楊雅婧

摘 要：農(nóng)村地區(qū)老齡化程度較高，但主要依靠傳統(tǒng)家庭養(yǎng)老，社會化養(yǎng)老程度低，而家庭養(yǎng)老受到社會性別分工的影響，照料提供過程中存在性別差異。本文將從性別視角出發(fā)利用CLASS 2014的數(shù)據(jù)使用Logistic回歸模型對農(nóng)村老年人家庭照料的使用進(jìn)行分析?；貧w結(jié)果發(fā)現(xiàn)只有性別、婚姻、居住方式影響顯著;與男性老年人相比，女性老年人使用同性照料的可能性更低;沒有配偶的老年人多由同性照料;相對于與配偶居住的老年人，與兒子家庭同住的老年人使用同性照料的概率下降8%。

關(guān)鍵詞：家庭照料;性別視角;農(nóng)村老年人

1 研究背景及意義

我國老齡化程度日益加深，有照料需求的老年人逐漸增多，農(nóng)村地區(qū)老年人口占比較高。經(jīng)濟(jì)水平較差、城鄉(xiāng)發(fā)展失衡、勞動力外流、留守老人增多，機(jī)構(gòu)養(yǎng)老普及率不足、社會保障難以落實(shí)以及家庭結(jié)構(gòu)變化等現(xiàn)象（朱瑞偉[1]，2018;劉捷玉[2]，2019）使農(nóng)村老年人陷入家庭養(yǎng)老資源不足、社會支持不完善的尷尬境地，極大地影響了農(nóng)村老年人養(yǎng)老福利的保障和養(yǎng)老質(zhì)量的提高。由此，互助式養(yǎng)老應(yīng)運(yùn)而生，但受制于傳統(tǒng)家庭養(yǎng)老觀，互助式養(yǎng)老的實(shí)際參與率只有37%（劉妮娜[3]，2018）。在受傳統(tǒng)觀念影響較深的農(nóng)村地區(qū)，進(jìn)一步發(fā)掘可以利用的家庭資源，對提高家庭照料供給的準(zhǔn)確性和養(yǎng)老效率、提高農(nóng)村老年人養(yǎng)老福利方面有著重要的現(xiàn)實(shí)意義。

2 文獻(xiàn)綜述

農(nóng)村地區(qū)的養(yǎng)老觀更加保守（田北海等[4]，2012）。在“養(yǎng)兒防老”觀念的長期影響下，農(nóng)村逐漸形成了以成年兒子為主養(yǎng)老文化氛圍。但隨著家庭社會屬性的改變以及農(nóng)村勞動力大量涌入城市，家庭內(nèi)部的養(yǎng)老格局發(fā)生改變，照料活動主要由女兒承擔(dān)（望超凡等[5]，2019;高修娟[6]，2014），兒子依然是最廣泛意義上的養(yǎng)老責(zé)任承擔(dān)者。但也有研究表明隨著家庭核心化以及孩子數(shù)量減少，農(nóng)村地區(qū)的養(yǎng)老意愿表現(xiàn)出“去家庭化”的趨勢，子女不再是養(yǎng)老責(zé)任主體的第一選擇（丁志宏[7]，2014;安瑞霞[8]，2018）。然而機(jī)構(gòu)養(yǎng)老在農(nóng)村地區(qū)發(fā)展并不充分，農(nóng)村地區(qū)機(jī)構(gòu)養(yǎng)老的使用率低。因而家庭養(yǎng)老依然是農(nóng)村老年人的首選（呂雪楓[9]，2018;洪海紅[10]，2019）。

而在血親價值論的影響下，選擇照料者的過程中存在一種差序格局（姚遠(yuǎn)[11]，2000），有配偶的老年人以配偶照料優(yōu)先，而喪偶或獨(dú)居的老年人形成了一個以兒子兒媳為核心的照料同心圓，而在農(nóng)村家庭照料中兒子兒媳的地位難以撼動（杜鵬等[12]，2014）。但受傳統(tǒng)性別分工的影響，老年人日常生活照料已然呈現(xiàn)女性化趨勢，已有研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)村中兒媳照料時長高于女兒（杜鵬等，2014）。但在聚焦于日常生活照料時，由于日常照料具有較高的私密性和繁瑣性，因而主要由同性子女提供（張文娟[13]，2006）。但在傳統(tǒng)養(yǎng)老觀念的影響下，農(nóng)村老年人的日常照料可能難以保證由同性提供照料，進(jìn)而影響正常照料。此外照料提供也受家庭稟賦的影響，家庭結(jié)構(gòu)、子女?dāng)?shù)量、居住方式是是影響家庭照料使用的重要因素（劉曉婷等[14]，2016;謝桂華[15]，2009）。

3 數(shù)據(jù)來源和分析方法

3.1 數(shù)據(jù)來源

本研究使用中國老齡社會追蹤調(diào)查（China Longitudinal Aging Social Survey，CLASS）2014年的調(diào)查數(shù)據(jù)，中國老齡社會追蹤調(diào)查是一個具有全國性和連續(xù)性的大型社會調(diào)查，調(diào)查對象為60歲以上的老年人，共得到11511個有效樣本。根據(jù)研究需要，農(nóng)村由子女提供日常生活照料的樣本為226個，刪除主要變量缺失后樣本量為184。

3.2 變量設(shè)置和研究方法

基于研究問題，因變量為家庭照料提供者，根據(jù)照料者與被照料者性別分為“同性照料”和“異性照料”兩類。自變量包括老年人個體特征、以及家庭稟賦兩大部分。個體特征包括年齡、性別、受教育程度、婚姻狀況和健康自評。家庭稟賦則包括孩子數(shù)量、家庭類型以及居住方式，其中孩子數(shù)量包括健在孩子總數(shù)和健在兒子數(shù)量。

由于因變量為二分變量，因此使用Logistic回歸分析選擇同性或異性照料者的影響因素和人群差異。具體公式為：

其中p為同性照料的概率，為年齡、性別、居住方式、子女?dāng)?shù)量等相關(guān)自變量，為回歸系數(shù)。

4 數(shù)據(jù)分析

4.1 描述統(tǒng)計(jì)

總體來看同性照料較為普遍，具體而言130人由男性提供照料，96人由女性提供照料，由同性照料的老年人比由異性照料的老年人多10.82%。中低齡、男性、受過教育、只有女兒或兒子的老年人由同性照料的比例更高。高齡、女性異性照料的比例更高，具體數(shù)據(jù)詳見表1。

4.2 實(shí)證分析

方差分析顯示，婚姻狀況、健康自評以及居住方式中照料方式不存在顯著差異。使用Logistic 回歸模型，將所有的自變量納入模型后發(fā)現(xiàn)，性別、有無配偶和居住方式對照料者性別影響顯著，女性老年人由同性照料的概率降低32%，女性老年人多為異性照料，而男性老年人則多為同性照料。沒有配偶的老年人使用同性照料的可能性是有配偶老年人的3.08倍，與兒子家庭同住的老年人相對于與配偶居住的老年人使用同性照料的概率下降8%，但現(xiàn)有的分析結(jié)果并不能很好地區(qū)別其中存在的性別差異，因此需進(jìn)一步探索。

由于農(nóng)村地區(qū)受“養(yǎng)兒防老”觀念影響較大，此外生活習(xí)慣和文化傳統(tǒng)皆對兒子養(yǎng)老的傳統(tǒng)加以強(qiáng)化，因此農(nóng)村老年人的居住方式主要為“三代同住”特別是與兒子家庭同?。ㄌ铺煸吹萚16]，2016）。而在這樣的居住安排下，照料是否依然為同性照料呢？

與兒子家庭同住的老年人由同性或異性照料的比例相似，近乎于各占一半，其中同性照料的概率略高于異性。而考慮到老年人性別，將居住方式與老年人性別進(jìn)行交互后得到四種類型，但樣本中不存在與配偶同住的男性老年人。與兒子同住的男性老年人中75%由同性照料，已有研究發(fā)現(xiàn)，選擇與主干家庭同住的老年人大多自理能力較差（王萍等[ ]，2018），需要有人為其提供照料，但男性老年人的日常照料大多涉及助廁、助浴、助行等涉及私密和體力的活動，兒子在這方面的照料更加合適。但女性老年人與兒子同住時卻表現(xiàn)為由異性照料的比例略高，在女性老年人的照料中也涉及力量需求的照料需要男性提供幫助，但對涉及隱私性的照料同樣應(yīng)由同性照料者更為合適，與現(xiàn)實(shí)相悖的原因可能與主要日常生活照料者的理解偏差有關(guān)，因而在一定程度上未能切實(shí)反映照料的實(shí)際提供者。

5 結(jié)論與不足

第一，傳統(tǒng)養(yǎng)老觀念對老年人接受照料存在較大影響。農(nóng)村地區(qū)較為認(rèn)同“養(yǎng)兒防老”這一觀念，照料活動主要由兒子承擔(dān)。對于有配偶的老年人，照料主要提供者是配偶，子女及其家庭的照料主要作為一種補(bǔ)充性資源，子女多提供同性之間的照料，但是老年人一旦喪偶在傳統(tǒng)養(yǎng)老觀念的驅(qū)使下，老年人往往會選擇由兒子提供照料，這將導(dǎo)致更多地女性老年人由異性提供照料，從而表現(xiàn)出男性的同性照料傾向和女性的異性照料傾向。

第二，絕大多數(shù)的老年人皆由同性照料，兒媳在女性老年人的照料中發(fā)揮較大作用。在兒子提供照料為主流的照料環(huán)境下，女性老年人受到同性照料的比例高于男性受到異性照料的比例，印證了私密性照料活動由同性提供的論斷。但由于調(diào)查問題本身并未完全反映實(shí)際日常生活照料提供者，因此與兒子家庭同住的女性老年人由異性照料的比例略高。

參考文獻(xiàn)：

[1] 朱瑞偉. 家庭子女結(jié)構(gòu)對老年人養(yǎng)老效果影響的實(shí)證研究[D].山東大學(xué)，2018.

[2] 劉捷玉.中國農(nóng)村家庭養(yǎng)老現(xiàn)狀：人口流動下的家庭照顧循環(huán)[J/OL].開放時代，2019（01）：179-193+7[2019-05-19].http：//kns.cnki.net/kcms/detail/44.1034.C.20190304.1525.014.html.

[3] 劉妮娜.中國農(nóng)村老年人互助養(yǎng)老服務(wù)參與狀況及影響因素研究[J].老齡科學(xué)研究，2018，6（12）：63-74.

[4] 田北海，雷華，鐘漲寶.生活境遇與養(yǎng)老意愿——農(nóng)村老年人家庭養(yǎng)老偏好影響因素的實(shí)證分析[J].中國農(nóng)村觀察，2012（02）：74-85.

[5] 望超凡，甘穎.農(nóng)村家庭變遷與女兒養(yǎng)老[J].華南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會科學(xué)版），2019，18（02）：59-70.

[6] 高修娟.前臺與后臺：皖北農(nóng)村“養(yǎng)老-送終”活動中的性別權(quán)力景觀[J].婦女研究論叢，2014（02）：18-24+33.

[7] 丁志宏.我國農(nóng)村中年獨(dú)生子女父母養(yǎng)老意愿研究[J].人口研究，2014，38（04）：101-111.

[8] 安瑞霞.中國農(nóng)村老年人養(yǎng)老責(zé)任認(rèn)知的影響因素分析[J].調(diào)研世界，2018（09）：3-8.

[9] 呂雪楓，于長永，游欣蓓.農(nóng)村老年人的機(jī)構(gòu)養(yǎng)老意愿及其影響因素分析——基于全國12個省份36個縣1218位農(nóng)村老年人的調(diào)查數(shù)據(jù)[J].中國農(nóng)村觀察，2018（04）：102-116.

[10] 洪海紅.農(nóng)村老年人機(jī)構(gòu)養(yǎng)老意愿影響因素探究——以HB省CD市為例[J].湖北農(nóng)業(yè)科學(xué)，2019，58（07）：157-161.

[11] 姚遠(yuǎn).血親價值論：對中國家庭養(yǎng)老機(jī)制的理論探討[J].中國人口科學(xué)，2000（06）：29-35.

[12] 杜鵬，王紅麗.老年人日常照料角色介入的差序格局研究[J].人口與發(fā)展，2014，20（05）：85-92+111.

[13] 張文娟.兒子和女兒對高齡老人日常照料的比較研究[J].人口與經(jīng)濟(jì)，2006（06）：9-13+18.

[14] 劉曉婷，侯雨薇.子女經(jīng)濟(jì)支持與失能老年人的非正式照料研究——基于CLHLS的分析[J].浙江大學(xué)學(xué)報(bào)（人文社會科學(xué)版），2016，46（04）：144-157.

[15] 謝桂華.老人的居住模式與子女的贍養(yǎng)行為[J].社會，2009，29（05）：149-167+227.

[16] 唐天源，余佳.我國老年人居住安排狀況分析——基于2012年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)[J].南方人口，2016，31（04）：50-58.

[17] 王萍，張雯劍，程亞蘭.居住安排對農(nóng)村老年人日常生活自理能力影響的跟蹤研究[J].人口學(xué)刊，2018，40（03）：93-102.