低保老人生活滿意度的子女性別影響分析
——以湖北省的實(shí)證研究為例

慈勤英，鄧斯怡

（武漢大學(xué)社會(huì)學(xué)系，武漢430000）

一、問題的提出

中國步入老齡社會(huì)，在老齡人口基數(shù)大、增長(zhǎng)快，“銀色浪潮”快速發(fā)展的現(xiàn)實(shí)背景下，老人晚年生活的狀態(tài)、質(zhì)量、主觀感受等成為社會(huì)關(guān)注的話題。作為“主觀福利”的重要組成，生活滿意度是廣義“幸福感”概念中側(cè)重對(duì)生活評(píng)估的部分，是主觀福利中較為穩(wěn)定的一個(gè)維度（朱迪，2016）[1]。在老年研究中，生活滿意度這一指標(biāo)得到了廣泛應(yīng)用，是反映老年人對(duì)自身生活主觀評(píng)價(jià)與綜合感受的有用指標(biāo)。

在影響老人生活滿意度的諸多因素中，本研究重點(diǎn)探討子女性別的影響。傳統(tǒng)上，中國長(zhǎng)期實(shí)行父系家族制度和從夫居的居住方式，兒子承擔(dān)著不可推卸的贍養(yǎng)責(zé)任，而未出嫁的女兒在娘家則處于暫時(shí)性質(zhì)（費(fèi)孝通，1998）[2]，出嫁后，依據(jù)“從夫”的要求，她們的贍養(yǎng)責(zé)任主要指向丈夫家族中的長(zhǎng)輩。近年來，現(xiàn)代化進(jìn)程加快，傳統(tǒng)家庭觀念有所弱化（森岡清美、望月嵩，2014）[3]；女性經(jīng)濟(jì)地位、社會(huì)地位的提高使得女兒在養(yǎng)老及老人生活中的作用、地位有所加強(qiáng)，“雙系化”養(yǎng)老，即“養(yǎng)兒防老”與“養(yǎng)女防老”并重（田渕六郎，2011）[4]的局面開始出現(xiàn)，老人生活滿意度的子女性別影響情況開始發(fā)生變化。

有關(guān)老人生活滿意度的子女性別影響的研究十分豐富，研究成果大致可分為三類看法：一類學(xué)者認(rèn)為，“養(yǎng)兒防老”依然具有一定的現(xiàn)實(shí)意義，在提升老人生活滿意度方面，兒子具有更為顯著的積極作用。如張文娟、李樹茁（2005）[5]發(fā)現(xiàn)由兒子提供的代際支持對(duì)農(nóng)村老人的主觀生活質(zhì)量有重要影響；高華（2011）[6]的研究也表明“傳宗接代”的思想依然存在，家庭養(yǎng)老中的性別偏好十分強(qiáng)烈等。另一類學(xué)者認(rèn)為，傳統(tǒng)的“養(yǎng)兒防老”、“多子多?！庇^念在現(xiàn)實(shí)層面已經(jīng)發(fā)生了變化。他們中的一些研究者指出兒子在老人生活中的作用正在下降，女兒的作用正逐漸凸顯，如陳衛(wèi)、杜夏（2002）[7]的調(diào)查表明，高齡老人的生活狀況與存活女兒數(shù)之間具有正向相關(guān)關(guān)系，尹銀（2012）[8]發(fā)現(xiàn)老年母親中僅有女兒者生活滿意度最高，老年父親的生活滿意度則不受孩子性別的顯著影響，樂章、肖榮榮（2016）[9]的研究也證實(shí)，更重要的是有無兒女而非有無兒子，多子女會(huì)提高農(nóng)村老人晚年生活的整體幸福感，但兒子數(shù)并無顯著作用，“多子多?！敝小白印钡闹赶蛴蓛鹤友由熘磷优龋贿€有一些研究者發(fā)現(xiàn)，女兒所帶來的滿足感已經(jīng)超過了兒子，如高歌、高啟杰（2011）[10]指出獲得子女日常照料的農(nóng)村老人對(duì)晚年生活的評(píng)價(jià)更好，而女兒在老人生活照料中發(fā)揮的作用更大，承擔(dān)的責(zé)任更多等。第三類學(xué)者的看法是不同性別的子代會(huì)帶給老人不同方面的滿足感，如兒子、女兒在物質(zhì)幫助和生活照料上差異不明顯，但女兒在情感投入上明顯優(yōu)于兒子（慈勤英，2000）[11]等。

許多針對(duì)一般人群的研究已經(jīng)證明老年人家庭經(jīng)濟(jì)收入與其主觀滿意度呈正相關(guān)，經(jīng)濟(jì)狀況不佳的老人生活滿意度通常也相對(duì)較低（周長(zhǎng)城、徐鵬，2013[12]；楊一帆、周偉岷，2017[13]；賀寨平，2002[14]等）。在貧困老人群體內(nèi)部，有關(guān)生活滿意度的子女性別影響的研究相對(duì)較少，韋璞（2007）[15]曾以貴州少數(shù)民族貧困山區(qū)的農(nóng)村老人為調(diào)查對(duì)象，發(fā)現(xiàn)僅有兒子、女兒、鄰居向老人提供的支持能顯著提升其生活滿意度，且以兒子的影響強(qiáng)度最大，這表明養(yǎng)兒防老的傳統(tǒng)觀念在當(dāng)?shù)匾廊桓畹俟獭?/p>

關(guān)于老人生活滿意度的子女性別影響，當(dāng)前尚無統(tǒng)一結(jié)論，特別是以低保老人為對(duì)象的此類研究相對(duì)不足。本文對(duì)這一主題給予關(guān)注是基于以下考慮：首先，低保老人是老人群體中更為弱勢(shì)的存在，相較于非低保老人，他們生活滿意度偏低的可能性更大。對(duì)低保老人生活滿意度影響因子的發(fā)掘與探討，有助于切實(shí)提高該群體的生活滿意度水平，也有助于老年人整體幸福感的提升。其次，與非低保戶家庭相比，低保戶家庭中的老人一方面自身經(jīng)濟(jì)資源匱乏，對(duì)外界支持具有更強(qiáng)的依賴性，子女在提升老人生活滿意度上的作用可能會(huì)更加顯著；另一方面，低保老人的子女生活處境往往也并不寬裕，受限于個(gè)人支持能力，可能更加需要通過平均分擔(dān)或輪養(yǎng)的方式贍養(yǎng)老年父母，由此低保老人生活滿意度的子女性別影響情況可能有所不同，兒子在養(yǎng)老中的主導(dǎo)地位可能會(huì)減弱，女兒參與養(yǎng)老的程度相較于非低保戶家庭可能會(huì)增強(qiáng)，有必要單獨(dú)探討。

基于此，本研究使用《完善社會(huì)救助制度》課題的調(diào)查數(shù)據(jù)，探究低保老人的生活滿意度現(xiàn)狀，以及低保家庭中，有無子女是否會(huì)對(duì)老人的生活滿意度產(chǎn)生影響，這種影響與子代的性別組成有何關(guān)系，為豐富、細(xì)化老人生活滿意度的研究做出嘗試。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）調(diào)查數(shù)據(jù)來源

本研究所用數(shù)據(jù)來自教育部哲學(xué)社會(huì)科學(xué)研究重大攻關(guān)項(xiàng)目《完善社會(huì)救助制度》課題。課題組于2014～2016年在湖北等六個(gè)省份，面向正在接受或曾接受過低保救助的群體進(jìn)行了調(diào)查。抽樣以樣本的無偏和代表性為宗旨，采用四階段抽樣方案，分別在縣（區(qū)）—街道（鄉(xiāng)鎮(zhèn)）—村（居）—家戶（個(gè)人）層面上進(jìn)行了不等概率抽樣。抽樣過程中，依照各區(qū)縣低保救助人口比例對(duì)樣本量進(jìn)行了分配，并兼顧了城市與農(nóng)村樣本?？紤]到不同省份對(duì)低保戶的選擇標(biāo)準(zhǔn)不盡相同，本研究選取湖北省的調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，以控制外部環(huán)境的影響，使研究結(jié)論更具參考價(jià)值。課題組于湖北省發(fā)放問卷1014份，回收問卷1013份，其中低保戶967戶。本研究以湖北省60歲及以上的低保戶老人作為分析對(duì)象，對(duì)部分變量存在缺失值的個(gè)案進(jìn)行剔除后，最終保留符合條件的樣本303個(gè)。

（二）研究假設(shè)介紹

以往的許多研究已經(jīng)證實(shí)子女對(duì)老人生活具有重要影響（陳衛(wèi)、杜夏，2002[7]；張文娟、李樹茁，2005[5]等），特別是有無兒女具有門檻效應(yīng)（郭志剛，2002）[16]。在兒子和女兒的作用上，雖尚未形成統(tǒng)一共識(shí)，但女兒更多參與父母養(yǎng)老的趨勢(shì)卻已通過諸多研究得到了反映（楊立雄、李星瑤，2008[17]；許琪，2015[18]等）。據(jù)此，本研究提出以下假設(shè)：

H1：有孩子的低保老人生活滿意度高于無孩子的低保老人；

H2：兒女雙全的低保老人生活滿意度高于非兒女雙全的低保老人；

H3：僅有兒子的低保老人與僅有女兒的低保老人生活滿意度無顯著差異。

（三）變量的測(cè)量

1.被解釋變量。低保老人的生活滿意度。通過問卷中個(gè)人對(duì)生活的總體滿意度衡量，將“非常不滿意”、“比較不滿意”整合成“不滿意”；“比較滿意”、“非常滿意”整合成“滿意”。“不滿意”=0，“滿意”=1。

2.解釋變量。低保老人的子女性別組成。依據(jù)不同的分類維度，將這一核心自變量分別處理成兩個(gè)二分變量——“是否有孩子”、“是否兒女雙全”，其中“否”=0，“是”=1；及一個(gè)多分類變量——“子女性別組成情況”，其中，“無兒無女”=1，“僅有女兒”=2，“僅有兒子”=3，“兒女雙全”=4。

3.控制變量。除子女性別組成外，低保老人生活滿意度還受到個(gè)人特征的影響，主要包括：（1）性別。男性通常被認(rèn)為擁有多于女性的經(jīng)濟(jì)資源，且承擔(dān)著更少的家務(wù)責(zé)任，男性感到生活滿意的可能性大于女性。（2）年齡。依據(jù)存活效應(yīng)，高滿意度的群體更易存活下來，生活滿意度水平會(huì)隨年齡的上升而提高（李建新，2004）[19]。（3）戶籍類型。受城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的長(zhǎng)期影響，城市在經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會(huì)保障、公共設(shè)施建設(shè)等方面明顯優(yōu)于鄉(xiāng)村，城市低保老人有更多機(jī)會(huì)享受社會(huì)服務(wù)與社會(huì)資源，感到生活滿意的可能性更大。（4）健康。良好的健康狀況有助于個(gè)體提升自我控制感與自我效能感，也為其社會(huì)交往、社會(huì)參與提供了生理基礎(chǔ)與前提。由此身體健康者生活滿意度更高，而健康狀況不良者則因生理不適容易滋生消極情緒與負(fù)面評(píng)價(jià)。（5）教育。教育的獲得有助于個(gè)人心智的成熟與適應(yīng)能力的發(fā)展，教育程度越高者調(diào)節(jié)個(gè)人與環(huán)境關(guān)系的能力越強(qiáng)，擁有高水平生活滿意度的可能性越大。（6）婚姻狀況?！吧賮矸蚱蘩蟻戆椤?，老年夫妻不僅在日常生活中相互照顧，相互扶持，還通過情感互動(dòng)的方式為彼此提供精神慰藉，緩解孤寂感，有配偶者更可能獲得高水平的生活滿意度。（7）居住形式。與親人朋友共同居住的老年人獲得物質(zhì)幫助、生活照顧、情感支持的機(jī)會(huì)更多，生活滿意度可能更高。（8）家庭關(guān)系。良好和睦的家庭關(guān)系給老年人以愉悅感，有助于提升其生活滿意度；反之，矛盾、沖突較多家庭中的老年人更易產(chǎn)生焦慮、憤怒等負(fù)面情緒，生活滿意度偏低的可能性更大。（9）是否有養(yǎng)老保險(xiǎn)。養(yǎng)老保險(xiǎn)為晚年生活提供了穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)來源，使老人感到晚年生活有靠，有助于緩解其對(duì)養(yǎng)老問題的擔(dān)憂，擁有養(yǎng)老保險(xiǎn)的老人更易感到生活滿意。（10）是否有醫(yī)療保險(xiǎn)。伴隨著生理的老化與疾病的增加，醫(yī)療需求成為老人關(guān)注的重點(diǎn)，醫(yī)療保險(xiǎn)在一定程度上緩解了“看病難，看病貴”的問題，有助于減輕老人的心理壓力，使其感到生活滿意。具體來說，各變量的測(cè)量及描述性結(jié)果如表1所示。

三、數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

在選取的303位低保老人中，170人對(duì)生活感到滿意，占總數(shù)的56.1%；133人感到不滿意，占總數(shù)的43.9%，表明在多數(shù)低保老人對(duì)生活感到滿意的同時(shí)，仍有較大比重的低保老人感到不滿意。將“生活滿意度”與“是否有孩子”、“是否兒女雙全”、“子女性別組成情況”三個(gè)自變量分別制成列聯(lián)表，得到生活滿意度分布情況如表2所示。可以發(fā)現(xiàn)，從橫向上看，各組低保老人中表示生活滿意的比例均高于50%。從縱向上進(jìn)行比較，有孩子的低保老人滿意度（59.3%）高于沒有孩子的低保老人（50.5%）；兒女雙全的低保老人滿意度（80.6%）高于非兒女雙全的低保老人（52.8%）。在子女性別組成的四種情況分類中，兒女雙全組感到滿意的比例是最高的，達(dá)到80.6%，其次是僅有兒子的低保老人，再次是僅有女兒者，無兒無女的低保老人感到生活滿意的比例最低；且僅有兒子的低保老人感到滿意的比例（54.6%）與僅有女兒者（53.8%）相差不大。

表1 主要變量及描述性結(jié)果（N=303）

為進(jìn)一步考察表2所反映的低保老人生活滿意度分布狀況是否具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，以“生活滿意度”作為被解釋變量，以“是否有孩子”、“是否兒女雙全”、“子女性別組成情況”分別作為解釋變量，與控制變量一起，構(gòu)建二元Logistic回歸模型。

（一）“是否有孩子”對(duì)低保老人“生活滿意度”的影響

模型Ⅰ以“是否有孩子”為自變量，從模型運(yùn)行結(jié)果來看，模擬系數(shù)的綜合檢驗(yàn)（模型）卡方檢驗(yàn)值為105.803（df=11），已知給定顯著度0.05，自由度為11的卡方臨界值為19.675，從而判定模型檢驗(yàn)的卡方檢驗(yàn)值105.803＞19.675，并且相應(yīng)的sig值小于0.001，因此該模型通過檢驗(yàn)；此外，依據(jù)Nagelkerke R2=0.395，也說明該模型整體擬合效果良好，模型各變量的參數(shù)估計(jì)如表3所示。在影響情況上，“是否有孩子”對(duì)低保老人的生活滿意度具有顯著的正向影響，有孩子的低保老人感到生活滿意的幾率是沒有孩子低保老人的2.001倍（=exp0.694），假設(shè)1得到證實(shí)。

控制變量中，“健康程度”、“家庭關(guān)系”、“教育年限”與因變量顯著正相關(guān)。其中，健康狀況良好的低保老人感到生活滿意的幾率高出健康狀況不良的低保老人1.816倍（=exp1.035-1）；家庭關(guān)系良好的低保老人表示滿意的幾率是家庭關(guān)系不良低保老人的22倍多（=exp3.109）；伴隨教育年限的增加，低保老人的生活滿意度也有所提高。在戶籍類型上，農(nóng)村低保老人感到生活滿意的幾率更高，約為城市低保老人的4.5倍（=exp1.518）。在居住形式上，獨(dú)居低保老人感到生活滿意的幾率比非獨(dú)居低保老人高出了兩倍多（=exp1.121-1）。調(diào)查發(fā)現(xiàn)，在109位無子女低保老人中，非獨(dú)居者有58人，即超過一半（53.2%）的無子女老人與親屬、朋友一起居住，共同居住對(duì)老人自我決定權(quán)的約束，照顧年老配偶的壓力，依靠親朋的“寄人籬下”感等都可能使非獨(dú)居低保老人生活滿意度偏低。此外，能夠自理的老人更傾向于獨(dú)居（張麗萍，2012）[20]，身體狀況良好也可能成為獨(dú)居老人生活滿意度高的原因。

（二）“是否兒女雙全”對(duì)低保老人“生活滿意度”的影響

模型Ⅱ以“是否兒女雙全”為自變量，構(gòu)建二元Logistic回歸模型（表3）。從模型運(yùn)行結(jié)果來看，模擬系數(shù)的綜合檢驗(yàn)（模型）卡方檢驗(yàn)值為115.684（df=11），已知給定顯著度0.05，自由度為11的卡方臨界值為19.675，從而判定在給定的顯著度、自由度下，模型檢驗(yàn)的卡方檢驗(yàn)值115.684＞19.675，且相應(yīng)的sig值小于0.001，說明模型通過檢驗(yàn)。同時(shí)，Nagelkerke R2=0.425，也表明模型擬合良好。依據(jù)回歸系數(shù)，發(fā)現(xiàn)“是否兒女雙全”對(duì)低保老人的生活滿意度產(chǎn)生顯著的正向影響，兒女雙全的低保老人感到生活滿意的幾率更高，是非兒女雙全低保老人的7倍多（=exp1.997），假設(shè)2得到證實(shí)。

表2 低保老人生活滿意度分布狀況（N=303）

控制變量中，“健康程度”、“教育年限”、“家庭關(guān)系”與因變量存在顯著的正相關(guān)，表明健康狀況越好，教育年限越長(zhǎng)，家庭關(guān)系越佳的低保老人生活滿意度水平越高。戶籍類型上，農(nóng)村低保老人感到生活滿意的幾率更高，約是城市低保老人的4倍（=exp1.387）。

（三）“僅有兒子”或“僅有女兒”對(duì)低保老人“生活滿意度”的影響

基于上述結(jié)論，剔除子女性別情況為“無兒無女”和“兒女雙全”的樣本，保留樣本158份，進(jìn)一步探索僅有兒子的低保老人與僅有女兒的低保老人在生活滿意度上是否存在顯著差異。模型Ⅲ以“子女性別組成”為自變量，由于此時(shí)該變量?jī)H保留有“僅有女兒”、“僅有兒子”兩種取值情況，將其重新編碼為二分變量，“僅有女兒”=0，“僅有兒子”=1，與因變量、控制變量一起構(gòu)建二元Logistic回歸模型，結(jié)果見表4所示。從模型運(yùn)行結(jié)果來看，模型系數(shù)的綜合檢驗(yàn)（模型 P值＜0.001），Nagelkerke R2=0.386，表明模型擬合良好，可以采用。核心自變量“子女性別組成”在0.05的顯著水平下與因變量不相關(guān)，說明僅有兒子的低保老人與僅有女兒的低保老人生活滿意度無顯著差異，假設(shè)3得到證實(shí)。

控制變量中，僅有“家庭關(guān)系”、“戶籍類型”與因變量顯著相關(guān)。其中，農(nóng)村低保老人感到生活滿意的幾率高出城市低保老人2.363倍（=exp1.213-1）；家庭關(guān)系對(duì)低保老人生活滿意度具有正向影響，家庭關(guān)系良好的低保老人更傾向于感到生活滿意，感到滿意的幾率是家庭關(guān)系不良者的近50倍（=exp3.904）。此外，“健康程度”（P=0.113）、“教育年限”（P=0.139）兩個(gè)變量雖與因變量不顯著相關(guān)，但二者系數(shù)均為正，從反映的趨勢(shì)看，與模型Ⅰ、模型Ⅱ的結(jié)論具有一致性。

（四）“子女性別組成”對(duì)低保老人“生活滿意度”的影響

對(duì)上述三個(gè)模型的結(jié)論進(jìn)行推導(dǎo)，可初步得到如下判斷：兒女雙全的低保老人生活滿意度最高，僅有兒子的低保老人與僅有女兒的低保老人生活滿意度不存在顯著差異，無兒無女低保老人的生活滿意度最低。但考慮到各模型樣本量不完全相同，結(jié)論不宜直接互套，還需對(duì)上述判斷做進(jìn)一步驗(yàn)證。

表3“是否有孩子”、“是否兒女雙全”對(duì)低保老人“生活滿意度”影響的回歸模型

模型Ⅳ選取全體樣本，以“子女性別組成”（包含了全部的四種情況）為自變量，結(jié)果見表5所示。從運(yùn)行結(jié)果來看，模型系數(shù)的綜合檢驗(yàn)（模型P值＜0.001），Nagelkerke R2=0.429，表明模型具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義且擬合程度良好。核心自變量“子女性別組成”與低保老人生活滿意度顯著相關(guān)。以“無兒無女”為參照組，其他三組的生活滿意水平均高出參照組。其中，“兒女雙全”的低保老人生活滿意度最高，感到滿意的幾率是參照組的9倍多（=exp2.212）；““僅有兒子”或“僅有女兒”的低保老人感到滿意的幾率分別是參照組的1.560（=exp0.445）、1.168倍（=exp0.155），由于優(yōu)勢(shì)比差別不大，二者可被視作處于同一等級(jí)梯度。這證實(shí)了兒女雙全的低保老人生活滿意度最高，無兒無女的低保老人生活滿意度最低，僅有兒子的低保老人與僅有女兒的低保老人生活滿意度大致相當(dāng)，無顯著差異的論斷。

除核心自變量外，“戶籍程度”、“健康程度”、“教育年限”、“家庭關(guān)系”等變量也與低保老人生活滿意度顯著相關(guān)。具體來說，健康、教育、家庭關(guān)系對(duì)低保老人生活滿意度均具有正向影響，農(nóng)村老人感到生活滿意的幾率高出城市老人3.083倍（=exp1.407-1）。

表4“僅有兒子”或“僅有女兒”對(duì)低保老人“生活滿意度”影響的回歸模型

四、結(jié)論與討論

本研究證實(shí)了子女性別組成與低保老人生活滿意度顯著相關(guān)的假設(shè)。低保老人感到生活滿意者的比例略高于不滿意者，有孩子的低保老人生活滿意度顯著高于沒有孩子的低保老人；在有孩子的低保老人中，兒女雙全的低保老人生活滿意度最高，僅有兒子的低保老人與僅有女兒的低保老人生活滿意度大致相當(dāng)，不存在顯著差距。除自變量“子女性別組成”外，上述模型中還有一些因素與低保老人生活滿意度間呈現(xiàn)出較為穩(wěn)定的相關(guān)關(guān)系。具體來說，健康程度、教育年限、家庭關(guān)系對(duì)低保老人生活滿意度具有顯著正向影響，健康程度良好，教育年限長(zhǎng)且家庭關(guān)系和睦的低保老人生活滿意度更高。在城鄉(xiāng)比較中，農(nóng)村低保老人感到生活滿意的幾率更高，這反映出滿意度評(píng)價(jià)的相對(duì)性。盡管城市擁有更好的物質(zhì)條件與服務(wù)水平，但對(duì)于缺乏消費(fèi)能力的低保老人來說，這反而使其在橫向比較中加深了對(duì)自身邊緣化處境的感知，不利于其生活滿意度的提高。

實(shí)證研究一方面驗(yàn)證了子女?dāng)?shù)從無到有產(chǎn)生的門檻效應(yīng)（郭志剛，2002）[16]；另一方面，表明兒子與女兒對(duì)低保老人生活滿意度具有同等的正向影響，支持了一些學(xué)者關(guān)于女兒更多參與養(yǎng)老，在老人生活中發(fā)揮更大作用，子女影響的性別差異減小，老人從單方面依靠?jī)鹤酉蛞揽咳孔优D(zhuǎn)變（范成杰，2009[21]；郭志剛、劉鵬，2007[22]；楊立雄、李星瑤，2008[17]）的觀點(diǎn)?！皟鹤优畠阂粯雍谩钡默F(xiàn)實(shí)發(fā)現(xiàn)有助于改變“養(yǎng)兒防老”傳統(tǒng)觀念下的男孩偏好，推動(dòng)平等性別觀與科學(xué)生育觀的普及，這對(duì)于保護(hù)女性生命權(quán)，形成相對(duì)平衡的出生人口性別比也是一個(gè)利好消息。

表5“子女性別組成”對(duì)低保老人“生活滿意度”影響的回歸模型

本研究的政策啟示意義包括以下幾個(gè)方面。首先，推行低保的分類救助，給予無子女低保老人有效的政策幫扶。貧困與婚配難之間關(guān)系密切（何紹輝，2010[23]；孟陽、李樹茁，2017[24]），低保戶在婚姻市場(chǎng)中常處于不利地位。本次研究中，未婚低保老人占總調(diào)查對(duì)象的4.3%，這一比例遠(yuǎn)高于2015年全國1%人口抽樣調(diào)查，50歲以上未婚人口僅占比0.23%的結(jié)果，且有近一半的（43.8%）低保老人無兒無女。相較于有孩子者，低保老人群體中大量存在的“孤老”人員生活滿意程度更低，亟需社會(huì)保護(hù)。政策制定者應(yīng)關(guān)注并有效回應(yīng)低保群體內(nèi)部的差異性，改變“一刀切”的救助方法，推行低保分類救助，通過部門聯(lián)動(dòng)與社區(qū)協(xié)審，建立完整的低保對(duì)象檔案庫（韓玲、趙司嘉，2008[25]），及時(shí)掌握受助者的實(shí)際需求，對(duì)包括無子女低保老人在內(nèi)的特困人員適度上浮救助標(biāo)準(zhǔn)，并依據(jù)無子女老人的年齡、健康狀況等提供相應(yīng)的居家照料服務(wù)及大病救助、日常護(hù)理補(bǔ)貼等配套救助。

其次，提高性別平等意識(shí)，促進(jìn)社會(huì)性別主流化，保障女性的正當(dāng)權(quán)益。研究發(fā)現(xiàn)，僅有兒子的低保老人與僅有女兒的低保老人生活滿意度不存在顯著差距，表明女兒已成為養(yǎng)老的重要支持力量，傳統(tǒng)父系家族制度下，女性缺乏財(cái)產(chǎn)繼承權(quán)，但同時(shí)也較少被要求承擔(dān)贍養(yǎng)責(zé)任的相對(duì)平衡關(guān)系發(fā)生變化。盡管在制度層面，中國對(duì)女性權(quán)益已做出明確規(guī)定，但在現(xiàn)實(shí)層面，女兒養(yǎng)老義務(wù)的強(qiáng)化與女性權(quán)利的增長(zhǎng)卻并不同步，特別是在農(nóng)村地區(qū)，兩性間權(quán)利與義務(wù)的不公平現(xiàn)象時(shí)有出現(xiàn)（唐燦、馬春華、石金群，2009[26]；高華，2012[27]）。對(duì)此，一方面，應(yīng)積極推廣性別平等意識(shí)，改變傳統(tǒng)的男性財(cái)產(chǎn)繼承制，建設(shè)先進(jìn)的性別文化；另一方面，應(yīng)加強(qiáng)法制宣傳工作，增強(qiáng)女性自身的權(quán)利意識(shí)，貫徹落實(shí)相關(guān)法律法規(guī)，使女性的合法權(quán)益得到真正落實(shí)。

再次，全面推進(jìn)“六個(gè)老有”，構(gòu)建多層次的社會(huì)保障體系。低保老人的生活滿意度不僅受生理層面健康狀況的影響，也與精神層面的教育程度有關(guān)。社會(huì)保障的最終目的就是要改善個(gè)人的福利狀況，提升個(gè)人的生活品質(zhì)，因此這一目標(biāo)的達(dá)成既需要關(guān)注低保老人的物質(zhì)需求，向其提供必要的經(jīng)濟(jì)支持，通過繳費(fèi)補(bǔ)貼的方式鼓勵(lì)低保老人參與養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)，不斷提高社會(huì)保險(xiǎn)的實(shí)際效力，做到老有所養(yǎng)、老有所醫(yī)；同時(shí)也需要關(guān)注低保老人的精神需求，通過創(chuàng)辦老年大學(xué)、社區(qū)活動(dòng)中心，組建老年文娛團(tuán)隊(duì)等方式，引導(dǎo)老年群體共建共享先進(jìn)文化，做到老有所為、老有所學(xué)、老有所教、老有所樂。

最后，重視家庭建設(shè)，樹立和諧家風(fēng)。家庭是社會(huì)的基本組成單位，是老人主要的生活場(chǎng)所。研究表明，和睦的家庭關(guān)系有助于提升生活滿意度。特別是在經(jīng)濟(jì)壓力較大的低保家庭中，伴隨個(gè)人身體狀況和勞動(dòng)能力的衰退，老年父母將自身視作兒女和家庭負(fù)累的可能性增大，更需要家人的關(guān)心愛護(hù)。家庭建設(shè)應(yīng)堅(jiān)持制度與文化兩條路徑的協(xié)同推進(jìn)，在制度上，進(jìn)一步構(gòu)建家庭福利政策體系，對(duì)承擔(dān)贍養(yǎng)老人責(zé)任的子女給予照顧者補(bǔ)貼、社區(qū)替代性服務(wù)等支持家庭的福利措施；在文化上，大力倡導(dǎo)正確的老年觀、老人觀，弘揚(yáng)敬老愛老的傳統(tǒng)美德與倫理規(guī)范，形成代際和諧的良好家風(fēng)。?