子女養(yǎng)老的成年居民養(yǎng)老意愿影響因素
——基于2013年中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)資料的分析

戴璟 羅姝婷 李偉

(1昆明理工大學(xué)管理與經(jīng)濟學(xué)院，云南 昆明 650093;2云南省第一人民醫(yī)院)

2013年12月，中國社會科學(xué)院發(fā)布的《社會藍(lán)皮書：2014 年中國社會形勢分析與預(yù)測》中指出：“中國人口老齡化開始加速，2013 年，中國60歲及以上老年人口達(dá)到 2 億人”〔1〕。根據(jù)聯(lián)合國確定的劃分標(biāo)準(zhǔn)，當(dāng)一個國家或地區(qū)60歲及以上人口比例達(dá)到10%或65歲及以上人口比例達(dá)7%，意味著這個國家或地區(qū)進入老齡化。中國已經(jīng)步入老齡化社會，居民的養(yǎng)老問題成為我國社會亟待解決的問題。隨著人口老齡化的加速，我國政府已經(jīng)采取了一系列措施來解決老年人的養(yǎng)老問題，居民的養(yǎng)老方式也發(fā)生了改變，社區(qū)養(yǎng)老、機構(gòu)養(yǎng)老等新的養(yǎng)老方式正在興起。然而，家庭養(yǎng)老仍是我國的主要養(yǎng)老模式，在這種模式下，老人更能體會到來自親人尤其是子女的物質(zhì)照顧和精神關(guān)愛，中國的孝道文化得到傳承。在家庭養(yǎng)老仍是我國主要養(yǎng)老方式之一的背景下，本文運用2013年的中國綜合社會調(diào)查(CGSS2013)的數(shù)據(jù)，采用多層線性模型對成年居民的養(yǎng)老意愿，尤其是居民是否更愿意由子女養(yǎng)老進行研究分析。

1 對象與方法

1.1對象 本文采用的個人層面的數(shù)據(jù)來自于CGSS2013，該調(diào)查采用4級分層不等概率抽樣，覆蓋了全國28個省份和直轄市，包含11 438個樣本量。去除相應(yīng)信息缺失的觀測值，本文得到的有效樣本為11 387人，數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計見表1。受訪者均為大于18歲以上的成年居民，其中，男5 734例，女5 653例，城鎮(zhèn)居民為6 990例，農(nóng)村居民為4 397例。平均年齡(48.60±16.39)歲，受教育年限≤6年4 056例，7～12年5 478例，>12年1 853例，有工作7 120例，有配偶8 954例，有養(yǎng)老保險7 785例，個人年收入≤5 000元3 005例，5 001～20 000元3 237例，20 001～30 000元2 806例，>30 000元2 339例，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)為(5.01±2.16)萬元，人均可支配收入為(1.99±0.85)萬元。本文還使用了受訪者所在省市2013年的宏觀社會經(jīng)濟指標(biāo)作為省市層面的數(shù)據(jù)，其數(shù)據(jù)來源于2013年《中國城市統(tǒng)計年鑒》。

1.2統(tǒng)計方法 為了探討個人層面的因素對養(yǎng)老意愿的影響，同時也為了探討省市宏觀經(jīng)濟因素以及個人層面與宏觀層面的交互因素、宏觀層面的同層交互因素對養(yǎng)老意愿的影響，本文采用Stata14.0軟件進行多層線性模型中的隨機截距模型對數(shù)據(jù)建模分析。步驟如下：首先，對不包括任何解釋變量的零模型進行估計，將養(yǎng)老意愿的差異分解為省份、直轄市內(nèi)部和省份、直轄市之間的差異，記為模型1。然后，加入個人層面的解釋變量，記為模型2；隨后，再加入省市層面的宏觀經(jīng)濟變量，記為模型3。最后，為了探討人均GDP與人均可支配收入及這兩者與居民有無養(yǎng)老保險如何交互作用對居民的養(yǎng)老意愿產(chǎn)生影響，本文加入這3個交互項，形成最終的交互模型，記為模型4。

2 結(jié) 果

2.1養(yǎng)老意愿調(diào)查結(jié)果 養(yǎng)老意愿中，選擇子女負(fù)責(zé)養(yǎng)老者5 666例，選擇主要由子女負(fù)責(zé)和政府/子女/老人責(zé)任均攤、主要由政府負(fù)責(zé)或主要由老人自己負(fù)責(zé)者(定義為其他)5 721例。接近50%的居民選擇由子女負(fù)責(zé)養(yǎng)老，表明在當(dāng)前家庭養(yǎng)老為主要養(yǎng)老模式的背景下，大多數(shù)人在主觀意愿上仍然傾向于子女養(yǎng)老，接近35%的人認(rèn)為養(yǎng)老應(yīng)由政府、子女、老人責(zé)任均攤，有15%的人認(rèn)為養(yǎng)老應(yīng)主要由老人自己負(fù)責(zé)。

2.2分層線性模型分析結(jié)果 賦值如下：養(yǎng)老意愿(子女負(fù)責(zé)=1，其他=2)，性別(男性=1，女性=2)，年齡、人均GDP、人均可支配收入(連續(xù)形變量)，居住地類型(城鎮(zhèn)=1，農(nóng)村=2)，受教育年限(≤6年=1，7～12年=2，>12年=3)，工作狀態(tài)(有工作=1，沒有工作=2)，婚姻狀態(tài)(有配偶=1，無配偶=2)，養(yǎng)老保險(有=1，無=2)，個人年收入(≤5 000元=1，5 001～20 000元=2，20 001～30 000元=3，>30 000元=4)。表1顯示了各模型的回歸系數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)誤及顯著程度。模型1為零模型，即不包含個人層次和省市層次變量的情況。該模型的用途在于顯示出養(yǎng)老意愿的變異如何被區(qū)分為省市內(nèi)部和省市之間兩個部分。從表2的結(jié)果可以看出，這兩部分的變異量分別為0.229和0.022，因此可以計算出養(yǎng)老意愿的組內(nèi)相關(guān)系數(shù)為0.088，即0.022/(0.022+0.229)。表明養(yǎng)老意愿的變異大約有8.8%來源于省市之間的差異。按Cohens〔2〕提出的評判標(biāo)準(zhǔn)，0.088的組內(nèi)相關(guān)系數(shù)意味著達(dá)到了中等程度的關(guān)聯(lián)水平。意味著居民養(yǎng)老意愿在省市之間的分布是不一樣的，所以有必要采用多層模型來擬合有用的各省市層的變量〔3〕。

模型2在模型1的基礎(chǔ)上加入了個人層次的變量，結(jié)果顯示，年齡、居住類型、有無工作、受教育年限、婚姻狀態(tài)、有無養(yǎng)老保險對養(yǎng)老意愿影響顯著(P<0.05,P<0.01)。而性別和個人年收入對養(yǎng)老意愿影響不明顯(P>0.1)。具體來說，年齡越大的居民越不愿意由子女養(yǎng)老；相對于居住在城鎮(zhèn)的居民，居住在農(nóng)村的居民更愿意由子女養(yǎng)老；有工作的人比沒有工作的人更傾向于由子女養(yǎng)老；受過高等教育的人越不愿意由子女養(yǎng)老；相對于有配偶的群體，無配偶的群體更愿意由子女養(yǎng)老。

模型3在模型2的基礎(chǔ)上加入了省市層面的宏觀經(jīng)濟變量，從模型3的分析結(jié)果可以看出，在加入了省市層面的宏觀經(jīng)濟變量后，個人層面因素對養(yǎng)老意愿的影響程度變化不大。人均GDP對居民養(yǎng)老意愿的選擇產(chǎn)生正向影響但是并不顯著(P>0.1)，人均可支配收入對養(yǎng)老意愿產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響(P<0.05)。

模型4在模型3的基礎(chǔ)上加入了同層和跨層的交互變量。結(jié)果顯示，在加入了交互變量后，個人層面因素對養(yǎng)老意愿的影響程度變化依然不大，但是省市層面的宏觀經(jīng)濟變量對養(yǎng)老意愿的影響程度發(fā)生明顯改變。其中人均GDP對居民養(yǎng)老意愿的影響從正向變?yōu)樨?fù)向，從不顯著變?yōu)轱@著(P<0.05)，人均可支配收入對養(yǎng)老意愿的負(fù)向影響依然顯著，但程度降低(P<0.1)。模型4的結(jié)果還反映出，人均GDP與人均可支配收入交互項回歸系數(shù)顯著且為正值(P<0.1)，人均GDP與有無養(yǎng)老保險交互項回歸系數(shù)統(tǒng)計上顯著且為負(fù)值(P<0.01)，人均可支配收入與有無養(yǎng)老保險交互項回歸系數(shù)顯著且為負(fù)值。

表1 居民養(yǎng)老意愿的多層模型分析結(jié)果

1)P<0.1;2)P<0.05;3)P<0.01

3 討 論

本研究與我們前文的假設(shè)及以往的研究都是相對應(yīng)的。顯示，年齡越大的居民越傾向于非子女養(yǎng)老，這可能是因為年齡大的人已存在現(xiàn)實的養(yǎng)老問題，他們大多數(shù)已有子女，對于當(dāng)今處在生活節(jié)奏加快、競爭壓力大的社會中的子女養(yǎng)老的困難深有體會，子女為了撫養(yǎng)自己的后代、償還房貸等各種問題而自顧不暇，為了減輕子女的贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)，因此不傾向于選擇子女養(yǎng)老。受教育程度越高，越不愿意由子女養(yǎng)老，可能的原因是，受教育程度越高，對于養(yǎng)老的觀念就不再局限于傳統(tǒng)的家庭養(yǎng)老、子女養(yǎng)老的觀念，更傾向于根據(jù)自身情況來選擇適合自己的養(yǎng)老方式。性別對養(yǎng)老意愿的影響不明顯，表明對子女的性別偏好已有了較大改變，傳統(tǒng)的“養(yǎng)兒防老”觀念在逐漸弱化〔4〕。

人均GDP與人均可支配收入交互項回歸系數(shù)表明人均GDP更高的省份或直轄市，可支配收入對養(yǎng)老意愿的選擇影響更大，人均GDP越高，表明居民所在地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平越高，經(jīng)濟發(fā)達(dá)的地區(qū)，消費水平等也相對更高，所以可支配收入的多少對養(yǎng)老意愿的選擇影響更大。人均可支配收入與有無養(yǎng)老保險交互項回歸系數(shù)表明人均可支配收入越小的省份或直轄市，有無養(yǎng)老保險對居民是否更愿意由子女養(yǎng)老影響更大，因為人均可支配收入少，用于養(yǎng)老的支出也少，所以有無養(yǎng)老保險對居民養(yǎng)老選擇的重要程度更高，因而影響更大。人均GDP與有無養(yǎng)老保險交互項回歸系數(shù)表明經(jīng)濟發(fā)展水平低的省份或直轄市，有無養(yǎng)老保險對居民是否更愿意由子女養(yǎng)老影響更大，經(jīng)濟發(fā)展水平低的省市，人均可支配收入也相對較低，這與人均可支配收入與有無養(yǎng)老保險交互項回歸系數(shù)為負(fù)值的原因基本一致。

綜上，對于不同省市，在制定相關(guān)養(yǎng)老政策時不僅要考慮到居民的個體情況，同時要結(jié)合該省市的總體經(jīng)濟情況、制度保障情況而定。在以家庭養(yǎng)老為主要模式的當(dāng)代中國，多數(shù)老年人仍然更愿意由子女養(yǎng)老，但是很多老年人為了減輕子女負(fù)擔(dān)而不去選擇這種養(yǎng)老方式，所以政府在制定相關(guān)政策時也要考慮到老年人子女及家庭整體的經(jīng)濟狀況等，為養(yǎng)老負(fù)擔(dān)重的家庭提供相應(yīng)的保障。同時，促進整個省市的經(jīng)濟發(fā)展，提高人均可支配收入和養(yǎng)老保險的覆蓋程度，也會對居民養(yǎng)老意愿的選擇產(chǎn)生良性的影響。不過，雖然本研究對成年居民養(yǎng)老意愿影響因素進行了分析，但是意愿能否轉(zhuǎn)化為實際的行動還需要在未來的研究中給予關(guān)注，進行持續(xù)的跟蹤調(diào)查研究。