從“依賴養(yǎng)老”到“獨立養(yǎng)老”：中國民眾的養(yǎng)老意愿及其代際差異

From “dependency.oriented elderly care” to “independent elderly care”： the elderly care options of the Chinese population and their intergenerational differences

LONG Shu.qin， YANG Chun.hua

Using data from the 2022 national survey conducted by the Ethics Development Think Tank of Jiangsu Province， this research analyzes the current elderly care choices of the Chinese population， the intergenerational differences and their influencing factors. The study finds that the preferred option in China is “independent elderly care” rather than “dependency.oriented elderly care” and there are significant intergenerational differences. The percentage of those relying on their children for “dependency.oriented elderly care” decreases with the shift in birth years， while the percentage opting for “independent elderly care”， including self.care， institutional care， and other types of care， increases with the shift in birth years. Among the influencing factors， resource availability significantly exerts impacts which exhibit distinct intergenerational differences. Firstly， children’s situation and their number make little impacts. The presence or absence of sons only significantly affects the elderly care options of the population born in the 1950s， 1960s， and 1970s ， and the factor of only child significantly affects only those born in the 1950s and" 1960s. Secondly， family incomes are no longer the sole foundation for “dependency.oriented elderly care” but are gradually transforming into the driving force for “independent elderly care”. Those with better family incomes prefer “independent elderly care”. Thirdly， individuals with better incomes or education are more inclined towards “independent elderly care”. Therefore， resource availability， along with the intergenerational differences， gives an insight into the psychology of elderly care options in China.

［摘" 要］ 根據(jù)江蘇省道德發(fā)展智庫開展的2022年全國調(diào)查數(shù)據(jù)分析研究發(fā)現(xiàn)，中國人的理想養(yǎng)老方式正經(jīng)歷從“依賴養(yǎng)老”到“獨立養(yǎng)老”的轉(zhuǎn)變且存在顯著的代際差異，依靠子女的“依賴養(yǎng)老”比例隨出生年代的推移而遞減，而包含自我養(yǎng)老、機構(gòu)養(yǎng)老和新型養(yǎng)老的“獨立養(yǎng)老”比例則隨著出生年代的推移而遞增。從影響因素看，家庭養(yǎng)老資源和個人資源對“依賴-獨立”養(yǎng)老模式有顯著影響，且這種影響存在明顯的代際差異。首先，子女狀況對人們養(yǎng)老意愿的影響銳減，子女?dāng)?shù)量對大多數(shù)人的養(yǎng)老意愿都沒有顯著影響，且有無兒子僅僅對“50后、60后”和“70后”群體的養(yǎng)老意愿有顯著影響，子女是否為獨生子女更是僅僅在“50后、60后”群體中顯著，說明傳統(tǒng)的養(yǎng)兒防老觀念已經(jīng)發(fā)生悄然改變。其次，家庭經(jīng)濟資源不再是“依賴養(yǎng)老”的底氣，反而逐漸轉(zhuǎn)變成了“獨立養(yǎng)老”的動力，對于“50后、60后”“90后、00后”群體而言，家庭經(jīng)濟資源越好的個體反而越愿意選擇“獨立養(yǎng)老”。第三，個人的經(jīng)濟狀況越好或受教育程度越高的人越愿意選擇“獨立養(yǎng)老”。因此，家庭養(yǎng)老資源、個人資源對人們養(yǎng)老意愿產(chǎn)生作用的方式及其代際差異，奠定了未來中國社會化養(yǎng)老的心理基礎(chǔ)。

［關(guān)鍵詞］ 養(yǎng)老意愿" “依賴養(yǎng)老”" “獨立養(yǎng)老”" 代際差異

［基金項目］ 江蘇省公民道德與社會風(fēng)尚協(xié)同創(chuàng)新中心和道德發(fā)展高端智庫的國家社科基金重點項目“改革開放以來道德生活形態(tài)變遷研究”（19AZX015）階段性成果。

［作者簡介］ 龍書芹（1973—），江蘇漣水人，社會學(xué)博士，東南大學(xué)人文學(xué)院社會學(xué)系副教授，研究方向：老年社會學(xué)、道德社會學(xué)。

國家統(tǒng)計局的數(shù)據(jù)顯示，截至2022年末，全國60周歲及以上老年人口2.8億人，占總?cè)丝诘?9.8%，而2000年，該群體人口僅為1.3億，占比為10.1%；2000年到2022年，全國65周歲及以上老年人口從8821萬人增長到2.09億人，占總?cè)丝诘谋壤龔?%上升到14.9%。由此可見，我國是世界上老年人口最多的國家，且老齡人口正呈現(xiàn)快速增長的趨勢，“十四五”時期是我國整體從輕度老齡化進入中度老齡化的過渡期，也是我國應(yīng)對人口老齡化的窗口期，實施積極的老齡化國家戰(zhàn)略對當(dāng)下“未備先老”的中國老齡人口現(xiàn)狀至關(guān)重要，而“依賴養(yǎng)老”到“獨立養(yǎng)老”的養(yǎng)老觀念和養(yǎng)老模式轉(zhuǎn)變是積極老齡化戰(zhàn)略的重要一環(huán)，也是實施和執(zhí)行積極的老齡化國家戰(zhàn)略的重要前提?！蔼毩B(yǎng)老”的概念是由風(fēng)笑天教授于2006年提出的，隨著第一批獨生子女的父母進入養(yǎng)老階段，傳統(tǒng)的家庭養(yǎng)老模式的客觀基礎(chǔ)不復(fù)存在，因此他提出了“獨立養(yǎng)老”的倡議，認(rèn)為獨生子女父母要轉(zhuǎn)變養(yǎng)老觀念，從“依靠子女”轉(zhuǎn)變?yōu)椤耙揽孔约骸保瑥亩鴮崿F(xiàn)“依賴養(yǎng)老”到“獨立養(yǎng)老”的轉(zhuǎn)變[1]。隨著中國老齡化程度的加劇和積極老齡化國家戰(zhàn)略的實施，“獨立養(yǎng)老”也從倡議轉(zhuǎn)變?yōu)橐徊糠秩说酿B(yǎng)老實踐和一些群體的養(yǎng)老意愿[2]。

本文旨在了解中國民眾的養(yǎng)老意愿，探尋其在“依賴養(yǎng)老”和“獨立養(yǎng)老”維度上的分布狀況及影響因素，并在此基礎(chǔ)上揭示其代際差異，為中國積極應(yīng)對人口老齡化國家戰(zhàn)略的實施和實踐提供理論基礎(chǔ)和數(shù)據(jù)支撐。

一、文獻回顧和研究假設(shè)

養(yǎng)老意愿的影響因素可分為宏觀、中觀和微觀三個層面。宏觀因素主要涉及經(jīng)濟發(fā)展水平和養(yǎng)老福利制度，如人均GDP對人們居住意愿有顯著影響，人均GDP高的省份，老人獨立居住的意愿更容易得到滿足[3]，中觀因素主要指家庭因素和社區(qū)因素，有研究發(fā)現(xiàn)，家庭規(guī)模、居住安排、代際關(guān)系等是影響老年人養(yǎng)老意愿的重要因素[4]，而社區(qū)類型、社區(qū)養(yǎng)老設(shè)施、醫(yī)療設(shè)施等社區(qū)因素都會對老年人的養(yǎng)老意愿有顯著影響[5]，微觀因素是指個人養(yǎng)老資源。從某種意義上看，家庭養(yǎng)老資源和個人養(yǎng)老資源的多寡在很大程度上決定了人們在養(yǎng)老意愿上的“依賴”或“獨立”。

（一）家庭養(yǎng)老資源是“依賴養(yǎng)老”的底氣

所謂“依賴養(yǎng)老”是指中國傳統(tǒng)的反哺式養(yǎng)老，這種養(yǎng)老方式的基礎(chǔ)是傳統(tǒng)的孝道觀念，父母將未成年子女撫養(yǎng)成人，成年子女負(fù)責(zé)父母晚年生活的經(jīng)濟供養(yǎng)、生活照料和精神慰藉?！凹彝プ鳛槟壳梆B(yǎng)老主要場所和機構(gòu)的現(xiàn)實，以及傳統(tǒng)觀念的巨大慣性，仍然使得人們在思考老年生活時，往往總把相當(dāng)大的一部分指望放在自己的子女身上，有子女在自己身邊，是年老生病時有人照顧的重要條件，也是老年生活其他方面有依靠、有保障的重要條件”[1]，因此，家庭養(yǎng)老資源是傳統(tǒng)的依靠子女的養(yǎng)老模式的前提條件，也是人們選擇“依賴養(yǎng)老”的底氣。而子女?dāng)?shù)量、家庭經(jīng)濟狀況是最重要的家庭養(yǎng)老資源，有研究發(fā)現(xiàn)，子女?dāng)?shù)量越多的老人越愿意選擇家庭養(yǎng)老[6-7]，而獨生子女父母更傾向于入住養(yǎng)老院養(yǎng)老[8]，同時由于“養(yǎng)兒防老”的思想，有兒子的老人更愿意選擇家庭養(yǎng)老而非機構(gòu)養(yǎng)老[9]，而無論是城市還是農(nóng)村地區(qū)，家庭經(jīng)濟狀況較好的居民，均傾向于傳統(tǒng)家庭養(yǎng)老模式[10]?；诖?，本文提出如下研究假設(shè)：

研究假設(shè)1：家庭養(yǎng)老資源越充足的人，依靠子女養(yǎng)老的“依賴養(yǎng)老”傾向越明顯。

研究假設(shè)1.1：人們的子女?dāng)?shù)量越多，依靠子女養(yǎng)老的意愿越強。

研究假設(shè)1.2：有兒子的人比沒有兒子的人更傾向于“依賴養(yǎng)老”。

研究假設(shè)1.3：人們的家庭經(jīng)濟狀況越好，其“依賴養(yǎng)老”的意愿越強。

（二）個人經(jīng)濟狀況是“獨立養(yǎng)老”的前提

“獨立養(yǎng)老”不僅指老年父母在經(jīng)濟方面的自立，同時也意味著老年父母在生活照料、精神慰藉方面具有自主、自立和獨立的意識[1]，因此，經(jīng)濟狀況是最重要的個人養(yǎng)老資源，是其實踐“獨立養(yǎng)老”的前提。有研究發(fā)現(xiàn)，用退休前職業(yè)、教育水平、收入狀況、主要生活來源、所享有養(yǎng)老保險的類別等因素綜合衡量的社會經(jīng)濟地位對人們機構(gòu)養(yǎng)老的意愿有顯著影響，社會經(jīng)濟地位越高的老人越傾向于選擇機構(gòu)養(yǎng)老方式[11]，與社會經(jīng)濟地位較高的老人相比，社會經(jīng)濟地位較低的老人在日常照料上選擇的余地越少，他們得到社會化照料的可能性越低，更多的是依賴于家庭照料[12]，因此，本文提出研究假設(shè)2：個人經(jīng)濟狀況越好，其“獨立養(yǎng)老”的意愿越強。

（三）養(yǎng)老意愿的變遷彰顯出養(yǎng)老意愿的代際差異

有學(xué)者采用橫斷歷史元分析的方法考察了2000—2018年老年人養(yǎng)老意愿的時期變化趨勢，發(fā)現(xiàn)“依賴養(yǎng)老”（靠子女）的意愿呈下降趨勢，而自我養(yǎng)老意愿和機構(gòu)養(yǎng)老意愿都隨時間推進而呈現(xiàn)不同程度的上升趨勢[5]，后兩者都屬于“獨立養(yǎng)老”，這種從“依賴養(yǎng)老”到“獨立養(yǎng)老”的養(yǎng)老意愿隨時間推移而發(fā)生的變遷，實質(zhì)是不同出生隊列的老年人養(yǎng)老意愿的變化，這意味著不同出生隊列群體的養(yǎng)老意愿可能存在差異，由此提出研究假設(shè)3：人們的養(yǎng)老意愿存在顯著的代際差異。

為了探究人們的養(yǎng)老意愿存在代際差異的原因，本文將進一步分析上述家庭養(yǎng)老資源、個人資源對人們養(yǎng)老意愿的影響在不同出生隊列群體中是否存在差異，由此提出以下研究假設(shè)：

研究假設(shè)4：人們的家庭養(yǎng)老資源、個人資源對其養(yǎng)老意愿的影響存在顯著的代際差異。

二、數(shù)據(jù)和變量測量

（一）數(shù)據(jù)來源

本研究所使用的數(shù)據(jù)來自2022年的全國倫理與道德發(fā)展?fàn)顩r調(diào)查，該調(diào)查由江蘇省道德發(fā)展智庫組織，由北京大學(xué)中國國情研究中心負(fù)責(zé)調(diào)查的組織實施。為解決流動人口的覆蓋偏差問題，本項目采用“GPS/GIS輔助的地址抽樣”（GPS Assistant Area Sampling）方法[13]，以單元格內(nèi)人口數(shù)為規(guī)模度量（Measure of Size），按照分層、多階段的概率與規(guī)模成比例的方法（PPS，probabilities proportional to size）進行選取，本次調(diào)查的對象為擁有中國國籍的、在境內(nèi)地區(qū)抽中的區(qū)縣內(nèi)居住滿6個月的18—65歲的居民，港澳臺居民除外，全國調(diào)查實地共抽取了13522個符合調(diào)查資格的住宅單位，完成了8712個有效樣本，有效回答率64.4%。

（二）變量測量

1. 因變量：養(yǎng)老意愿

國內(nèi)學(xué)術(shù)界對養(yǎng)老意愿的研究聚焦于養(yǎng)老意愿的狀況、變化趨勢和影響因素，并取得了豐厚的成果，為各地的養(yǎng)老政策制定和實踐提供了理論支撐。一般認(rèn)為，養(yǎng)老意愿是指人們對養(yǎng)老行為所持的看法和態(tài)度[14-15]，但不同學(xué)者對養(yǎng)老意愿的界定各有側(cè)重。有些學(xué)者側(cè)重于“讓誰養(yǎng)”，這主要涉及養(yǎng)老責(zé)任問題，關(guān)注養(yǎng)老究竟要靠誰的問題，靠自己（包括老伴）、靠子女還是靠政府（包括集體）[16-17]；有些學(xué)者側(cè)重于“在哪養(yǎng)”，即養(yǎng)老的居住意愿及相應(yīng)的養(yǎng)老模式，研究老年人愿意在家里自己養(yǎng)老，跟子女居住養(yǎng)老還是在養(yǎng)老機構(gòu)養(yǎng)老，與之相應(yīng)的養(yǎng)老模式就是家庭養(yǎng)老、社區(qū)居家養(yǎng)老和機構(gòu)養(yǎng)老[18-19]；還有些學(xué)者側(cè)重于“養(yǎng)什么”，這主要涉及養(yǎng)老的內(nèi)容，這一點無論從法律層面還是學(xué)術(shù)界，基本都是達成一致的，即養(yǎng)老的內(nèi)容包括經(jīng)濟供養(yǎng)、生活照料和精神慰藉[20-21]。

本研究對養(yǎng)老意愿的測量是測量人們的居住意愿及相應(yīng)的養(yǎng)老模式，老年人養(yǎng)老的“依賴”與“獨立”在很大程度上都與其居住方式有關(guān)，因此因變量的測量題目為“您認(rèn)為理想的養(yǎng)老方式是怎樣的？”答案選項為“1.在自己家找保姆養(yǎng)老，2.與子女同住養(yǎng)老，3.社區(qū)居家養(yǎng)老（社區(qū)托老所、日間照顧中心、專業(yè)養(yǎng)老服務(wù)機構(gòu)上門照護），4.養(yǎng)老院養(yǎng)老，5.朋友結(jié)伴互助養(yǎng)老，6.入住專門的養(yǎng)老社區(qū)養(yǎng)老，7.（候鳥式）旅游養(yǎng)老，8.醫(yī)療與養(yǎng)老服務(wù)一體化的機構(gòu)養(yǎng)老，9.與子女在同一個小區(qū)分開居住養(yǎng)老”。由于選項較多，在建立模型時，將選項進行重新賦值，1和9重新賦值為1，命名為自我養(yǎng)老，2仍賦值為2，命名為家庭養(yǎng)老（與子女同住養(yǎng)老），4和8賦值為3，命名為機構(gòu)養(yǎng)老，5、6和7賦值為4，命名為新型養(yǎng)老，3賦值為5，為社區(qū)居家養(yǎng)老。

雖然本文探討的是“依賴養(yǎng)老”和“獨立養(yǎng)老”問題，但從依賴到獨立并不是截然的二分，而是存在中間狀態(tài)的一個序列，可以將人們從依靠子女的家庭養(yǎng)老到社區(qū)居家養(yǎng)老，再到自我養(yǎng)老、新型養(yǎng)老、機構(gòu)養(yǎng)老視為從依賴到獨立的一個序列，其中與子女同住的家庭養(yǎng)老屬于“依賴養(yǎng)老”，而包含自我養(yǎng)老、新型養(yǎng)老和機構(gòu)養(yǎng)老在內(nèi)的諸種養(yǎng)老模式，可視為“獨立養(yǎng)老”，社區(qū)居家養(yǎng)老介于“依賴養(yǎng)老”和“獨立養(yǎng)老”之間，因為難以判定社區(qū)居家養(yǎng)老中“居家”是獨自居住還是與子女同住，故將社區(qū)居家養(yǎng)老視為“準(zhǔn)獨立養(yǎng)老”。同時，由于社區(qū)居家養(yǎng)老是未來養(yǎng)老服務(wù)體系中不可或缺的重要組成部分，如果在數(shù)據(jù)分析中舍棄這一類可能會引起結(jié)果的偏差。基于以上考慮，本文沒有采取二分的編碼方式，而是將社區(qū)居家養(yǎng)老作為重要的一類，作為“依賴養(yǎng)老”和“獨立養(yǎng)老”的中間狀態(tài)，從而將上述諸種養(yǎng)老模式重新編碼為依賴—準(zhǔn)獨立—獨立的養(yǎng)老序列，將“依賴養(yǎng)老”賦值為1，準(zhǔn)“獨立養(yǎng)老”賦值為2，“獨立養(yǎng)老”賦值為3，賦值越大，代表“獨立養(yǎng)老”的意愿越強。

2. 核心自變量

本研究的核心自變量主要是三大類：家庭養(yǎng)老資源、個人資源和“世代”。

家庭養(yǎng)老資源主要包括子女狀況和家庭經(jīng)濟狀況，子女狀況則測量了總的子女?dāng)?shù)量，同時還構(gòu)建了子女是否為獨生子女、是否有兒子等變量。家庭經(jīng)濟狀況用家庭年收入來測量，分為“少于1000元”“1000—1999元”“2000—3999元”“4000—6999元”“7000—9999元”“1萬—1.9999萬元”“2萬—3.9999萬元”“4萬—5.9999萬元”“6萬—7.9999萬元”“8萬—9.9999萬元”“10萬—19.9999萬元”“20萬—29.9999萬元”“30萬—49.9999萬元”“50萬—99.9999萬元”“100萬元及以上”等層次，將每個層次按從小到大的順序進行排序編號，由于家庭年收入分的層次較多，為了模型的簡潔性，直接將各層次收入的序號作為定距變量納入模型。

個人的經(jīng)濟狀況用個人的月均收入來測量，將個人月收入分為“無收入”“1—999元”“1000—1999元”“2000—3999元”“4000—5999元”“6000—8999元”“9000—12999元”“13000—19999元”“20000元及以上”等層次，同樣的，將每個層次按從小到大的順序進行排序編號，并將各層次的序號作為定距變量納入模型。

“世代”在本研究中是指不同年代出生的群體，在同一個特定年代出生的人有一些共性，如經(jīng)歷相同或類似的歷史事件、接觸到相似的信息媒介，因而擁有相似的集體記憶、觀念乃至行為方式，本文將研究對象按出生年代分為“50后和60后”、“70后”、“80后”、“90后和00后”，探究不同出生隊列群體的養(yǎng)老意愿、影響因素及其代際差異。雖然“90后和00后”年齡尚小，可能還沒有考慮到養(yǎng)老問題，或者對養(yǎng)老問題的考慮并不成熟，該群體的養(yǎng)老意愿及其影響因素可能并不穩(wěn)定，但考慮到代際比較和前瞻意義，仍然對該群體的養(yǎng)老意愿進行了分析。

3. 控制變量

根據(jù)文獻綜述，有一些變量也對人們的養(yǎng)老意愿有顯著影響，但并非本文的研究焦點，因此將它們作為控制變量納入模型，控制變量包括性別、受教育程度、婚姻狀況和戶籍。其中性別被設(shè)置為虛擬變量，其中男性=1，女性=0；受教育程度是定距變量，用受教育年限來測量；婚姻狀況為虛擬變量，其中已婚=1，其他=0；戶籍也是虛擬變量，其中城市（非農(nóng)戶口）=1，農(nóng)村（農(nóng)業(yè)戶口）=0表1。

上述核心自變量和控制變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如下表1：

（三）數(shù)據(jù)分析方法

由于本研究的因變量為定序變量，因此擬采用序次logistic模型進行數(shù)據(jù)分析。

三、數(shù)據(jù)分析結(jié)果

（一）基本狀況

1. 理想的養(yǎng)老方式

人們的理想養(yǎng)老方式已經(jīng)呈現(xiàn)出多樣性，從具體的養(yǎng)老方式而言，比例最高的仍然是“與子女同住養(yǎng)老”，占比為37.0%，其次“社區(qū)居家養(yǎng)老（社區(qū)托老所、日間照顧中心、專業(yè)養(yǎng)老服務(wù)機構(gòu)上門照護）”，比例為19.9%，排名第三位的是“與子女在同一小區(qū)分開居住養(yǎng)老”，比例為15.5%，“在自己家找保姆養(yǎng)老”排名第四位，比例為9.2%。機構(gòu)養(yǎng)老的比例為7.5%，各種新型養(yǎng)老的比例皆低于5%，具體見表2。

從養(yǎng)老模式看，家庭養(yǎng)老排名第一，比例為37%，自我養(yǎng)老位居第二，比例為24.7%，社區(qū)居家養(yǎng)老排名第三（19.9%），雖然新型養(yǎng)老的具體養(yǎng)老方式比例都較低，但其總比例為10.9%，已成為不可忽視的一種養(yǎng)老模式。從“獨立-依賴”角度，“獨立養(yǎng)老”的比例最高，高達43.1%，已高于“依賴養(yǎng)老”的比例（37.0%）。

2. 理想養(yǎng)老方式的代際差異

卡方檢驗表明，人們的理想養(yǎng)老模式及獨立—依賴維度的養(yǎng)老意愿都存在顯著的代際差異，具體如表3和表4所示。

從養(yǎng)老模式看，選擇家庭養(yǎng)老的比例隨出生年代的推移而遞減，新型養(yǎng)老比例隨出生年代的推移而遞增，自我養(yǎng)老和機構(gòu)養(yǎng)老以1980年為界限，在1980年以后出生的群體選擇機構(gòu)養(yǎng)老和自我養(yǎng)老的比例均顯著高于1980年之前出生的群體。

從“獨立-依賴”維度看，選擇“依賴養(yǎng)老”的比例隨出生年代的推移而遞減，選擇“獨立養(yǎng)老”的比例隨出生年代的推移而遞增，而選擇“準(zhǔn)“獨立養(yǎng)老””的比例雖然相差不大，但1980年之后出生的群體選擇準(zhǔn)“獨立養(yǎng)老”的比例明顯高于1980年之前出生的群體。

（二）“依賴-獨立”養(yǎng)老的影響因素及其代際差異

就模型設(shè)置而言，本文首先將“世代”和家庭養(yǎng)老資源、個人養(yǎng)老資源、控制變量一起納入模型，結(jié)果顯示，在控制其他變量的情況下，人們的養(yǎng)老意愿確實存在顯著的代際差異，而為了進一步探究養(yǎng)老意愿的影響因素在各個出生隊列群體中是否存在差異，又分別對各個出生隊列群體設(shè)置了模型，為了模型的簡潔性，納入“世代”變量的模型結(jié)果未予顯示，僅顯示了各個出生隊列群體的模型結(jié)果。

在子女狀況方面，子女?dāng)?shù)量、是否有兒子、子女是否為獨生子女這幾個變量都可能對人們的養(yǎng)老意愿有顯著影響，而變量“子女是否為獨生子女”是由變量“子女?dāng)?shù)量”構(gòu)造而來，因此，在子女狀況這個維度，對每個出生隊列群體都分別將“是否有兒子”“子女?dāng)?shù)量”“子女是否為獨生子女”納入模型，分別分析這些變量對養(yǎng)老意愿的影響。

另外，家庭養(yǎng)老資源和個人養(yǎng)老資源中分別涉及家庭年收入和個人月收入，這二者之間存在一定相關(guān)性，但經(jīng)過共線性診斷，其VIF分別為1.753和1.988，遠(yuǎn)小于10，因此，這兩個變量之間并不存在顯著的多重共線性，可將其一起納入模型，具體如表5和表6所示。

對于“90后、00后”群體而言，是否有兒子、子女是否為獨生子女對其養(yǎng)老意愿的選擇都沒有顯著影響，子女?dāng)?shù)量有顯著影響，其系數(shù)為負(fù)數(shù)，表明子女?dāng)?shù)量越多的人選擇“獨立養(yǎng)老”的概率越小。而家庭年收入、個人月收入都對其“依賴-獨立”養(yǎng)老模式的選擇有顯著影響，其中家庭年收入的系數(shù)為正數(shù)，表明家庭年收入越高的個體選擇“獨立養(yǎng)老”的概率越高，就個人月收入而言，其在模型1中的系數(shù)為負(fù)數(shù)，但由于系數(shù)不顯著，所以可以忽略，而在模型2和3中，其系數(shù)都為正數(shù)，表明個人月收入越高的個體，選擇“獨立養(yǎng)老”的概率越高。

對于“80后”群體，子女狀況對其養(yǎng)老意愿的選擇都沒有顯著影響，家庭年收入對其養(yǎng)老意愿也沒有顯著影響，僅個人月收入有顯著影響，其系數(shù)為正數(shù)，表明個人月收入越高的人選擇“獨立養(yǎng)老”的概率越高。

對于“70后”群體，子女?dāng)?shù)量、子女是否為獨生子女都對其養(yǎng)老意愿沒有顯著影響，“是否有兒子”這一變量在0.1的顯著性水平下對養(yǎng)老意愿有影響，其系數(shù)為負(fù)數(shù)，表明有兒子的人比沒有兒子的人選擇“獨立養(yǎng)老”的概率更低。就經(jīng)濟狀況而言，個人月收入和家庭年收入都有顯著影響，但影響的方向相反，個人月收入的系數(shù)為正數(shù)，表明個人月收入越高的個體選擇“獨立養(yǎng)老”的概率越大，而家庭年收入的系數(shù)為負(fù)數(shù)，表明家庭年收入越高的個體選擇“依賴養(yǎng)老”的概率越大。

對“50后、60后”群體，“是否有兒子”“子女是否為獨生子女”都對其養(yǎng)老意愿有顯著影響，表現(xiàn)為有兒子的人比沒有兒子的人選擇“獨立養(yǎng)老”的概率更低，而子女為獨生子女的人選擇“獨立養(yǎng)老”的概率更高。經(jīng)濟狀況方面，個人月收入對“50后、60后”群體的養(yǎng)老意愿沒有顯著影響，家庭年收入有顯著影響，其系數(shù)為正數(shù)，表明家庭年收入越高的個體選擇“獨立養(yǎng)老”的概率越大。

綜而述之，研究假設(shè)3得到了驗證，即人們的養(yǎng)老意愿存在顯著的代際差異。研究假設(shè)1和研究假設(shè)2的驗證情況則較為復(fù)雜。首先，研究假設(shè)1.1僅僅在“90后、00后”群體中得到驗證，在其他幾個出生隊列中，子女?dāng)?shù)量對人們的養(yǎng)老意愿都沒有顯著影響。其次，研究假設(shè)1.2在“50后、60后”和“70后”這兩個群體中得到了驗證，有兒子的人比沒有兒子的人選擇“獨立養(yǎng)老”的概率更低，更傾向于“依賴養(yǎng)老”。第三，研究假設(shè)1.3僅在“70后”群體中得到了驗證，表現(xiàn)為家庭年收入越高的“70后”群體選擇“依賴養(yǎng)老”的概率越高。但是在“50后、60后”及“90后、00后”群體中，家庭年收入同樣有顯著影響，但與研究假設(shè)1.3的影響方向相反，表現(xiàn)為家庭年收入越高的“50后、60后”及“90后、00后”群體選擇“獨立養(yǎng)老”的概率越高。第四，研究假設(shè)2僅在“50后、60后”群體未得到驗證，個人月收入對“50后、60后”群體沒有顯著影響，在其他群體中都得到了驗證，表現(xiàn)為個人月收入越高的人選擇“獨立養(yǎng)老”的概率越高，因此研究假設(shè)1和研究假設(shè)2都僅僅是得到部分驗證，家庭養(yǎng)老資源、個人養(yǎng)老資源確實會對人們的養(yǎng)老意愿有顯著影響，但這些影響在不同出生隊列群體中有不同的表現(xiàn)方式，因此研究假設(shè)4得到驗證。

最后，雖然控制變量不是本文研究的焦點，但從中能看出人們的養(yǎng)老意愿在不同維度的群體差異性。綜合所有模型的結(jié)果，控制變量對因變量的影響如下：性別在不同年齡群中的作用有所差異，從總體看，男性比女性更不愿意選擇“獨立養(yǎng)老”。教育程度對各個出生隊列群體的養(yǎng)老意愿都有影響，且影響的方式一致，都表現(xiàn)為受教育程度越高的人選擇“獨立養(yǎng)老”的概率越大?；橐鰻顩r對“50后、60后”群體有顯著影響，表現(xiàn)為已婚狀態(tài)的人更愿意選擇“獨立養(yǎng)老”。城鄉(xiāng)對“80后”群體的養(yǎng)老意愿沒有顯著影響，對“50后、60后”、“70后”群體養(yǎng)老意愿有顯著影響，其影響方向一致，即城市居民更愿意選擇“獨立養(yǎng)老”，但有意思的是，對于“90后、00后”群體，城市居民反而更愿意選擇依靠子女的“依賴養(yǎng)老”。

四、結(jié)論與討論

本文運用全國調(diào)查數(shù)據(jù)分析了人們的養(yǎng)老意愿及其影響因素，并在此基礎(chǔ)上揭示其代際差異。數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，人們的理想養(yǎng)老方式正經(jīng)歷從“依賴養(yǎng)老”到“獨立養(yǎng)老”的轉(zhuǎn)變，選擇依靠子女的“依賴養(yǎng)老”（家庭養(yǎng)老）的比例已不足4成（37%），選擇由自我養(yǎng)老、機構(gòu)養(yǎng)老和各種各樣的新型養(yǎng)老構(gòu)成的“獨立養(yǎng)老”的比例為43.1%，另有19.9%人選擇了“準(zhǔn)獨立養(yǎng)老”（社區(qū)居家養(yǎng)老），因此，從“依賴養(yǎng)老”到“獨立養(yǎng)老”的轉(zhuǎn)變似乎已經(jīng)從專家倡議變?yōu)榱似胀ɡ习傩盏酿B(yǎng)老意愿。

人們在“依賴-獨立”養(yǎng)老意愿的選擇上存在顯著的代際差異，“依賴養(yǎng)老”的比例隨著年齡增大而遞增，選擇“獨立養(yǎng)老”的比例則隨著年齡增大而遞減，而選擇“準(zhǔn)獨立養(yǎng)老”的比例雖然在各個出生隊列群體中相差不大，但1980年之后出生的群體選擇“準(zhǔn)獨立養(yǎng)老”的比例明顯高于1980年之前出生的群體。家庭養(yǎng)老資源和個人養(yǎng)老資源對“依賴-獨立”養(yǎng)老模式的選擇有顯著影響，且家庭養(yǎng)老資源的各個維度及個人經(jīng)濟狀況對養(yǎng)老意愿的影響在不同出生隊列群體中的表現(xiàn)都各不相同。從總體趨勢看，家庭養(yǎng)老資源不再是“依賴養(yǎng)老”的底氣，反而逐漸轉(zhuǎn)變成了“獨立養(yǎng)老”的動力，這一方面表現(xiàn)為子女狀況對人們養(yǎng)老意愿的影響銳減，子女?dāng)?shù)量對大多數(shù)人的養(yǎng)老意愿都沒有顯著影響，且有無兒子僅僅對“50后、60后”和“70后”群體的養(yǎng)老意愿有顯著影響，對年輕一代養(yǎng)老意愿的影響不再顯著，是否獨生子女更是僅僅在“50后、60后”群體中顯著，對“70后”及之后的群體已不再有影響，這充分說明傳統(tǒng)的“養(yǎng)兒防老”觀念已悄然發(fā)生改變。另一方面，家庭經(jīng)濟狀況似乎是“獨立養(yǎng)老”而非“依賴養(yǎng)老”的底氣。家庭經(jīng)濟狀況越好的個體反而越愿意選擇“獨立養(yǎng)老”，這在“50后、60后”和“90后、00后”群體中都表現(xiàn)出這樣的規(guī)律。就個人養(yǎng)老資源而言，個人經(jīng)濟狀況越好，選擇“獨立養(yǎng)老”的概率越大。個人的受教育程度雖然不是個人的養(yǎng)老資源，但它會深刻影響人們的養(yǎng)老觀念，模型結(jié)果也顯示，受教育年限越長的人選擇“獨立養(yǎng)老”的概率越高，而根據(jù)中央財經(jīng)大學(xué)人力資本與勞動經(jīng)濟研究中心近日發(fā)布的《中國人力資本報告2022》中的數(shù)據(jù)https：//humancapital.cufe.edu.cn/rlzbzsxm/zgrlzbzsxm2022/zgrlzbzsbgqw_zw_.htm.，2001—2020年間，全國勞動力人口的平均受教育年限從8.4年上升到了10.7年，其中城鎮(zhèn)從9.8年上升到了11.6年，鄉(xiāng)村從7.5年上升到了9.2年，這說明我國人口平均受教育年限的提高已經(jīng)成為現(xiàn)實，而這無疑將推動人們的養(yǎng)老意愿從“依賴養(yǎng)老”向“獨立養(yǎng)老”的轉(zhuǎn)變。

從出生隊列看，不僅“80后”“90后、00后”有非常高的“獨立養(yǎng)老”的意愿，正邁入老齡生活的“50后、60后”和“70后”也同樣有著較高的“獨立養(yǎng)老”和“準(zhǔn)獨立養(yǎng)老”的意愿，這兩個群體選擇“獨立養(yǎng)老”的比例都超過35%，選擇“準(zhǔn)獨立養(yǎng)老”的比例都超過18%。但需要強調(diào)的是，不能將“獨立養(yǎng)老”等同于機構(gòu)養(yǎng)老，機構(gòu)養(yǎng)老僅僅是“獨立養(yǎng)老”的一個組成部分，雖然各個出生隊列的群體選擇“獨立養(yǎng)老”的比例都比較高，但機構(gòu)養(yǎng)老的比例始終不高，即使在機構(gòu)養(yǎng)老意愿最高的“90后、00后”群體中，也僅有10.5%的人選擇機構(gòu)養(yǎng)老，而其他群體選擇養(yǎng)老機構(gòu)的比例都不足10%。這就對其他社會化養(yǎng)老資源的配置提出新的要求，最重要的是居家養(yǎng)老的社會化服務(wù)資源的充分提供，充足供應(yīng)的居家養(yǎng)老的社會化服務(wù)資源有助于幫助有支付能力的群體實現(xiàn)居家自我養(yǎng)老，從而讓人們自我養(yǎng)老的意愿得以實現(xiàn)。同時，居家養(yǎng)老服務(wù)也可以很自然地過渡到社區(qū)居家養(yǎng)老，這既能滿足老年人在家養(yǎng)老的心理需求，又能很好地減輕子女日常照料的負(fù)擔(dān)，從而既減輕家庭養(yǎng)老的壓力，也可以彌補機構(gòu)養(yǎng)老的不足，因此，作為“準(zhǔn)獨立養(yǎng)老”模式的社區(qū)居家養(yǎng)老雖然目前在人們的養(yǎng)老意愿選擇中的排序并不高，各個出生隊列群體的選擇比例都在20%左右，但卻是未來最大有可為的一種養(yǎng)老模式。期待國家在頂層設(shè)計和制度安排上以人們的養(yǎng)老意愿為基礎(chǔ)，針對不同出生隊列群體的養(yǎng)老意愿和需求進行老齡事業(yè)的中長期規(guī)劃，合理設(shè)置并適時調(diào)整家庭養(yǎng)老服務(wù)資源、社區(qū)居家養(yǎng)老和機構(gòu)養(yǎng)老資源的配置比例，有序推進養(yǎng)老服務(wù)體系建設(shè)。

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（責(zé)任編輯" 劉" 英）