郝海光

摘 要：家庭承擔的兒童照顧負擔是制約生育意愿的關(guān)鍵誘因。在低生育率背景下，兒童照顧的政府責任開始突顯。基于CGSS2017數(shù)據(jù)，探討居民的兒童照顧福利態(tài)度及其影響因素。研究結(jié)果顯示：家庭主義的福利偏好在兒童照顧領(lǐng)域基本得到了延續(xù)，相較于政府，居民更傾向于由個人/家庭承擔兒童照顧責任；個體自利假設(shè)中，僅工作狀況和戶籍性質(zhì)會顯著影響居民的兒童照顧福利態(tài)度；社會價值假設(shè)中，受教育程度、社會公平感知、公民權(quán)利意識和家庭責任意識均會對兒童照顧福利態(tài)度產(chǎn)生顯著影響?；诖耍畱?yīng)增加正規(guī)兒童照顧資源的供給，并在資源配置中以公平正義作為準則，適度向弱勢群體傾斜。

關(guān)鍵詞：兒童照顧；福利態(tài)度；個體自利；社會價值；家庭政策

中圖分類號：C913.11；F063.4文獻標志碼：A文章編號：1672-626X（2024）03-0026-11

一、引言

經(jīng)典人口轉(zhuǎn)變理論認為，一個國家的總和生育率會在現(xiàn)代化過程中從較高水平逐步下降，并最終穩(wěn)定在維持人口更替水平的2.1左右。但第七次全國人口普查公報顯示，2017－2020年中國的總和生育率持續(xù)下降，并于2020年達到了1.3左右。在2023年的統(tǒng)計中，我國的總和生育率已低至1.0左右，遠低于維持人口更替的正常水平。長期低迷的生育率已經(jīng)構(gòu)成威脅經(jīng)濟社會持續(xù)發(fā)展的重大隱患。為了解決低生育率問題，中國政府采取漸進式的生育政策調(diào)整策略：2013年推出“單獨兩孩”的生育政策，兩年后改為“全面兩孩”，2021年開始推行“三孩”政策。

當前學界普遍認為，家庭承擔的兒童照顧負擔是制約個體生育意愿及總和生育率的關(guān)鍵誘因［1］。但遺憾的是，目前實施的補缺型兒童福利政策往往只將極少數(shù)特殊兒童視為保護對象，絕大部分兒童的養(yǎng)育與照顧責任由家庭或個人承擔。女性就業(yè)增加、延遲退休施行、家庭結(jié)構(gòu)變遷等社會現(xiàn)實因素使得家庭的育兒能力不斷弱化，“家庭化”的兒童照顧政策取向的持續(xù)性將受到影響［2］。近年來，政府已經(jīng)開始意識到兒童照顧的重要性，并出臺了一系列生育配套政策（如延長產(chǎn)假、提供二孩補貼等）以增加對家庭的支持，希望通過減輕家庭育兒負擔來扭轉(zhuǎn)生育率持續(xù)下降的趨勢。由于我國當代的社會福利制度主要是從改革開放時期開始完善，發(fā)展時間還比較短，因此與福利資本主義國家普遍推行的各類兒童照顧政策相比，我國現(xiàn)行的政策在完善程度、支持力度等方面距離家庭的期望還存在一定差距。居民對于兒童正規(guī)照顧的巨大需求和政府承擔的有限責任之間的矛盾對中國福利制度構(gòu)成了挑戰(zhàn)。

當前學界關(guān)于兒童照顧的研究主要集中在兒童照顧的家庭責任、兒童照顧政策的跨國比較、中國兒童照顧完善的政策建議等方面［3～4］，居民對于政府承擔兒童照顧責任的福利態(tài)度的相關(guān)研究還相對較少。然而，兒童照顧問題的解決不是政府單方的責任，而是需要社會政策以及居民自身的共同努力［5］。少數(shù)研究指出，作為東亞福利體制國家的代表，中國居民普遍傾向于將生育和養(yǎng)育視為家庭或個人責任［3，6］。但一方面，現(xiàn)有研究或基于局部地區(qū)的小規(guī)模調(diào)查數(shù)據(jù)展開，所得結(jié)論的推廣性不強，或通過跨國數(shù)據(jù)進行比較研究，缺乏對于中國居民福利態(tài)度的深入考察；另一方面，關(guān)于兒童照顧福利態(tài)度影響因素的研究多集中于福利體制等方面，探討社會價值影響兒童照顧福利態(tài)度的研究還相對較少?；诖?，本文將基于全國性的經(jīng)驗資料，一方面考察當前居民對于政府承擔兒童照顧責任的福利態(tài)度，另一方面從個體自利和社會價值的進路出發(fā)分析兒童照顧福利態(tài)度的影響因素。

二、文獻回顧與研究假設(shè)

（一）東亞福利體制下的兒童照顧福利態(tài)度

“政府應(yīng)該承擔何種以及如何承擔福利責任”是福利態(tài)度研究的核心議題。簡單來說，福利態(tài)度是指個體對于政府承擔社會福利供給責任的支持程度，反映的是居民對政府福利政策以及對資源和生活機會分配和再分配的態(tài)度［7］。由于福利政策涉及的領(lǐng)域十分廣泛，福利態(tài)度還可以做出更加詳細的劃分，不但包括居民對社會救助的態(tài)度，還包括對社會保險制度甚至于某一項具體政策的支持與否。兒童照顧福利態(tài)度作為福利態(tài)度在兒童照顧政策領(lǐng)域的具體體現(xiàn)，可以反映居民對于政府承擔兒童照顧責任的支持程度。因此，福利態(tài)度研究的相關(guān)成果與經(jīng)驗也可以為兒童照顧福利態(tài)度研究提供借鑒。

關(guān)于福利態(tài)度的影響因素，當前學界主要形成了福利體制假設(shè)、個體自利假設(shè)和社會價值假設(shè)三條解釋路徑。其中，福利體制是指相互依賴的國家、市場、家庭以及非營利的志愿組織或第三部門共同生產(chǎn)和分配福利資源的組合模式。 Esping-Andersen（1990）根據(jù)“社會分層化”和“非商品化”等標準將資本主義的福利制度劃分為三個類型：社會民主主義（以瑞典、挪威等北歐國家為代表）、保守主義（以法國、德國等歐洲大陸國家為代表）以及自由主義（以英國、美國等盎格魯-撒克遜國家為代表）［8］。福利體制假設(shè)認為，不同福利體制對再分配的支持程度不同，從而構(gòu)成了影響輿論的制度性力量［9］，具體表現(xiàn)為居民的福利態(tài)度會受福利體制的影響，并且隨著福利體制從社會民主主義、保守主義到自由主義的變化，居民對福利的期望也會逐漸降低［10］。東亞受其獨特的文化影響，其福利模式也與西方大不相同，形成了一種獨立的、區(qū)別于西方福利體制的分析單位［11］。由于這種分類方法不適用于東亞國家，Esping-Andersen（1999）在中文版《福利資本主義的三個世界》序言中提到東亞不同于標準的社會民主主義、保守主義或自由主義，而是保守主義與自由主義的混合體或新興的第四種福利體制［12］。

作為第四種福利體制，東亞福利體制在社會福利的發(fā)展上呈現(xiàn)出生產(chǎn)主義的特征，即淡化國家或政府的福利責任，強調(diào)家庭福利責任［13］。在兒童照顧領(lǐng)域，中國絕大多數(shù)的兒童照顧責任由家庭承擔。政府在福利供給上所承擔的有限責任，使得居民關(guān)于由政府提供福利的觀念相對匱乏，也減少了對政府福利供給的期待［14］。此外，受傳統(tǒng)儒家文化的影響，中國也更加強調(diào)個體是家庭網(wǎng)絡(luò)的一部分，當個人遇到困難時會優(yōu)先考慮從家庭獲得福利支持，只有當家庭的福利供給功能失靈時，才會積極尋求政府介入。在這種文化傳統(tǒng)下，生兒育女長期以來被視為父母和家庭的私人責任，主要由家庭成員（尤其是母親）來承擔，較少強調(diào)政府責任?；诖?，本文提出了以下研究假設(shè)：

H1：中國居民的兒童照顧福利態(tài)度表現(xiàn)出家庭本位的取向，即更傾向于由個人/家庭承擔兒童照顧責任。

（二）個體自利、社會價值與兒童照顧福利態(tài)度

盡管福利體制假設(shè)是近年來福利態(tài)度研究的主要范式，但有相當一部分學者對其提出了質(zhì)疑，認為兒童照顧福利態(tài)度受到國家與福利體制的影響有限［3］，福利體制與福利態(tài)度之間的因果關(guān)系不明確［15］。加之，本文僅聚焦于中國居民的兒童照顧福利態(tài)度，福利體制變量并不能很好地在分析框架中得以體現(xiàn)。因此，本文對兒童福利態(tài)度影響因素的解釋主要從個體自利和社會價值兩個方面展開。

1. 個體自利假設(shè)

個體自利假設(shè)的理論基礎(chǔ)是公共選擇理論，其基本觀點是個人偏好會受到工具理性和個人得失的影響。不同社會經(jīng)濟和人口特征的群體由于其在政治、經(jīng)濟利益以及享有的社會資源和發(fā)展機會等方面存在差異，因而形成了對政府福利供給的不同態(tài)度［9］，具體表現(xiàn)為福利獲得者或者可能成為福利獲得者的人相比于不大可能成為福利獲得者的人，更傾向于認同政府提供的福利項目。由此可見在個體自利的視角下，當個人在政策施行下更能獲益時，會更加支持這一政策的施行，反之亦然?；诖耍疚奶岢鲆韵卵芯考僭O(shè)：

H2：個體自利因素會顯著影響居民的兒童照顧福利態(tài)度。

首先，從性別的視角來看，女性在兒童照顧過程中發(fā)揮了“隱形”但重要的作用。“男主外，女主內(nèi)”的傳統(tǒng)性別分工模式使得兒童照顧往往被視為母親必須承擔的家庭勞動［16］，因此男女兩性對于國家所提供的照顧服務(wù)的依賴是不同的。政府積極承擔兒童照顧責任不僅在一定程度上可以減輕女性的育兒負擔，而且還可以促進女性的工作參與，提高其社會地位，從而使得女性更多地從中獲益。據(jù)此，本文提出以下子假設(shè)：

H2a：性別會對居民的兒童照顧福利態(tài)度產(chǎn)生顯著影響，女性更有可能支持政府承擔兒童照顧責任。

其次，從社會分層的視角來看，不同社會階層的居民對于政府的一系列再分配政策有著不同的觀點，在社會階層中處于優(yōu)勢地位以及收入較高的管理層群體更少地關(guān)注，甚至是反感政府的一系列再分配政策［17］；而較低社會階層的群體所占有的社會資源較少，因而對政府福利政策的依賴性更強。中國政府實施的補缺型兒童福利政策主要面向孤殘兒童、留守兒童和困境兒童等弱勢群體。因此，較低社會階層的家庭更有可能成為兒童照顧政策的受益者，從而表現(xiàn)出更積極的福利態(tài)度。由于社會階層難以直接測量，所以本文選取了工作狀況、收入和階層認同從客觀和主觀兩個方面進行分析，并由此形成如下子假設(shè)：

H2b：社會階層會顯著影響居民的兒童照顧福利態(tài)度，沒有固定工作、收入越低、階層認同越低的人，更傾向于支持政府承擔兒童照顧責任。

最后，從戶籍制度的視角來看，盡管改革開放以來政府不斷推進城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展和公共服務(wù)均等化，農(nóng)村居民的生活水平有了明顯改善，但城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)仍然存在，城市與農(nóng)村之間的社會福利資源配置和供給水平存在較大的差距［18］。不同戶籍居民的制度適用有別，待遇差距較大。城市兒童照顧政策經(jīng)歷了從選擇到適度普惠、從單一到適度混合、從一元到適度多元、從責任分離到適度責任共擔的發(fā)展脈絡(luò)［19］，但農(nóng)村兒童照顧政策的發(fā)展相對滯后。因此，非農(nóng)業(yè)戶口的居民往往更有可能成為兒童照顧政策的受益者，從而表現(xiàn)出更積極的福利態(tài)度。相反，農(nóng)村居民對政府福利供給的期待較弱。且由于親屬同住在農(nóng)村較為常見，比起城市更加具備家庭照顧兒童的條件，因此農(nóng)村居民對于傳統(tǒng)家庭照顧的觀念會更加認同。據(jù)此，本文提出以下子假設(shè)：

H2c：戶籍性質(zhì)會對居民的兒童照顧福利態(tài)度產(chǎn)生顯著影響，非農(nóng)業(yè)戶口的居民更有可能支持政府承擔兒童照顧責任。

2. 社會價值假設(shè)

此外也有學者對個體自利假設(shè)提出質(zhì)疑，指出一部分在社會階層中處于優(yōu)勢地位以及收入較高的管理層群體也會對再分配政策持有積極態(tài)度［20］。因此，社會價值假設(shè)對個體自利假設(shè)進行了修正，認為福利態(tài)度受到個體所持有社會價值觀念的調(diào)節(jié)。居民不同的歷史背景和文化傳統(tǒng)都會影響其對政府福利供給的看法［21］?；诖?，本文提出以下研究假設(shè)：

H3：社會價值觀念會顯著影響居民的兒童照顧福利態(tài)度。

首先，教育是一個較為復雜的變量。一般而言，教育在資源獲取上所產(chǎn)生的工具理性更容易驅(qū)使人們反對政府的福利投入［22］。但也有學者發(fā)現(xiàn)，受教育程度越高的居民，更可能思考并認同社會權(quán)利的價值理念，最終更可能對政府福利供給持支持態(tài)度［23］。尤其是接受過高等教育的居民，更有可能認同公民權(quán)利和社會平等的價值觀念，從而表現(xiàn)出更積極的福利態(tài)度。據(jù)此，本文提出以下子假設(shè)：

H3a：受教育程度會對居民的兒童照顧福利態(tài)度產(chǎn)生顯著影響，接受過高等教育的居民更有可能支持政府承擔兒童照顧責任。

其次，從社會公平的角度來看，那些更認同社會平等觀念的人，更傾向于對福利國家各項福利政策的社會后果表現(xiàn)出積極態(tài)度［24］。居民的社會公平感知會對居民的福利責任判斷產(chǎn)生巨大影響［25］。當人們更傾向于認為政府應(yīng)該承擔更多的再分配責任時，代表社會環(huán)境出現(xiàn)不公平現(xiàn)象。而當社會差距不大時，人們更偏向減少政府的福利責任。特別是Guo和Gilbert（2014）的研究發(fā)現(xiàn)，居民對政府承擔兒童照顧責任的福利態(tài)度與其對社會成員的生活水平差距大小的認知呈正相關(guān)［26］。據(jù)此，本文提出以下子假設(shè)：

H3b：社會公平感知會顯著影響居民的兒童照顧福利態(tài)度。具體表現(xiàn)為當居民越認為當前社會不公平，越傾向于支持政府承擔兒童照顧責任。

再次，馬歇爾的公民權(quán)利理論強調(diào)社會公民權(quán)利與政府的福利責任相對應(yīng)［27］。福利國家中的法律規(guī)定公民有享受福利的權(quán)利。有研究發(fā)現(xiàn)，個體權(quán)利觀念較強的公民更傾向于認同政府在福利領(lǐng)域的介入［28］。根據(jù)我國中央人民政府公布的2023年財政收支情況，政府社會保障和就業(yè)支出同比增長8.9%，教育支出同比增長4.5%，政府用于國計民生的財政支出比例不斷提高，居民的權(quán)利意識也會隨之增強。據(jù)此，本文提出以下子假設(shè)：

H3c：公民權(quán)利意識會顯著影響居民的兒童照顧福利態(tài)度，公民權(quán)利意識越強的居民，越傾向于支持政府承擔兒童照顧責任。

最后，盡管近年來政府在社會福利領(lǐng)域的積極介入在一定程度上促進了福利供給的去家庭化，但家庭主義仍然是東亞福利體制的核心特征［29］。“滿足個人的福利需求主要是家庭的責任”這一觀念已內(nèi)化到東亞居民的行為模式之中［28］。對于家庭成員之間有互相幫扶照顧義務(wù)的強調(diào)，導致了“家庭本位福利文化”的再生產(chǎn)。較強的家庭責任意識使得個體的福利需求往往在家庭內(nèi)部得到滿足［4］。因此，兒童的養(yǎng)育和照顧往往被視為家庭成員必須承擔的義務(wù)。甚至在家庭照顧資源存在代際競爭的情況下，家庭也普遍會采取兒童優(yōu)先原則，對老人僅作危機響應(yīng)［30］，部分老人還會出于家庭責任意識而主動承擔起照顧孫輩的責任。據(jù)此，本文提出以下子假設(shè)：

H3d：家庭責任意識會顯著影響居民的兒童照顧福利態(tài)度，家庭責任意識越弱的居民，越傾向于支持政府承擔兒童照顧責任。

三、數(shù)據(jù)、變量與方法

（一）數(shù)據(jù)來源

本文采用的是2017年中國綜合社會調(diào)查（Chinese General Social Survey，CGSS）數(shù)據(jù)。該調(diào)查是中國最早的全國性、綜合性、連續(xù)性學術(shù)調(diào)查項目，由中國人民大學中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心負責設(shè)計實施。2017年CGSS調(diào)查范圍涵蓋了31個省、自治區(qū)、直轄市，共完成有效樣本12582份。本文的數(shù)據(jù)來源于CGSS2017中的家庭模塊，而CGSS2017只選取了大約三分之一的受訪者回答了家庭模塊，因此剔除核心變量缺失等無效數(shù)據(jù)后，本文最終得到3699個有效樣本。需要額外說明的是，CGSS目前對于家庭模塊僅進行過兩次調(diào)查，分別為2007年的調(diào)查和2017年的調(diào)查。為了確保數(shù)據(jù)的時效性，筆者對最新的CGSS2018和CGSS2021分別進行了查閱，發(fā)現(xiàn)其都沒有對家境模塊的數(shù)據(jù)進行更新，確保本研究采用的數(shù)據(jù)為當前階段的最新數(shù)據(jù)。

（二）變量設(shè)計

1. 因變量

本文的被解釋變量為居民的“兒童照顧福利態(tài)度”。CGSS2017中的相關(guān)問題是：“一般而言，您認為以下事情應(yīng)該是政府的責任還是個人/家庭的責任？”，選取其中相關(guān)的題項“小孩的養(yǎng)育和照顧”進行測量。并將其預設(shè)五種回答：都是個人/家庭的責任，大部分是個人/家庭的責任，一半是政府的責任、一半是個人/家庭的責任，大部分是政府的責任，都是政府的責任，分別賦予1至5分的得分。受訪者的得分越高，表示其越傾向于支持政府承擔兒童照顧責任。

2. 自變量

根據(jù)前文的研究假設(shè)，本文的自變量包括個體自利和社會價值兩個部分。其中，個體自利包括性別、工作狀況、階層認同、收入和戶籍性質(zhì)五個變量。（1）性別的賦值方式為：1=男性，0=女。（2）工作狀況的賦值方式為：1=有固定工作，0=沒有固定工作。（3）階層認同的賦值方式為：1=下層，2=中下層，3=中層，4=中上層，5=上層。（4）由于收入有極端0值，故對其加1后取自然對數(shù)。（5）戶籍性質(zhì)的賦值方式為：1=非農(nóng)業(yè)戶口，0=農(nóng)業(yè)戶口。

社會價值包括受教育程度、社會公平感知、公民權(quán)利意識和家庭責任意識四個變量。（1）受教育程度的賦值方式為：1=大專及以上，0=大專以下。（2）社會公平感知通過詢問受訪者：“總的來說，您認為當今的社會公不公平？”并按照“1=完全不公平，2=比較不公平，3=說不上公平但也不能說不公平，4=比較公平，5=完全公平”進行賦值，取值越高，表示受訪者的社會公平感知越強。（3）公民權(quán)利意識采用CGSS2017中的相關(guān)問題“您同意下列說法嗎？a.如果有人在公共場所發(fā)布批評政府的言論，政府不應(yīng)該干涉；b.生多少孩子是個人的事，政府不應(yīng)該干涉；c.在哪里工作和生活是個人的自由，政府不應(yīng)該干涉?！边M行測量，答案分為5個等級，1=完全不同意，5=完全同意。將受訪者在上述三個題項的得分相加得到公民權(quán)利意識，取值范圍為3～15，分值越高表示受訪者的公民權(quán)利意識越強。（4）家庭責任意識采用CGSS2017中的相關(guān)問題“您在多大程度上同意‘家庭的幸福應(yīng)該優(yōu)先于個人的利益？”進行測量，答案分為7個等級，1=非常不同意，7=非常同意，取值越高表示受訪者的家庭責任意識越強。

3. 控制變量

此外，本文還將年齡、婚姻狀況（1=已婚，0=未婚）、健康狀況（1=很不健康，2=比較不健康，3=一般，4=比較健康，5=很健康）、民族（1=漢族，0=少數(shù)民族）、政治面貌（1=中共黨員，0=非中共黨員）等作為控制變量納入回歸模型。本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

（三）分析方法

由于本文的因變量兒童照顧福利態(tài)度為取值范圍在1～5的定序變量，因此通常做法是采取Ologit回歸進行分析。但由于所使用的數(shù)據(jù)不滿足平行線檢驗，因此本文借鑒其他學者的做法［31］，采用最小二乘回歸（OLS）以檢驗個體自利和社會價值對居民兒童照顧福利態(tài)度的影響。依據(jù)研究假設(shè)可得到如下模型：

其中，[Y]為本文的因變量，即居民的兒童照顧福利態(tài)度；[Xi]分別表示自變量性別工作狀況、階層認同、收入對數(shù)、戶籍性質(zhì)、受教育程度、社會公平感知、公民權(quán)利意識和家庭責任意識；[controls]為各控制變量；[a]為常數(shù)項；[ε]為隨機誤差項；[bi]為待估計的參數(shù)值，表示控制其他自變量以后，每當相應(yīng)的自變量[Xi]變化1個單位時，居民的兒童照顧福利態(tài)度[Y]會相應(yīng)地變化[bi]個單位。

四、實證分析

（一）居民的兒童照顧福利態(tài)度

從表1來看，居民的兒童照顧福利態(tài)度平均數(shù)為2.23，即居民主要支持由個人/家庭承擔兒童的養(yǎng)育和照顧責任；標準差僅為0.863，表明居民對于由不同主體承擔兒童的養(yǎng)育和照顧責任觀點的差異較小。進一步考察居民的兒童照顧福利態(tài)度的基本分布信息，可以發(fā)現(xiàn)，67.4%的居民認為兒童的養(yǎng)育和照顧大部分或都是個人/家庭的責任，僅有7.7%的居民認為兒童的養(yǎng)育和照顧大部分或都是政府的責任。綜上所述，當前居民的兒童照顧福利態(tài)度總體上表現(xiàn)出家庭本位的取向，主要支持由個人/家庭來承擔兒童的養(yǎng)育和照顧責任，而較少強調(diào)政府責任，這一結(jié)論也與前人的研究發(fā)現(xiàn)保持一致［3，6］。因此研究假設(shè)H1得到了支持。

（二）兒童照顧福利態(tài)度的影響因素分析

回歸分析結(jié)果如表2所示。模型1為僅納入控制變量的初始模型，其中婚姻狀況和民族會對居民的兒童照顧福利態(tài)度產(chǎn)生顯著影響，模型解釋力僅為0.3%。在此基礎(chǔ)上，模型2和模型3分別引入個體自利和社會價值變量，模型4為納入所有變量的全模型。經(jīng)檢驗，模型中所有自變量的容差均大于0.1，方差膨脹因子均小于2，因此不存在明顯的共線性問題。

1. 個體自利對居民兒童照顧福利態(tài)度的影響

比較模型1和模型2可以發(fā)現(xiàn)，當引入個體自利變量后，模型的R2由0.3%上升至1.4%，可以解釋的變異增加至1.1%。具體來看，工作狀況和戶籍性質(zhì)均會對居民的兒童照顧福利態(tài)度產(chǎn)生顯著影響。在其他變

量不變的情況下，相較于有固定工作和農(nóng)業(yè)戶口的居民，沒有固定工作和非農(nóng)業(yè)戶口的居民更支持政府承擔兒童照顧責任。模型4中引入社會價值變量后，工作狀況和戶籍性質(zhì)的作用仍然顯著。由此可知，戶籍性質(zhì)會對居民的兒童照顧福利態(tài)度產(chǎn)生顯著影響，非農(nóng)業(yè)戶口的居民更有可能支持政府承擔兒童照顧責任，研究假設(shè)H2c得到了驗證。此外，H2b中對于工作狀態(tài)的假設(shè)也得到了驗證，工作狀況也會影響居民的兒童照顧福利態(tài)度，沒有固定工作、收入越低的人更傾向于支持政府承擔兒童照顧責任。

但值得注意的是，H2a中對居民性別的假設(shè)并未得到經(jīng)驗數(shù)據(jù)的支持?？赡艿脑蛟谟冢菏紫?，從性別來看，男女兩性的兒童照顧福利態(tài)度并不存在顯著差異。盡管東亞地區(qū)共同的儒家觀念認為應(yīng)該由女性承擔照顧兒童的主要責任，但社會性別角色隨著社會發(fā)展出現(xiàn)了變化。雖然女性的高就業(yè)率表明中國婦女仍然需要承擔育兒和工作的雙重壓力，但長期存在的隔代育兒傳統(tǒng)往往能使其獲得來自家庭內(nèi)部、祖輩代際之間的兒童照顧支持［3］，從而在一定程度上削弱了對于國家福利供給的依賴。另外，社會階層中的收入對數(shù)和階層認同也不會顯著影響居民的兒童照顧福利態(tài)度。這一發(fā)現(xiàn)盡管與西方學者將社會階層視為最重要的變量不一致［32］，但支持了中國學者對香港地區(qū)的研究結(jié)論，即社會階層對居民福利態(tài)度的影響是微不足道的［33］。

2. 社會價值對居民兒童照顧福利態(tài)度的影響

在模型1的基礎(chǔ)上，模型3納入了社會價值變量，模型的R2增加到了1.9%，可以解釋的變異增加至1.6%，模型解釋力強于個體自利變量。受教育程度、社會公平感知、公民權(quán)利意識和家庭責任意識均會顯著影響居民的兒童照顧福利態(tài)度，并且這種影響并未因在模型4中隨自利變量的引入而變得不再顯著，這說明社會價值變量的影響較為穩(wěn)健。具體來看，受教育程度越高和公民權(quán)利意識越強的居民，越傾向于支持由政府承擔兒童照顧責任；社會公平感知和家庭責任意識越強的居民，越傾向于支持由家庭/個體承擔兒童照顧責任。這表明居民所持有的社會價值觀念會對其兒童照顧福利態(tài)度產(chǎn)生重要影響。因此，研究假設(shè)H3及其子假設(shè)均得到了驗證。

（三）穩(wěn)健性檢驗

本文采用更換模型的方法對上述結(jié)論的穩(wěn)健性進行檢驗。出于模型簡潔性考慮，本文對因變量重新進行賦值：將“都是個人/家庭的責任”和“大部分是個人/家庭的責任”合并為“家庭責任”，將“都是政府的責任”和“大部分是政府的責任”合并為“政府責任”，將“一半是政府的責任，一半是個人/家庭的責任”命名為“責任均攤”。由于新的因變量是一個三分類的變量，因此本文采用Mlogit模型進行分析（見表3）。

結(jié)果表明，以“家庭責任”為參照組時，從模型5可以看出，當變量為“有固定工作”時，“責任均攤”和“政府均攤”的結(jié)果分別為-0.212和-0.288，即有固定工作的居民更不支持“責任均攤”或“政府承擔”；當變量為“非農(nóng)業(yè)戶口”時，結(jié)果則與之相反，分別為0.379和0.625，具有穩(wěn)健性。在模型6的社會價值假設(shè)中，受教育程度以及公民權(quán)利意識的結(jié)果均為正數(shù)，代表受教育程度越高以及公民權(quán)利意識越強的居民越傾向于“責任均攤”或“政府承擔”，而社會公平感知和家庭責任意識的作用則與之相反。綜上所述，Mlogit模型的回歸結(jié)果與OLS模型的回歸結(jié)果大體一致，這說明前文結(jié)論具有一定的穩(wěn)健性。

五、結(jié)論與討論

在人口快速增長的時代，家庭功能基本可以滿足社會勞動力再生產(chǎn)的需求，兒童照顧的政府責任并不顯著；但進入少子化時代后，兒童照顧的政府與社會責任便突顯出來。在此背景下，政府積極承擔兒童照顧責任已經(jīng)成為實現(xiàn)“幼有所育”承諾的重要舉措。本文基于CGSS2017數(shù)據(jù)考察了居民的兒童照顧福利態(tài)度及其影響因素，研究發(fā)現(xiàn)：第一，受東亞福利體制、儒家文化和傳統(tǒng)家庭觀念的影響，家庭主義的福利偏好在兒童照顧領(lǐng)域基本得到了延續(xù)，居民普遍將兒童的照顧和養(yǎng)育視為個人/家庭的責任，較少期待政府對兒童照顧的援助。第二，在個體自利假設(shè)中，性別沒有對福利態(tài)度有顯著影響，其原因可能是因為在做出假設(shè)時便設(shè)定了“男主外，女主內(nèi)”的傳統(tǒng)性別分工模式，但隨著現(xiàn)代社會生產(chǎn)力的發(fā)展和女性解放，女性已經(jīng)極大參與社會生產(chǎn)，傳統(tǒng)的性別分工模式受到?jīng)_擊，因此性別對福利態(tài)度的影響沒有得到驗證；但假設(shè)中的工作狀況和戶籍性質(zhì)會對居民的兒童照顧福利態(tài)度產(chǎn)生顯著影響，相較于有固定工作和農(nóng)業(yè)戶口的居民來說，沒有固定工資和非農(nóng)業(yè)戶口的居民更傾向于由政府承擔兒童照顧責任。第三，在社會價值假設(shè)中，受教育程度、社會公平感知、公民權(quán)利意識和家庭責任意識均會顯著影響居民的兒童照顧福利態(tài)度。受教育程度越高和公民權(quán)利意識越強，居民的兒童照顧福利態(tài)度越高；社會公平感知和家庭責任意識越強，居民的兒童照顧福利態(tài)度越低。

盡管居民的兒童照顧福利態(tài)度總體上表現(xiàn)出家庭本位的取向，但這絕不意味著家庭照顧赤字并不存在。目前兒童照顧社會化服務(wù)短缺的危機之所以并不明顯，是因為隔代育兒在很大程度上緩解了家庭承擔的育兒負擔［5，34］。作為一種文化觀念，“家庭本位”并不是本質(zhì)性的、固定性的［35］。隨著中國轉(zhuǎn)型發(fā)展過程中不平等、不充分問題的突顯以及老齡化和少子化的加劇，居民的福利態(tài)度可能會發(fā)生潛在的變化。未來居民的兒童照顧福利態(tài)度變化之日，就是兒童照顧社會化服務(wù)需求“井噴”之時。鑒于前文研究發(fā)現(xiàn)不同群體的兒童照顧福利態(tài)度不同，這為政府承擔兒童照顧責任提供了一定的啟發(fā)：

第一，受教育程度的提高、公民權(quán)利意識的發(fā)展以及家庭責任意識的減弱等客觀現(xiàn)實因素要求明確政府在兒童照顧責任上的定位。因此，政府必須更加積極主動地承擔起兒童照顧責任，盡快完善兒童照顧政策，增加公共化和市場化的兒童正規(guī)照顧資源的供給，減輕家庭的兒童照顧負擔。一方面，政府可以通過完善生育配套政策來分擔家庭的育兒負擔，如提供收入支持，包括兒童津貼、稅收減免、兒童儲蓄賬戶等；提供相應(yīng)的育兒假期，如產(chǎn)假、陪產(chǎn)假、親職假等；提供托育服務(wù)支持，包括針對不同年齡兒童的照顧、監(jiān)護和教育等。另一方面，政府還可以打造良好的市場秩序以減輕家庭的育兒負擔，如通過稅收、土地、金融等優(yōu)惠政策培育托育機構(gòu)以增加兒童照顧服務(wù)的市場供給，通過加大對托育機構(gòu)的監(jiān)管以提高服務(wù)質(zhì)量、增強居民的信任，使其真正成為多元兒童照顧服務(wù)體系的一環(huán)。

第二，政府在兒童照顧資源配置中應(yīng)始終以公平正義作為準則，同時適度向社會弱勢群體傾斜。當前，不同地區(qū)之間、城鄉(xiāng)之間、群體之間在兒童照顧服務(wù)上還存在較大差異。前文研究發(fā)現(xiàn)，當居民對社會不公平的感知越強，越會突出政府在兒童照顧上的責任。因此，政府應(yīng)調(diào)整補缺型兒童照顧政策的定位，更加重視普惠性兒童福利政策的基礎(chǔ)作用，在制定兒童福利政策時還應(yīng)注重居民社會公平感的提升，推動兒童照顧服務(wù)的均等化。另外，個體自利假設(shè)還指出，社會弱勢群體更有可能支持政府承擔兒童照顧責任。因此，政府還應(yīng)進一步加強對孤殘兒童、留守兒童和困境兒童等弱勢群體的支持力度，重點補齊農(nóng)村地區(qū)和欠發(fā)達地區(qū)的兒童照顧服務(wù)短板。

當然，由于本文主要采用二次分析方法進行研究，因此受數(shù)據(jù)限制還存在一定的局限。首先，由于歷史性數(shù)據(jù)的缺乏，本文僅采用了CGSS2017的截面數(shù)據(jù)，因此對于進一步的因果關(guān)系的推斷和福利態(tài)度變遷的探討還相對不足。其次，本文對于兒童照顧福利態(tài)度僅采用了“兒童的養(yǎng)育和照顧”進行測量，未能進一步細分兒童照顧的具體內(nèi)容。這些都是未來進一步研究的方向。

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