張群林，汪媛媛，李志彬

（西安工程大學(xué)管理學(xué)院，西安 710048）

2020 年第七次全國人口普查數(shù)據(jù)表明，中國60歲及以上人口占比達(dá)到18.70%，比2010 年提高了5.44 個百分點，人口老齡化程度進一步加深。預(yù)計到2050 年中國老年人口將達(dá)到4.80 億，約占總?cè)丝诘?5%，到時中國將進入重度老齡化國家［1］。而自20 世紀(jì)80 年代以來，中國出生人口性別比持續(xù)偏高，在低生育水平的共同作用下，與傳統(tǒng)的“男高女低”的婚姻模式同向重疊，造成男性婚姻擠壓，形成大量男性過剩人口［2］。郭顯超［3］根據(jù)2010 年第六次全國人口普查數(shù)據(jù)估計了中國2011—2060 年累計的男性終身未婚人口數(shù)，其中低方案預(yù)測其將達(dá)到2 128.32 萬人，高方案預(yù)測其將達(dá)到4 177.77 萬人。值得注意的是，數(shù)量如此龐大的男性過剩人口在未來30 年內(nèi)將逐步進入老齡階段，可能會對中國未來的養(yǎng)老問題造成重大沖擊。

1 文獻(xiàn)回顧

黨的十九大報告強調(diào)要積極應(yīng)對人口老齡化，構(gòu)建養(yǎng)老、孝老、敬老政策體系和社會環(huán)境。在中國，自古以來最主要的養(yǎng)老方式就是家庭養(yǎng)老，配偶和兒女是家庭養(yǎng)老資源的重要供給者。然而，受婚姻擠壓的農(nóng)村未婚男性面臨著難以成婚帶來的配偶和子女缺失的困境，從而導(dǎo)致未來家庭養(yǎng)老保障不足的問題。出生人口性別比的持續(xù)偏高、城鄉(xiāng)人口大規(guī)模流動以及傳統(tǒng)“男高女低”的婚配模式使得大齡未婚男性群體集中在經(jīng)濟條件相對落后的農(nóng)村地區(qū)［2］，這些地區(qū)普遍經(jīng)濟條件比較落后、養(yǎng)老設(shè)施不夠豐富。在社會養(yǎng)老保障體系不夠完善以及這群農(nóng)村未婚男性自身兼具貧困與脆弱等特點的多重困境下，男性婚姻擠壓有可能會誘發(fā)這些地區(qū)的社會養(yǎng)老危機［4］。

目前已有不少學(xué)者分別研究了婚姻擠壓和生活質(zhì)量對農(nóng)村未婚男性養(yǎng)老擔(dān)憂的影響。研究發(fā)現(xiàn)，婚姻擠壓使得農(nóng)村大齡未婚男性的未來養(yǎng)老具有脆弱性［5］。在婚姻擠壓下，農(nóng)村大齡未婚男性配偶缺失導(dǎo)致子女缺失，使其自身的養(yǎng)老保障出現(xiàn)斷層，傳統(tǒng)養(yǎng)老保障缺失嚴(yán)重［6］；由于缺乏配偶以及子女的支持，他們對未來養(yǎng)老缺乏信心［7］。因此，婚姻擠壓會對農(nóng)村養(yǎng)老造成顯著負(fù)面影響。由于自身養(yǎng)老能力不足，農(nóng)村未婚男性未來養(yǎng)老問題十分復(fù)雜［8］。生活質(zhì)量是人們對生活總體水平和各種客觀生活條件的主觀評價，反映人們對生活的總體滿意度以及對生活各方面的滿意度［9］。研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村居民生存質(zhì)量對晚年養(yǎng)老憂慮具有負(fù)向預(yù)測作用［10］；對目前的生活質(zhì)量評價越高，則養(yǎng)老心態(tài)越好，對未來養(yǎng)老的擔(dān)憂程度也就越低［11］；對居住條件越滿意、對物質(zhì)生活和精神生活質(zhì)量評價越高，養(yǎng)老總體心態(tài)就越好［12，13］。然而，這些研究只是單一地分析了婚姻擠壓或生活質(zhì)量對農(nóng)村未婚男性未來養(yǎng)老的影響，沒有將二者結(jié)合起來進行研究，并且對三者之間的關(guān)系還缺乏了解。

基于此，本研究將探討婚姻擠壓對農(nóng)村未婚男性未來養(yǎng)老的影響，以及生活質(zhì)量的中介效應(yīng)。盡管目前大部分農(nóng)村未婚男性尚未進入老年生活階段，但未雨綢繆，對其未來養(yǎng)老進行研究具有十分重要的預(yù)見性價值，不僅有助于預(yù)判農(nóng)村未婚男性養(yǎng)老問題的發(fā)展趨勢，同時也能為有關(guān)部門調(diào)整和完善與之相對應(yīng)的養(yǎng)老政策提供理論依據(jù)。

2 數(shù)據(jù)、變量及模型

2.1 數(shù)據(jù)來源

本研究所使用數(shù)據(jù)來源于2020 年7—9 月開展的農(nóng)村家庭婚姻狀況調(diào)查，調(diào)查內(nèi)容包括個人基本狀況、婚姻狀況、婚姻觀念、養(yǎng)老情況、社會支持等方面的問題。該調(diào)查由西安工程大學(xué)人口與社會政策研究所組織，在線上招募來自陜西、山西、河南等地高校的農(nóng)村籍或能夠接觸到農(nóng)村籍調(diào)查對象的大學(xué)生作為調(diào)查員。由被選中的大學(xué)生調(diào)查員利用暑假回鄉(xiāng)進行調(diào)查。西安工程大學(xué)的研究人員對被選中的大學(xué)生調(diào)查員進行指導(dǎo)、培訓(xùn)、調(diào)查監(jiān)控和管理。

調(diào)查采用的是非概率方便抽樣方法，由調(diào)查員在自己居住地聯(lián)系當(dāng)?shù)厝藛T，篩選合格的并愿意接受調(diào)查的對象進行調(diào)查，再根據(jù)調(diào)查對象的實際情況選擇合適的調(diào)查方式。一種是通過問卷星平臺進行電子問卷調(diào)查；另一種是傳統(tǒng)的紙質(zhì)版問卷調(diào)查。調(diào)查共回收1 600 份問卷，覆蓋陜西、河南、甘肅、云南等30 個省、市、自治區(qū)61 個不同的村，經(jīng)審核，剔除了一部分的無效問卷，最終得到有效問卷1 300份，有效率為81.25%。其中陜西和河南的調(diào)查樣本占48.85%，由于陜西和河南作為中國中西部的縮影，具有一定代表性，而其他28 個省的分布較為均勻，雖然調(diào)查存在一定偏差，但由于調(diào)查涵蓋省份較廣，因此調(diào)查數(shù)據(jù)具有一定代表性。

基于本研究需要，將研究對象限定為18 歲及以上的農(nóng)村未婚男性，在剔除了養(yǎng)老擔(dān)憂及感知婚姻擠壓等關(guān)鍵變量上存在缺失值和無效值的樣本后，最終進入分析的農(nóng)村未婚男性樣本為404 個。

2.2 變量設(shè)置

1）因變量：本研究的因變量為養(yǎng)老擔(dān)憂。采用題項“您擔(dān)心自己以后的養(yǎng)老問題嗎”對農(nóng)村未婚男性的養(yǎng)老擔(dān)憂進行測量，選項為“完全不擔(dān)心、不太擔(dān)心、一般、比較擔(dān)心、非常擔(dān)心”。

2）自變量：自變量選取感知婚姻擠壓和生活質(zhì)量?！案兄橐鰯D壓”采用7 個題項進行測量，包括“您對自己現(xiàn)在還沒有結(jié)婚感到失望嗎”“您在意自己到現(xiàn)在還沒有結(jié)婚嗎”“您有因為自己未婚而抬不起頭（或受到過歧視）嗎”等，每個題的選項均采用Likert 的5 級評分。探索性因子分析發(fā)現(xiàn)，7 個題項均為單因子負(fù)荷，各成分與潛在因子的相關(guān)系數(shù)均大于0.639，且潛在因子的特征根大于4.11，其方差解釋率為58.84%，說明這7 個成分是該潛在因子的顯性表現(xiàn)。分析時將其中一道反向題目正向化處理后，7 道題進行加總，總分越高，表明個體感知到的婚姻擠壓越強烈。量表具有良好的信度（α=0.881）和效度（KMO=0.901）?！吧钯|(zhì)量”采用Diener 等［14］開發(fā)的生活質(zhì)量量表。該量表共有5 個項目，每個問題的選項得分為5 級，得分越高，則生活質(zhì)量越高。該量表已經(jīng)得到大量使用和驗證，具有良好的信度與效度。在本研究中，該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.906。

3）控制變量：控制變量包括影響農(nóng)村未婚男性未來養(yǎng)老擔(dān)憂的個體特征和社會環(huán)境特征。模型中各變量的定義、賦值和基本情況如表1 所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

2.3 統(tǒng)計模型

由于本研究的被解釋變量——養(yǎng)老擔(dān)憂是有序三分類變量，因此采用多元有序Logistic 回歸模型進行分析。將被解釋變量設(shè)為Y，賦值為0、1、2，分別表示農(nóng)村未婚男性對養(yǎng)老問題不擔(dān)心、一般擔(dān)心、很擔(dān)心。自變量分別記為X1、X2、…、Xm，表達(dá)式為：

農(nóng)村未婚男性對養(yǎng)老不同擔(dān)心程度發(fā)生的概率為P，表達(dá)式為：

農(nóng)村未婚男性對養(yǎng)老問題擔(dān)心的程度概率之比（Odds），記為P1/1-Pi，其數(shù)學(xué)表達(dá)式為：

將Odds做對數(shù)處理，則得到有序多分類邏輯回歸模型的表達(dá)式：

式中，α為常數(shù)項，m表示解釋變量的個數(shù)，i表示農(nóng)村未婚男性養(yǎng)老擔(dān)憂程度等級，即0≤i≤2。βi為解釋變量系數(shù)，表示解釋變量影響農(nóng)村未婚男性養(yǎng)老擔(dān)憂方向和程度。

3 實證分析

3.1 模型檢驗

本研究分別構(gòu)建了4 個模型來考察農(nóng)村未婚男性養(yǎng)老擔(dān)憂的影響因素，模型1 是控制變量對養(yǎng)老擔(dān)憂影響的有序Logistic 回歸模型，模型2 是在模型1 的基礎(chǔ)上加入感知婚姻擠壓變量，驗證感知婚姻擠壓對養(yǎng)老擔(dān)憂的直接影響模型，模型3 是在模型1的基礎(chǔ)上加入生活質(zhì)量變量，驗證生活質(zhì)量對養(yǎng)老擔(dān)憂的直接影響模型，模型4 是在模型1 的基礎(chǔ)上同時納入感知婚姻擠壓與生活質(zhì)量，驗證養(yǎng)老擔(dān)憂影響因素的影響效應(yīng)模型。表2 為4 個模型的模型檢驗信息，4 個模型的卡方檢驗顯著性均遠(yuǎn)小于0.01，說明統(tǒng)計性顯著；4 個模型的Pearson 值和偏差統(tǒng)計量的顯著性均大于0.05，不能否定零假設(shè)，即模型的擬合效果好；4 個模型的平行線檢驗顯著性均大于0.05，說明各回歸方程相互平行，表明有序Logistic回歸適合于本研究的數(shù)據(jù)分析。

3.2 回歸結(jié)果分析

表3 為有序Logistic 回歸分析結(jié)果。模型1 是控制變量對被解釋變量的影響回歸結(jié)果，模型2 是控制其他因素后，解釋變量感知婚姻擠壓對養(yǎng)老擔(dān)憂的影響回歸結(jié)果，結(jié)果顯示，感知婚姻擠壓會顯著正向影響農(nóng)村未婚男性的養(yǎng)老擔(dān)憂。模型3 是控制其他因素影響后，生活質(zhì)量對養(yǎng)老擔(dān)憂的影響回歸結(jié)果，結(jié)果顯示，生活質(zhì)量會顯著負(fù)向影響農(nóng)村未婚男性養(yǎng)老擔(dān)憂，即生活質(zhì)量越高的農(nóng)村未婚男性對未來養(yǎng)老的擔(dān)憂程度越低。模型4 是控制其他因素影響后，感知婚姻擠壓和生活質(zhì)量對養(yǎng)老擔(dān)憂的影響回歸結(jié)果，結(jié)果表明，感知婚姻擠壓和生活質(zhì)量仍然對養(yǎng)老擔(dān)憂具有顯著影響，但其回歸系數(shù)變小。家庭（子女）養(yǎng)老是中國農(nóng)村地區(qū)盛行的傳統(tǒng)養(yǎng)老方式，然而，受到婚姻擠壓的農(nóng)村未婚男性將面臨配偶缺失和子女缺失的困境，從而無法實現(xiàn)傳統(tǒng)養(yǎng)老保障，因此感知到的婚姻擠壓越強烈，對未來養(yǎng)老就會越擔(dān)憂。生活質(zhì)量是一個反映個體生活總體水平和生活條件的綜合性主觀評價指標(biāo)［9］。擁有高水平生活質(zhì)量的人群對生活總體及各方面的滿意度更高。

3.3 中介效應(yīng)檢驗

首先，判斷中介效應(yīng)是否存在，即判斷解釋變量（X）、中介變量（M）和被解釋變量（Y）的路徑（X→M→Y）中的回歸系數(shù)是否統(tǒng)計顯著。在本研究中，解釋變量為感知婚姻擠壓、中介變量為生活質(zhì)量、被解釋變量為養(yǎng)老擔(dān)憂。表4 為感知婚姻擠壓對生活質(zhì)量的回歸結(jié)果。模型5 是控制變量對生活質(zhì)量的回歸結(jié)果，模型6 是控制其他因素后，感知婚姻擠壓對生活質(zhì)量的回歸結(jié)果，被解釋變量感知婚姻擠壓對生活質(zhì)量的回歸系數(shù)（b6=-0.288）是統(tǒng)計顯著的，這與已有研究結(jié)果一致［15-17］。表3 中模型2 的回歸結(jié)果顯示，被解釋變量感知婚姻擠壓對養(yǎng)老擔(dān)憂的回歸系數(shù)（b1=0.169）統(tǒng)計顯著；模型4中感知婚姻擠壓和生活質(zhì)量對養(yǎng)老擔(dān)憂的回歸系數(shù)（b2=0.159，b3=-0.054）都是統(tǒng)計顯著，并且感知婚姻擠壓的回歸系數(shù)由0.169 降低到0.159。模型6 可得系數(shù)b6=-0.288，SE=0.040，Za=-7.20，表3 模型4 可得系數(shù)b3=-0.054，SE=0.025，Zb=-2.16，用R軟件的RMediation 軟件包的乘積分布法運行后，得到Za×Zb的95%的置信區(qū)間是［0.015 552，0.007 583］，置信區(qū)間不含0，表明生活質(zhì)量在婚姻擠壓和養(yǎng)老擔(dān)憂之間的中介效應(yīng)顯著。

表4 農(nóng)村未婚男性生活質(zhì)量的回歸分析結(jié)果

4 結(jié)論與建議

本研究基于調(diào)查數(shù)據(jù)，采用多元有序Logistic 回歸探討了感知婚姻擠壓、生活質(zhì)量對農(nóng)村未婚男性養(yǎng)老擔(dān)憂的影響及其具體作用機制，得到以下結(jié)論：①感知婚姻擠壓會顯著提高農(nóng)村未婚男性的養(yǎng)老擔(dān)憂，感知到婚姻擠壓越強烈的農(nóng)村未婚男性對未來養(yǎng)老越擔(dān)憂。②感知婚姻擠壓會顯著降低農(nóng)村未婚男性的生活質(zhì)量。③較高的生活質(zhì)量能顯著降低農(nóng)村未婚男性對未來養(yǎng)老擔(dān)憂程度。④生活質(zhì)量在感知婚姻擠壓與養(yǎng)老擔(dān)憂的關(guān)系中起著部分中介作用，生活質(zhì)量能顯著減緩感知婚姻擠壓對農(nóng)村未婚男性未來養(yǎng)老擔(dān)憂的影響。

基于研究結(jié)論，提出如下建議：①重視農(nóng)村未婚男性未來養(yǎng)老問題。受婚姻擠壓的農(nóng)村未婚男性可能會面臨長期甚至是終身未婚的困境，這將直接導(dǎo)致其未來傳統(tǒng)養(yǎng)老主體缺失，傳統(tǒng)養(yǎng)老保障難以實現(xiàn)。同時，遭受婚姻擠壓的農(nóng)村未婚男性人口數(shù)量龐大，但卻較為分散，如果不加以關(guān)注并采取有效措施，他們很有可能成為積極應(yīng)對老齡化進程中的新問題。②要統(tǒng)籌兼顧農(nóng)村未婚男性的婚姻擠壓問題與未來養(yǎng)老難題。營造更加多元化、包容的婚姻文化氛圍，為農(nóng)村未婚男性提供更好的生活空間，減少社會對他們的偏見，緩解婚姻擠壓帶來的各種壓力。建立健全針對男性過剩人口未來養(yǎng)老生活的保障制度，加大建設(shè)農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)體系、社會養(yǎng)老保障體系，真正意義上實現(xiàn)“老有所養(yǎng)、老有所依”。③可以采取社會工作介入等方法幫助農(nóng)村未婚男性人群樹立健康積極向上的人生觀，正確客觀地認(rèn)識自己的處境，樂觀積極地面對生活，同時，從國家、社會和村落等多方面采取措施，提升農(nóng)村未婚男性的生活質(zhì)量，降低對未婚養(yǎng)老問題的憂慮和擔(dān)心。