)老問(wèn)題的擔(dān)心上，兩類(lèi)父母并沒(méi)有太大的差別。本文的研究結(jié)果和唐利平等人利用江蘇、四川四縣調(diào)查以及陶琴利用湖北黃梅縣調(diào)查獲得的結(jié)果較為相似，兩者的研究均表明，兩類(lèi)父母在養(yǎng)老問(wèn)題的擔(dān)心度或焦慮上并無(wú)顯著差別[15，19]。從上述具體維度的比較上可以看出，獨(dú)生子女父母對(duì)未來(lái)養(yǎng)老的擔(dān)心程度反而低于非獨(dú)生子女父母，說(shuō)明獨(dú)生子女父母的養(yǎng)老心態(tài)更加積極和樂(lè)觀。這或許和獨(dú)生子女父母當(dāng)前經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)和年齡相對(duì)輕有關(guān)。這一調(diào)查結(jié)果傳遞給我們這樣一個(gè)信號(hào)：即對(duì)于獨(dú)生子女父母來(lái)說(shuō)，目前他們并沒(méi)有外界所想象的那樣擔(dān)心自己的養(yǎng)老問(wèn)題。這種積極、樂(lè)觀的心態(tài)無(wú)疑有助于他們未來(lái)的養(yǎng)老實(shí)踐和晚年生活。

2.獨(dú)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(nóng)村獨(dú)生子女父母和非獨(dú)生子女父母在養(yǎng)老心態(tài)上具有趨同的特點(diǎn)。對(duì)養(yǎng)老總體心態(tài)的單因素方差分析檢驗(yàn)也表明，養(yǎng)老總體心態(tài)在子女身份上沒(méi)有顯著差別（P=0.909）。養(yǎng)老心態(tài)將直接影響?yīng)毶优改肝磥?lái)的養(yǎng)老安排及晚年生活質(zhì)量，本文擬進(jìn)一步考察影響農(nóng)村第一代已婚獨(dú)生子女父母養(yǎng)老心態(tài)的具體因素。根據(jù)獨(dú)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(jié)果顯示（見(jiàn)表5），模型具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。具體來(lái)看，在納入的18個(gè)自變量中，按照顯著性水平0.05的常用標(biāo)準(zhǔn)，僅有“婚姻狀況”、“居住條件滿意度”、“物質(zhì)生活滿意度”和“子女婚后總體性支持變化”顯著影響?yīng)毶优改傅酿B(yǎng)老總體心態(tài)。另外，“親子家庭關(guān)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(nóng)村第一代已婚獨(dú)生子女父母的養(yǎng)老心態(tài)存在著群內(nèi)差異。這種群體內(nèi)部的差異可能來(lái)自于獨(dú)生子女父母的婚姻狀況及其對(duì)家庭代際關(guān)系、生活條件等方面認(rèn)知評(píng)價(jià)的影響。換言之，在控制其他變量的前提下，同為農(nóng)村第一代已婚獨(dú)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(dú)生子女婚后對(duì)父母的總體性支持變化越積極、獨(dú)生子女家庭親子關(guān)系越和諧，父母的養(yǎng)老總體心態(tài)則越樂(lè)觀；對(duì)居住條件越滿意、對(duì)物質(zhì)生活和精神生活滿意度越高，獨(dú)生子女父母的養(yǎng)老總體心態(tài)就越好。

五、結(jié)論和思考

1.基本結(jié)論

本文利用蘇、川兩省720戶中老年農(nóng)民家庭養(yǎng)老調(diào)查數(shù)據(jù)，以同齡的非獨(dú)生子女父母為參照，對(duì)我國(guó)農(nóng)村第一代已婚獨(dú)生子女父母的養(yǎng)老心態(tài)及其影響因素進(jìn)行了探索性分析，得出了如下一些基本結(jié)論：第一，對(duì)養(yǎng)老心態(tài)的五個(gè)變量和子女身份的交互分析發(fā)現(xiàn)，只有父母對(duì)自己養(yǎng)老問(wèn)題的擔(dān)心存在子女身份上的顯著差別，獨(dú)生子女父母的擔(dān)心程度略高于非獨(dú)生子女父母。而在子女能否贍養(yǎng)、經(jīng)濟(jì)能否支持、生病時(shí)能否照顧上，獨(dú)生子女父母的擔(dān)心比例均低于非獨(dú)生子女父母，在年老時(shí)是否感到孤獨(dú)寂寞上，獨(dú)生子女父母擔(dān)心比例略高于非獨(dú)生子女父母。第二，對(duì)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(guān)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(nóng)村第一代已婚獨(dú)生子女父母養(yǎng)老心態(tài)的重要因素。

2.進(jìn)一步的思考

通過(guò)上述分析發(fā)現(xiàn)，在養(yǎng)老心態(tài)上，相比于同齡的非獨(dú)生子女父母，目前農(nóng)村第一代已婚獨(dú)生子女父母顯得更加樂(lè)觀和自信。無(wú)疑，這對(duì)于農(nóng)村獨(dú)生子女父母的養(yǎng)老是一個(gè)十分有利的條件。早先，人們普遍擔(dān)心獨(dú)生子女父母的養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)和壓力問(wèn)題，但是從獨(dú)生子女父母對(duì)各項(xiàng)問(wèn)題指標(biāo)的選擇來(lái)看，他們對(duì)未來(lái)養(yǎng)老的擔(dān)心程度并不大于非獨(dú)生子女父母。而且，單因素方差分析檢驗(yàn)也表明，子女身份對(duì)農(nóng)村中老年人的養(yǎng)老心態(tài)并無(wú)顯著影響，說(shuō)明農(nóng)村第一代已婚獨(dú)生子女父母和同齡的非獨(dú)生子女父母在養(yǎng)老心態(tài)上具有趨同特點(diǎn)。這一方面可能緣于調(diào)查對(duì)象年齡尚輕的原因，獨(dú)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(jìn)入老年初期。調(diào)查對(duì)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(qiáng)，絕大部分仍在勞動(dòng)，具有較好的經(jīng)濟(jì)能力；其在生活上完全可以自食其力，還沒(méi)到需要子女養(yǎng)老的境地。換言之，當(dāng)前農(nóng)村第一代已婚獨(dú)生子女父母和同齡的非獨(dú)生子女父母一樣，沒(méi)有養(yǎng)老的緊迫性和現(xiàn)實(shí)的壓力。另一方面，計(jì)劃生育作為國(guó)策在全國(guó)施行30多年，“男女都一樣、女兒也是傳后人”等宣傳口號(hào)家喻戶曉，計(jì)劃生育傳播的現(xiàn)代生育理念以及獨(dú)生子女家庭對(duì)政府的養(yǎng)老預(yù)期，一定程度上破除了農(nóng)民養(yǎng)兒防老的傳統(tǒng)觀念，同時(shí)也減輕了獨(dú)生子女父母的養(yǎng)老擔(dān)心度。并且，最近幾年推進(jìn)的“新農(nóng)合”、“新農(nóng)?！比采w政策營(yíng)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(dú)生子女父母與非獨(dú)生子女父母養(yǎng)老心態(tài)上的趨同效應(yīng)。

有學(xué)者指出，對(duì)于獨(dú)生子女家庭而言，傳統(tǒng)家庭養(yǎng)老模式的客觀基礎(chǔ)已被抽掉。獨(dú)生子女的現(xiàn)實(shí)導(dǎo)致其父母更早步入并經(jīng)歷更長(zhǎng)時(shí)間的空巢生活，同時(shí)也將他們置于更加困難的家庭養(yǎng)老境況。無(wú)論是經(jīng)濟(jì)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(dāng)獨(dú)生子女和獨(dú)生子女組建了“雙獨(dú)婚姻”家庭后，他們的父母將會(huì)面臨更加嚴(yán)重的家庭養(yǎng)老困境[29-30]。因此，婚姻狀況及其對(duì)親子關(guān)系、居住條件和生活滿意度等方面的認(rèn)知評(píng)價(jià)自然構(gòu)成了影響?yīng)毶优改葛B(yǎng)老心態(tài)的重要因素?；诒疚牡难芯拷Y(jié)果，盡管農(nóng)村第一代已婚獨(dú)生子女父母在養(yǎng)老心態(tài)上較為積極、樂(lè)觀，但假以時(shí)日，當(dāng)他們大規(guī)模進(jìn)入老齡甚至高齡行列時(shí)，相比于非獨(dú)生子女父母，一個(gè)孩子的事實(shí)以及低水平的社會(huì)養(yǎng)老和服務(wù)保障制度將給農(nóng)村獨(dú)生子女父母的養(yǎng)老帶來(lái)更多的困難和挑戰(zhàn)。所以，農(nóng)村獨(dú)生子女父母不僅需要在思想上盡快變“依賴(lài)養(yǎng)老”為“獨(dú)立養(yǎng)老”，而且應(yīng)該以實(shí)際行動(dòng)在身體、經(jīng)濟(jì)、物質(zhì)等方面做好充分的準(zhǔn)備，未雨綢繆，迎接“獨(dú)子女養(yǎng)老”時(shí)代的到來(lái)。與此同時(shí)，政府應(yīng)責(zé)無(wú)旁貸，逐步提高農(nóng)村獨(dú)生子女父母的社會(huì)養(yǎng)老和服務(wù)保障水平，積極回應(yīng)獨(dú)生子女父母的養(yǎng)老支持期待。獨(dú)生子女也應(yīng)盡到孝養(yǎng)之責(zé)，在情感慰藉、日常生活照顧特別是生病照護(hù)上回報(bào)父母。

本文對(duì)上述養(yǎng)老心態(tài)的界定和操作化，僅具有相對(duì)的意義。因?yàn)樽鳛橐环N主觀上的認(rèn)識(shí)和心理傾向，圍繞養(yǎng)老心態(tài)設(shè)計(jì)的各種變量，都是建立在調(diào)查對(duì)象對(duì)某些具體養(yǎng)老問(wèn)題的認(rèn)識(shí)基礎(chǔ)上的。因此，本文圍繞養(yǎng)老內(nèi)容的三個(gè)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(duì)已有研究的借鑒和綜合，如果納入更多相關(guān)變量，得出的結(jié)果可能會(huì)被改寫(xiě)。同時(shí)，囿于農(nóng)村獨(dú)生子女家庭的分散性，本文的樣本是通過(guò)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(guò)對(duì)于蘇、川兩地而言，本文對(duì)農(nóng)村第一代已婚獨(dú)生子女父母養(yǎng)老心態(tài)及其影響因素的探索性分析結(jié)果，仍具有一定的代表性和啟發(fā)性。時(shí)間是改變一切的利器。隨著農(nóng)村第一代獨(dú)生子女父母大規(guī)模步入老年及至高齡，彼時(shí)的研究或許更具現(xiàn)實(shí)性，我們期待著學(xué)界同行持續(xù)的關(guān)注和深化相關(guān)論題的研究。

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[責(zé)任編輯 武 玉]