我國農村已婚獨生子女養老支持及其影響因素研究
——以江蘇、安徽、四川為例

徐 俊

(安徽農業大學 馬克思主義學院，安徽 合肥 230036)

一、問題與綜述

為了減緩快速增長的人口對資源環境的壓力和早日實現現代化的宏偉目標，中國在20世紀70年代末開始推行計劃生育政策，30多年來，這一政策產生了數以億計的獨生子女。長期的城鄉分治導致的二元經濟社會格局使得農村家庭養老保障力不從心[1]，政策催生的一個孩子事實對農村獨生子女父母養老造成了極大的風險和壓力，并引發了許多社會現實問題[2]，學術界也曾發出家庭養老“獨生子女靠得住嗎？”的疑問[3]。根據2005年全國1%人口抽樣調查，我國50～65歲的農村獨生子女母親數量為460萬人[4]，當前，農村近千萬獨生子女父母已經或即將步入老年行列。如果說城市獨生子女父母存在著非經濟養老風險，那么，農村獨生子女父母將面臨著更大的經濟和非經濟養老風險。面對“未富先老”和快速老齡化的現實國情，家庭養老在可預見的未來仍將是農民養老的主要方式。農村獨生子女家庭養老問題不會因計劃生育政策的調整、城鄉二元戶籍管理制度的松動而自行消解，它只會隨著時間的推移逐漸顯現出來，因此，以社會調查方法探究農村獨生子女家庭的養老支持問題，具有重要的前瞻價值和現實意義。

由于國外沒有類似中國的計劃生育政策，因此，除獨生子女本身的教育、心理等方面研究外，國外缺乏對獨生子女家庭養老問題的研究成果，即便是國內，學術界直接針對此類問題的調查研究也不多見。當前，圍繞獨生子女家庭養老問題的定量研究主要集中在城市地區，而農村地區的相關研究較少[5]。任銀睦等對青島市郊區181名農村青年獨生子女的調查發現，農村第一代獨生子女父母身體健康狀況良好，絕大部分對子女尚無經濟上的依賴，已婚子女提供的資助金額相對偏少[6]。周德祿等統計的中老年問卷調查表明，農村50歲以上獨生子女父母在養老資源供給方面存在明顯弱勢[7-9]。Kiira Gustafson等通過統計江蘇鎮江800名獨生子女父母和兩子女父母家庭數據，比較分析了中國農村處于生育年齡的獨生子女父母和非獨生子女父母對未來老年生活的關注、期望和準備上的差異[10]。此外，風笑天等利用調查問卷統計分析了農村獨生子女父母的居住方式、養老意愿等方面的內容[11-15]。上述研究中，除任睦銀等的研究外，絕大多數都是針對農村獨生子女父母展開問卷調查研究，顯然，直接針對研究對象進行調查所獲取的信息具有天然的可信和方便，但是，傳統家庭養老本質上是在家養老和子女養老的結合[16]，子女是農村家庭養老的主要承擔者。作為家庭養老資源的重要提供者，相比針對父母的問卷調查，子女所述的養老支持信息或許更加理性和接近事實①，同時，考慮子女婚姻對于父母家庭生活的重要影響[17]，筆者擬從已婚子女的視角，利用江蘇、安徽、四川三地的入戶問卷調查資料，探討農村獨生子女父母的養老支持狀況及其影響因素，以期拓展相關研究思路，為農村獨生子女家庭養老政策的制定提供參考。

二、研究設計

(一)概念界定及其操作化

有學者指出，獨生子女是指那些“由父母終身所生育的唯一的孩子”[18]，換言之，獨生子女的本質特征是終身沒有兄弟姐妹。在具體調查中，人們也將收養的唯一孩子當成獨生子女看待，因為這些家庭和獨生子女家庭面臨著類似的養老困境，筆者認同這一做法。養老支持實際上直觀地體現了養老的基本要義，即養老主體使用相關養老資源為老人晚年生活提供物質和精神上的支持。現有研究對養老支持的理解包含了經濟供給、生活照顧和精神慰藉等方面的內容。為了考察研究對象的家庭養老支持現狀，筆者從子女角度出發，將養老支持具體化為子女對父母日常生活支持的9個問題變量指標(X1～X9表示)：①子女是否經常幫你們干家務，②子女是否經常幫你們種田種地，③子女是否經常給你們生活費，④子女是否經常給你們零用錢，⑤子女是否經常給你們買東西，⑥子女是否經常照料你們的日常生活起居，⑦你們生病時子女是否經常來照料，⑧子女是否經常回來看望你們，⑨子女是否經常打電話問候你們。問題選項皆為5類，即從不、很少、有時、經常和總是，這些問題大體涵蓋了養老內容所包括的基本方面。

(二)數據來源

調查對象為“父母至少有一方健在且已婚的農民子女”，包括獨生子女和非獨生子女兩類人群。考慮到可行性和代表性，調查采用分層和立意相結合的抽樣方法。首先根據農村獨生子女政策和經濟社會發展的區域差別，選取江蘇、安徽、四川作為調查省份，兼顧子女性別、身份和地市分布，組織抽樣所在縣鄉的高校學生利用2011年寒假返鄉機會，使用入戶結構訪問法收集問卷數據，其中，江蘇地區選取了金湖縣、高淳區，由筆者全程組織在校大學生入戶調查。安徽、四川兩地委托高校教師組織社會工作專業學生返鄉入戶調查。合計發放350份問卷(其中江蘇185份，四川100份，安徽65份)，收回有效問卷336份(其中江蘇183份，四川93份，安徽60份)，有效回收率為96.0%，問卷質量可靠，符合抽樣調查要求。調查內容包括調查對象的人口社會學特征、子女養老支持情況等方面。

(三)研究思路和變量設置

1.研究思路

筆者通過9個問題變量的交互分析，考察農村獨生子女養老支持及其與同齡非獨生子女的差別情況。鑒于各變量間的相互聯系，擬采用多元方差分析法，探討由因子分析獲得的若干因子變量的影響因素。多元方差分析的基本思想是將因變量的變異進行分解：一部分為組間變異(組別因素的效應)，一部分為組內變異(隨機誤差)，然后對這兩部分變異進行比較，看是否組間變異大于組內變異，即對組間方差協方差矩陣與組內方差協方差矩陣進行比較[19]49，從而得出研究結論。

2.因變量設置

由于本項調查不是一般的量表打分，因此考察子女對父母養老支持的影響因素不宜直接使用原始變量。在此運用因子分析法，對養老支持的9個問題變量進行信息濃縮。因子分析在某種程度上被看成是主成分分析的推廣和擴展，它是將具有錯綜復雜關系的變量綜合為少數幾個因子，以再現原始變量與因子之間的相互關系[19]217。統計顯示，上述原始變量的Bartlett’s球形檢驗的卡方值為828.579(P<0.001)，KMO檢驗數值為0.628，基本符合因子分析條件。SPSS20.0軟件系統基于原始變量的旋轉成分矩陣形成了3個成分因子，被分別命名為勞務型支持(濃縮了變量①～②信息)、經濟型支持(濃縮了變量③～⑤信息)和非經濟型支持(濃縮了變量⑥～⑨信息)②。軟件生成的成分因子得分系數矩陣形成了如下線性模型，由此構成了本文多元方差分析的因變量。

勞務型支持=0.493X1+0.574X2-0.005X3-0.047X4-0.082X5+0.232X6+0.219X7-0.112X8-0.159X9

經濟型支持 =-0.047X1-0.033X2+0.446X3+0.465X4+0.221X5+0.059X6-0.044X7-0.120X8+0.001X9

非經濟型支持=-0.008X1-0.229X2-0.095X3-0.088X4+0.206X5+0.210X6+0.262X7+0.471X8+0.368X9

3.自變量設置

自變量主要包括個人因素、家庭因素和社會因素。表1為自變量描述統計量，由表1可見，個人因素包括子女的性別、年齡、學歷、身份(是否獨生子女)、婚配類型、是否有孩子，家庭因素包括是否和父母同住、夫妻年純收入、是否有耕地，社會因素包括所在地區。

表1 自變量描述統計量(n=336) 單位：%

三、結果與分析

(一)農村已婚獨生子女對父母養老支持狀況的描述分析

表2為農村已婚獨生子女與非獨生子女養老支持頻度分布比較，在涵蓋子女養老支持的9個問題變量中，獨生子女回答“總是”的比例都不是太高，只有后3個變量超過10%。回答“經常”比例較高的是后5個變量，均在40%以上，特別是后3個變量均超過半數。可以看出，獨生子女在生病照顧、表示孝心(如買東西)和情感交流方面做得好一些，而在勞務和經濟供給等方面相對弱一點，特別在種田種地的幫助上最少。調查結果數據雖然表現為子女在勞務供給和經濟供給方面不太“給力”，只是在生活照顧和精神慰藉方面有所體現，其實不然，由于調查對象的父母大多為中年和老年初期的農民，平均年齡55歲左右，身體狀況良好，自理能力很強，因此仍有較強的勞動能力和經濟能力，加上現代農業機械設備的輔助，父母不但可以應付自家的農活，而且大多數還在幫助子女耕種田地(父母幫忙耕種的占到64.2%)。根據筆者的實地調查了解，雖然部分子女名義上和父母同住，但實際上他們一年中的大部分時間都在附近縣城或外地工作，很少有時間回來。即使在家，也要花去很多精力照顧自己的小家庭，所以子女對父母的日常生活支持情況總體上過得去。對子女日常生活支持頻度和子女身份進行交互分析發現，除“生病時照料”“常回家看望”方面獨生子女好于非獨生子女之外，其他變量均不存在子女身份上的顯著差別。由此可見，從總體上看，獨生子女和非獨生子女在對父母日常生活支持頻度上并不存在顯著差別。

表2 農村已婚獨生子女/非獨生子女養老支持頻度分布比較(n=336)

(二)農村已婚獨生子女養老支持影響因素的多元方差分析

表3為3個成分因子影響因素的多元方差分析，由表3可見，除性別、學歷、是否和父母同住、夫妻年純收入、是否有耕地以及所在地區外，年齡、身份、婚配類型和是否有孩子對上述3個成分因子沒有統計學意義。換言之，年齡、子女身份、婚配類型等變量對父母養老支持并無顯著影響作用，這也進一步驗證了前述交互分析的部分結果。從養老支持類型來看，學歷、夫妻年純收入以及地區是顯著影響子女對父母經濟型支持的因素，性別、是否有耕地和地區是顯著影響子女對父母非經濟型支持的因素，而是否和父母同住、夫妻年純收入和是否有耕地是顯著影響子女對父母勞務型支持的因素。

表3 3個成分因子影響因素的多元方差分析

a：R2=0.153(調整R2=0.108)；b：R2=0.193(調整R2=0.150)；c：R2= 0.168(調整R2=0.124)③

具體而言，在經濟型支持維度，學歷越高、夫妻年純收入越高以及所在地區經濟越好的子女對父母的經濟型支持越多。按照勞動價值補償理論，高學歷者獲取的經濟待遇相對較高，對父母的經濟支持能力也會較強。夫妻年純收入高、地區經濟好往往會為父母在經濟方面的支持提供有利條件。在非經濟型支持維度，和兒子相比，女兒對父母的非經濟型支持較多。女性在日常照護上的細心和耐心以及傳統文化對女性持家的角色定位，決定了女兒比兒子給予父母更多的非經濟型支持。和有耕地者相比，無耕地者對父母的非經濟型支持較多,這可以理解為子女忙于種田種地，給予父母的生活照料和精神慰藉相應減少。和安徽、四川相比，江蘇子女對父母的非經濟型支持較多,這可能與這三地父母的年齡差異有關，相比安徽、四川父母，江蘇父母的平均年齡明顯偏大。養老需求理論認為，隨著父母年齡增加，其自理能力相應下降，獲得子女的生活照料和精神慰藉也會多一些。在勞務型支持維度，和父母分住者相比，和父母同住者對父母的勞務型支持較多。已有研究表明，子女的居住安排會顯著影響子女對父母的贍養行為，同居安排下子女提供父母養老支持的可能性最大[20]，這是因為和分住者相比，父母子女同住極大地方便了子女對父母日常生活照顧特別是勞務方面的支持。和夫妻年純收入較低者和較高者相比，中等收入者對父母的勞務型支持較多,這可以理解為，相比中等收入者，較低收入者忙于生計,而較高收入者忙于致富，他們均無暇為父母提供更多的勞務型支持。和無耕地者相比，有耕地者對父母的勞務型支持較多,因為有地的子女在耕種自己土地時，往往會順勢幫助父母耕種部分土地,并且，仍在耕種土地的子女往往和父母居住較近，甚至和父母分住不分灶，這為父母提供勞務型支持也帶來了一定的便利。

四、結論與討論

(一)基本結論

通過對江蘇、安徽、四川336戶調查數據的統計分析，筆者得出如下基本結論：第一，相比同齡的已婚非獨生子女，農村已婚獨生子女對父母的勞務支持和經濟支持相對較少，而在生病照顧和精神慰藉方面相對較多，表明當前農村獨生子女父母的勞動能力和經濟能力較強，對子女的需求不大。第二，和農村同齡的已婚非獨生子女相比，農村已婚獨生子女對父母的養老支持總體上并無顯著差異。二者僅在“生病時照料”和“常回家看望”上存在顯著差異，主要緣于獨生子女和父母同住的比例更大一些。相比農村同齡的已婚非獨生子女，農村已婚獨生子女對父母的精神慰藉占有一定優勢。第三，多元方差分析表明，學歷、夫妻年純收入和地區是顯著影響子女對父母經濟型支持的因素，性別、是否有耕地和地區是顯著影響子女對父母非經濟型支持的因素，而是否和父母同住、夫妻年純收入和是否有耕地是顯著影響子女對父母勞務型支持的因素。年齡、子女身份、婚配類型等變量對父母的養老支持沒有顯著影響作用。

(二)若干討論

崔樹義等認為，相比非獨生子女父母，農村獨生子女父母的養老面臨更大的風險[7，21]。本文研究表明，農村已婚的獨生子女和非獨生子女對父母的養老支持并無實質性差別。本研究與已有研究的差異主要緣于研究對象的年齡差異(已有研究年齡偏大)，顯示出本研究中獨生子女父母對子女養老支持尚無現實的緊迫性。本研究和已有研究的差別還在于分析的視角不同：本研究側重于子女對父母的養老支持頻度，著眼于家庭的微觀層面；已有研究側重于社會層面，傾向于宏觀層面的主觀判斷。當然，農村兩類子女對父母養老支持總體上沒有顯著差異，并不意味著農村獨生子女家庭養老不存在任何風險。隨著獨生子女父母步入老齡甚至高齡，他們的身體機能逐漸喪失，對子女養老的依賴將會越來越大。伴隨改革開放成長起來的農村獨生子女已經突破父輩原有的生存空間，越來越頻繁地往返于鄉城之間，甚至定居于縣城或城市，他們通過自己的學歷教育和專業技術獲取更多的工資性收入，這雖然給農村獨生子女家庭增添了收益，但也帶來了獨生子女父母空巢養老的風險問題。本文的統計表明，獨生子女的田地由父母耕種的比例超過七成，說明農村獨生子女父母并未真正依靠子女養老，他們大多仍在自食其力，甚至在幫助子女照顧孫輩和料理田地。目前，農村已婚獨生子女父母尚未大規模進入老年，但隨著時間的推移，年老體衰的父母面對繁重的農活和留守孫輩的撫育問題，他們將難以承受生活負擔。

多元方差分析顯示，子女身份、婚配類型對父母養老支持沒有統計學意義，這似乎有違人們的常識。農村子女在對父母養老支持上沒有顯著的身份差異，一方面說明農村兩類已婚子女身處同樣的社區環境，并未因身份上的差異而表現出對父母養老支持的不同；另一方面也預示著，子女的有無對父母未來養老具有重要的門檻效應[22]，因為子女在家庭養老中的作用除了表現于平時，還凸顯于家庭發生事故、父母重病和災難等非常時期[23]。在當前及未來相當長時期內，子女還是農村父母養老的重要資助者。農村父母或許并不太在意子女的多少，但是一旦唯一的孩子因意外而傷亡，對其晚年生活將是致命的打擊，因此，加大對農村獨生子女家庭的安全教育，顯得格外重要和緊迫。關于子女婚配類型的影響，風笑天曾指出，城市獨生子女和不同身份的對象結合將直接影響其父母的居住方式[24]，但是本文的研究表明，農村子女的婚配類型對父母養老支持并無顯著影響，這究竟是城鄉環境差異所致還是其他相關因素所致，需要進一步的大樣本數據論證。

盡管農村已婚獨生子女家庭在養老問題上還沒有現實的壓力，但對于獨生子女家庭而言，傳統家庭養老模式所依賴的人力、經濟和道德等客觀基礎已被抽掉。無論是經濟供給、生活照料還是精神慰藉，父母能從這個唯一子女身上得到的支持都將非常有限。特別是伴隨著獨生子女家庭的風險，農村獨生子女父母將比非獨生子女父母面臨更加嚴重的家庭養老困境，因此，農村獨生子女父母應從物質、經濟、身體和精神等多個方面作出準備，未雨綢繆，真正變“依賴養老”為“獨立養老”。傳統農村家庭養老要求獨生子女必須積極面對和適應獨自贍養父母的事實，為父母養老提供力所能及的支持，特別是精神上的安慰，以自己的實際行動報答父母養育之恩[25]。對于為計劃生育作出貢獻的農村獨生子女家庭，國家在推進城鄉統一的社會保障制度過程中，應盡力縮小城鄉和東西部地區的社會保障差距，不斷提高獨生子女家庭的養老保障力度，在經濟上真正為農村獨生子女父母解決后顧之憂。農村獨生子女家庭的分散性特點使得這一群體的養老問題容易被人們忽視，對于農村獨生子女家庭養老支持問題的研究和解決，需要政府和社會各界的持續關注。

注釋：

①在一個相對封閉的鄉村熟人社會，中老年農民深受傳統文化影響，在詢問子女對于自己的養老問題時，往往顧及臉面而有意無意夸大子女對自己的支持力度。相比父母而言，子女作為改革開放后長大的一代，受傳統鄉村文化影響較小，在回答父母養老問題時可能更加務實，同時，考慮已婚子女更具有贍養父母的現實性，本文選取已婚子女作為問卷調查的對象。

②由初始變量“子女是否經常幫你們干家務”和“子女是否經常幫你們種田種地”濃縮而成的因子變量“勞務型支持”，對于農村獨生子女給予父母的養老支持具有重要的意義。因為農村中老年父母的主要經濟收入來自于土地的農業收入，子女能夠幫助父母干家務和種田種地，本質上是對父母養老的有力支持。

③協方差矩陣等同性的 Box 檢驗P值等于0.757，誤差方差等同性的 Levene 檢驗P值依次為0.730、0.002、0.515，表明模型適用條件基本滿足。

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