□ 侯 斌 吳宇歆

一、問(wèn)題提出

第七次全國(guó)人口普查數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)60歲以上人口的數(shù)量已達(dá)到2.6億人，占總?cè)丝诘?8.7%。預(yù)計(jì)到2025年，這一數(shù)量將達(dá)到3億人［1］。人口老齡化趨勢(shì)不斷加速，人口負(fù)擔(dān)系數(shù)不斷上升。加之家庭結(jié)構(gòu)規(guī)模小型化導(dǎo)致的老齡化高峰期養(yǎng)老壓力不斷凸顯，這使得很多年輕人開(kāi)始關(guān)注并擔(dān)憂養(yǎng)老保障問(wèn)題。2020年9月17日，富達(dá)國(guó)際和支付寶理財(cái)平臺(tái)聯(lián)合發(fā)布了《后疫情時(shí)代中國(guó)養(yǎng)老前景調(diào)查報(bào)告》，報(bào)告顯示中國(guó)居民的養(yǎng)老意識(shí)連續(xù)三年呈現(xiàn)出提高的趨勢(shì)，其中在年輕一代尤其是“85后”中，已有超過(guò)50%的受訪者表示已經(jīng)開(kāi)始儲(chǔ)蓄，這一比例超過(guò)了2019年的48%和2018年的44%［2］。同年，騰訊聯(lián)合清華大學(xué)發(fā)布了《國(guó)人養(yǎng)老準(zhǔn)備報(bào)告》，報(bào)告稱超過(guò)70%的“90后”開(kāi)始考慮提前做好養(yǎng)老準(zhǔn)備，“80后”“70后”養(yǎng)老需求也不斷提高，相應(yīng)比例達(dá)到了80%和85%［3］。以上數(shù)據(jù)顯示，社會(huì)成員尤其是青年群體對(duì)養(yǎng)老生活開(kāi)始呈現(xiàn)出擔(dān)憂趨勢(shì)，這一趨勢(shì)的多米諾骨牌效應(yīng)可能會(huì)對(duì)社會(huì)的運(yùn)行產(chǎn)生不利影響。因此，研究對(duì)于幾十年后將要步入老年生活的當(dāng)前青年群體對(duì)養(yǎng)老生活的自身焦慮狀況如何，其自我養(yǎng)老焦慮的產(chǎn)生又會(huì)受到哪些作用機(jī)制的影響，這是準(zhǔn)確把握青年群體對(duì)于未來(lái)養(yǎng)老生活的需求和期待，以及今后科學(xué)地制定相關(guān)養(yǎng)老保障政策的根本前提。

由中共中央、國(guó)務(wù)院印發(fā)實(shí)施的《中長(zhǎng)期青年發(fā)展規(guī)劃（2016—2025年）》強(qiáng)調(diào)要加強(qiáng)青年心理健康教育和服務(wù)，促進(jìn)青年身心和諧發(fā)展，加強(qiáng)對(duì)不同青年群體社會(huì)心態(tài)的研究，引導(dǎo)青年形成合理預(yù)期。青年群體的自我養(yǎng)老焦慮是心理健康和社會(huì)心態(tài)研究的新議題?！吨袊?guó)青年報(bào)》社調(diào)中心曾調(diào)查過(guò)青年群體的養(yǎng)老焦慮與職業(yè)選擇的關(guān)系，結(jié)論顯示84.5%的受訪者認(rèn)為職業(yè)選擇會(huì)在很大程度上影響到自己的養(yǎng)老焦慮和養(yǎng)老保障問(wèn)題，并且都表示希望擁有一份較為穩(wěn)定的事業(yè)編制工作，這樣不僅在職時(shí)待遇高，而且退休后養(yǎng)老金替代率也高［4］。由此可以看出，工作條件會(huì)對(duì)青年群體的養(yǎng)老焦慮產(chǎn)生重要影響。國(guó)外學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，較高的工作質(zhì)量會(huì)顯著提升人們的心理健康水平，對(duì)工作不滿意會(huì)降低工作幸福感［5］；工作的穩(wěn)定性、工作自主權(quán)以及職業(yè)發(fā)展機(jī)會(huì)都會(huì)對(duì)其心理健康產(chǎn)生顯著影響［6］［7］。國(guó)內(nèi)學(xué)者也注意到了工作條件與社會(huì)成員心理健康或生活滿意度之間的影響關(guān)系，如有研究者指出更換工作的次數(shù)、工作收入、工作技能水平均會(huì)作用于居民的生活滿意度［8］［9］，但所考察的對(duì)象局限于特定的農(nóng)村居民或農(nóng)民工，對(duì)青年群體缺乏專門研究。而且以上文獻(xiàn)的統(tǒng)計(jì)分析未能處理部分研究結(jié)論的穩(wěn)健性問(wèn)題，這就減弱了研究結(jié)論的推廣意義。此外，對(duì)于工作條件通過(guò)何種影響機(jī)制作用于社會(huì)成員的養(yǎng)老焦慮或心理健康等問(wèn)題也未給出明確回答。鑒于此，本文試圖在生態(tài)壓力過(guò)程理論模型下考察工作條件對(duì)青年群體養(yǎng)老焦慮的影響，并且從生活壓力的角度進(jìn)行機(jī)制分析。上述研究思路將通過(guò)2017年中國(guó)社會(huì)狀況綜合調(diào)查數(shù)據(jù)（Chinese Social Survey 2017）的分析加以驗(yàn)證。

二、文獻(xiàn)綜述、理論模型與研究假設(shè)

社會(huì)心理學(xué)家雅霍達(dá)認(rèn)為工作可以發(fā)揮滿足社會(huì)成員多種心理需要的潛在功能，工作中斷或者失業(yè)會(huì)導(dǎo)致這些基本心理需求無(wú)法得到滿足，從而對(duì)個(gè)體的心理健康產(chǎn)生負(fù)面影響，進(jìn)而產(chǎn)生焦慮［10］。而在業(yè)群體的心理健康水平或心理焦慮感的降低程度要顯著高于失業(yè)群體［11］。也有研究顯示，在西方社會(huì)，工作加班已經(jīng)成為一種日益普遍的社會(huì)現(xiàn)象，工作時(shí)間過(guò)長(zhǎng)會(huì)對(duì)勞動(dòng)者的心理健康水平帶來(lái)負(fù)面影響［12］［13］。這表明工作狀況與個(gè)體的心理焦慮緊密相關(guān)。而相關(guān)研究也同時(shí)顯示，工作保障是提升青年獲得感的重要影響因素，就業(yè)是關(guān)系到青年生存和發(fā)展雙重需要的重要民生議題［14］。因此，青年人的養(yǎng)老焦慮這一心理健康問(wèn)題也不可避免地會(huì)受到其工作條件的影響。在此關(guān)系下，國(guó)外研究者在對(duì)235名意大利學(xué)校青年教師的樣本分析中發(fā)現(xiàn)，有利的工作條件、積極的工作效能感會(huì)直接影響青年教師群體的心理健康水平［15］；還有研究通過(guò)使用德國(guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，工資收入、工作合同類型以及工作契合度等因素會(huì)對(duì)青年群體的生活滿意度產(chǎn)生顯著影響［16］。另外，針對(duì)中國(guó)青年群體的研究也發(fā)現(xiàn)工作因素也會(huì)對(duì)生活滿意度在內(nèi)的心理情緒變量產(chǎn)生顯著影響。楊春江等對(duì)310名農(nóng)民工數(shù)據(jù)分析得出工作時(shí)間通過(guò)影響城市融入度進(jìn)而會(huì)影響該群體的生活情緒體驗(yàn)水平［17］；張紀(jì)豪等探討了情緒耗竭在護(hù)士群體工作不安全感與生活滿意度之間的中介作用，并發(fā)現(xiàn)工作不安全感既可以直接影響其滿意度水平，又可以通過(guò)情緒耗竭間接作用于滿意度水平［18］。

以上研究結(jié)論為本研究提供了一定的啟發(fā)，但它們更多的是將研究結(jié)論建立在對(duì)現(xiàn)象的簡(jiǎn)單描述基礎(chǔ)上，容易忽視群體背后的社會(huì)心理現(xiàn)象的復(fù)雜性。由此，我們需要進(jìn)一步思考的問(wèn)題是：工作條件是通過(guò)什么機(jī)制來(lái)影響青年群體養(yǎng)老焦慮的？在這方面，精神健康社會(huì)學(xué)（sociology of mental health）的核心理論范式的最新發(fā)展——生態(tài)壓力過(guò)程模型（an ecological model of the stress process）為我們提供了一個(gè)很好的環(huán)境-社會(huì)綜合作用的理論范式指導(dǎo)。生態(tài)壓力過(guò)程模型提醒人們既要關(guān)注生態(tài)背景場(chǎng)域（context），也要關(guān)注在其中產(chǎn)生的生活壓力變量［19］，這一理論指出個(gè)體是嵌入多種交錯(cuò)的生活場(chǎng)域中的個(gè)體，傳統(tǒng)研究更多關(guān)注影響個(gè)體壓力暴露水平的宏觀階層結(jié)構(gòu)變量，而生態(tài)模型則提出個(gè)體日常生活于其中的中觀環(huán)境變量需要更多關(guān)注。生態(tài)模型的這一視角與目前社會(huì)心理學(xué)所主張的社會(huì)結(jié)構(gòu)與人格研究范式正好契合，社會(huì)結(jié)構(gòu)與人格研究范式強(qiáng)調(diào)對(duì)于社會(huì)成員社會(huì)心理的關(guān)注和研究要從宏觀結(jié)構(gòu)、中觀或鄰近結(jié)構(gòu)以及個(gè)體微觀人格和心理結(jié)構(gòu)這三個(gè)層面的交互作用中去把握［20］。以此為基礎(chǔ)，從生態(tài)壓力過(guò)程模型的理論范式出發(fā)，可以將個(gè)體微觀層面的心理焦慮看作是宏觀層面的制度結(jié)構(gòu)變量經(jīng)由中觀層面影響產(chǎn)生的結(jié)果，這一中觀層面的壓力過(guò)程變量包括遭遇到的壓力事件、事件所帶來(lái)的壓力程度等，這也體現(xiàn)了一種將經(jīng)歷生活壓力的個(gè)體嵌入于生活背景中的理論導(dǎo)向［21］。

因此，生態(tài)壓力過(guò)程模型能夠比較合理地解釋青年群體工作條件與養(yǎng)老焦慮之間的壓力性作用機(jī)制。青年群體的養(yǎng)老焦慮反應(yīng)是一個(gè)內(nèi)部隱性系統(tǒng)，其經(jīng)歷的中觀環(huán)境變量即工作條件是一個(gè)外部顯性系統(tǒng)，內(nèi)外部系統(tǒng)結(jié)合的一個(gè)中間焦點(diǎn)則是壓力性作用機(jī)制。因?yàn)榻箲]反應(yīng)的變化是以生活壓力的傳導(dǎo)和釋放為單位來(lái)應(yīng)對(duì)各種外部工作條件所帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)的，這一生態(tài)壓力過(guò)程是外部工作風(fēng)險(xiǎn)系統(tǒng)、內(nèi)部焦慮反應(yīng)系統(tǒng)以及壓力傳遞疏導(dǎo)機(jī)制共同構(gòu)成的一個(gè)函數(shù)。外部工作條件所帶來(lái)風(fēng)險(xiǎn)的本質(zhì)是不確定性的，它無(wú)處不在、無(wú)時(shí)不在，因此我們無(wú)法消除這種風(fēng)險(xiǎn)，但可以通過(guò)生活壓力疏導(dǎo)，提高保障網(wǎng)的抗風(fēng)險(xiǎn)能力，進(jìn)而減少風(fēng)險(xiǎn)沖擊帶來(lái)的傷害和養(yǎng)老焦慮情緒。

因此，本研究重點(diǎn)考察壓力性機(jī)制在工作條件與養(yǎng)老焦慮關(guān)系中發(fā)揮的作用。在這一脈絡(luò)的研究中逐漸有學(xué)者開(kāi)始關(guān)注生活壓力對(duì)個(gè)體心理焦慮的影響，但仍較缺乏，且結(jié)論不一：Hall對(duì)1078位18～55歲美國(guó)女性數(shù)據(jù)調(diào)查得出，較高的壓力生活事件評(píng)分和慢性疾病對(duì)心理健康水平呈顯著正相關(guān)［22］；Marum對(duì)4823位16歲以上的挪威居民樣本進(jìn)行研究并得出所有負(fù)面生活事件都與心理困擾和生活滿意度顯著相關(guān)的結(jié)論。在所檢查的生活事件中，財(cái)務(wù)壓力是最強(qiáng)的預(yù)測(cè)因素［23］。此外，還有研究者通過(guò)研究印證了生活壓力與青少年群體的心理健康或生活滿意度之間的顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系［24］［25］，這些生活壓力源包括了較低的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、破裂的家庭結(jié)構(gòu)、累積的重大生活事件和感知到的父母間沖突［26］；Zuo Bin以537名中國(guó)大學(xué)生為樣本，研究得出壓力性生活事件直接和積極地影響抑郁癥的發(fā)生概率［27］；McLaughlin研究得出青少年壓力性生活事件與焦慮敏感性的增加縱向相關(guān)，并且某些類型的壓力性生活事件，特別是與健康有關(guān)的事件和與家庭不和有關(guān)的事件，對(duì)焦慮敏感性的增加有不同的預(yù)測(cè)［28］。由此可見(jiàn)，這一脈絡(luò)的研究也是關(guān)注生活壓力對(duì)焦慮情緒的直接影響，而忽視與其他影響焦慮情緒的社會(huì)性制度因素的關(guān)聯(lián)，即這也是一種簡(jiǎn)單化的研究取向。

由此，以生態(tài)壓力過(guò)程模型為理論分析基礎(chǔ)，研究工作試圖克服既有研究?jī)H關(guān)注工作條件變量對(duì)青年群體心理焦慮或養(yǎng)老焦慮的影響，或者僅關(guān)注生活壓力變量對(duì)其養(yǎng)老焦慮產(chǎn)生影響的單一研究思路，通過(guò)綜合兩個(gè)層面的研究在某種程度上深描個(gè)體的社會(huì)心理現(xiàn)象本身所具有的復(fù)雜性，并將影響青年養(yǎng)老焦慮的一個(gè)中觀核心要素——生活壓力狀況置于可能為其帶來(lái)風(fēng)險(xiǎn)的工作條件之下，探討在工作條件對(duì)養(yǎng)老焦慮的影響關(guān)系中生活壓力的作用機(jī)制。因此，基于上述關(guān)于青年群體工作條件、生活壓力與養(yǎng)老焦慮關(guān)系的文獻(xiàn)回顧，我們具體提出如下核心假設(shè)：

較好的工作條件會(huì)對(duì)青年人的自我養(yǎng)老焦慮具有緩解作用，這一作用同時(shí)可以通過(guò)生活壓力的疏導(dǎo)與釋放起到改善青年群體自我養(yǎng)老焦慮的效果。

三、研究設(shè)計(jì)

1.數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究使用的數(shù)據(jù)是由中國(guó)社會(huì)科學(xué)院社會(huì)學(xué)研究所發(fā)起的“中國(guó)社會(huì)狀況綜合調(diào)查”（Chinese Social Survey，簡(jiǎn)稱CSS）。CSS數(shù)據(jù)采用多階段隨機(jī)抽樣和入戶訪問(wèn)的方法，覆蓋了全國(guó)31個(gè)?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)），反映了我國(guó)家庭、勞動(dòng)就業(yè)、社會(huì)態(tài)度和社會(huì)生活等方面的內(nèi)容。本文所使用的是CSS2017年數(shù)據(jù)并將研究對(duì)象限定為有工作且從事非農(nóng)工作的青年群體。首先，依據(jù)年齡變量篩選出18～40歲的人群作為樣本。其次，根據(jù)問(wèn)卷中“請(qǐng)問(wèn)您目前的工作情況是？”問(wèn)題，篩選出選項(xiàng)為1“有工作”的樣本；在此基礎(chǔ)上，依據(jù)“您目前的工作狀況是？”問(wèn)題，篩選出選項(xiàng)為1“目前只從事非農(nóng)工作”的樣本。最后，刪除本研究所需要變量的缺失值以后，共獲取有效樣本量為557個(gè)。由于本研究的樣本是從全國(guó)代表性數(shù)據(jù)中獲得的，其地區(qū)分布涵蓋了全國(guó)六大區(qū)域，在樣本的年齡、性別、受教育程度、收入、工作情況等社會(huì)人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量上的分布也具有一定的代表性，因此可以初步判斷針對(duì)樣本得出的結(jié)論也具有推廣性。

2.變量操作化

（1）因變量

因變量是自我養(yǎng)老焦慮。本文將自我養(yǎng)老焦慮界定為青年群體對(duì)個(gè)人養(yǎng)老生活目前的擔(dān)心、憂慮或者煩惱的一種主觀表達(dá)。對(duì)應(yīng)數(shù)據(jù)庫(kù)的相應(yīng)問(wèn)題，本文使用CSS2017數(shù)據(jù)中“請(qǐng)用1～10分，來(lái)表達(dá)您對(duì)現(xiàn)在的養(yǎng)老保障的評(píng)價(jià)”問(wèn)題來(lái)衡量養(yǎng)老焦慮。養(yǎng)老保障的選項(xiàng)數(shù)值為1“非常不滿意”至10“非常滿意”，對(duì)其進(jìn)行反向賦值為1“非常滿意”至10“非常不滿意”，數(shù)值越大，表明青年群體對(duì)養(yǎng)老越焦慮。

（2）自變量

自變量是工作條件。本文研究的工作條件主要依據(jù)工作性質(zhì)、工作時(shí)間和工作質(zhì)量三個(gè)方面來(lái)衡量。工作性質(zhì)是依據(jù)問(wèn)卷中“ 您認(rèn)為您的這份工作性質(zhì)屬于？”問(wèn)題，對(duì)該變量進(jìn)行反向編碼為“1=不需要專業(yè)技能的工作”“2=需要一些專業(yè)技能的工作”“3=需要較高專業(yè)技能的工作”和“4=需要很高專業(yè)技能的工作”，數(shù)值越高，表明工作所需要的專業(yè)技能就越高。工作時(shí)間依據(jù)問(wèn)卷中“請(qǐng)問(wèn)今年以來(lái)您這份非農(nóng)工作平均每月工作多少天？”問(wèn)題，數(shù)值越高，表明青年群體工作時(shí)間越長(zhǎng)。工作質(zhì)量依據(jù)的是問(wèn)卷中“請(qǐng)用1～10分，來(lái)表達(dá)您對(duì)目前這份工作下列方面的滿意程度”問(wèn)題，數(shù)值為1“非常不滿意”至10“非常滿意”。該問(wèn)題包括7個(gè)小問(wèn)題，分別是工作的安全性、收入及福利待遇、與領(lǐng)導(dǎo)的關(guān)系、與同事的關(guān)系、晉升機(jī)會(huì)、個(gè)人能力的發(fā)揮和總體工作滿意度。本文將這7個(gè)問(wèn)題進(jìn)行加總后得到對(duì)工作質(zhì)量評(píng)價(jià)的總分，數(shù)值越高，表明工作質(zhì)量越好。

（3）中介變量

本文假定生活壓力是工作條件影響?zhàn)B老焦慮的作用機(jī)制。生活壓力變量選用的是問(wèn)卷中“ 在過(guò)去12個(gè)月中，您或您家庭遇到下列哪些生活方面的問(wèn)題？”一題，該問(wèn)題一共包括11個(gè)選項(xiàng)，數(shù)值為0“否”和1“是”。具體內(nèi)容為：住房條件差，建/買不起房；子女教育費(fèi)用高，難以承受；家庭關(guān)系不和；醫(yī)療支出大，難以承受；物價(jià)上漲，影響生活水平；家庭收入低，日常生活困難；家人無(wú)業(yè)、失業(yè)或工作不穩(wěn)定；贍養(yǎng)老人負(fù)擔(dān)過(guò)重；家庭人情支出大，難以承受；遇到受騙、失竊、被搶劫等犯罪事件和沒(méi)有這些生活方面的問(wèn)題。其中，將“沒(méi)有這些生活方面的問(wèn)題”進(jìn)行反向編碼。本文將這11個(gè)問(wèn)題進(jìn)行加總后得到衡量生活壓力的總分，分?jǐn)?shù)越高，表明青年群體生活壓力越大。

（4）控制變量

對(duì)于工作條件、生活壓力與自我養(yǎng)老焦慮的關(guān)系，可能存在一些混淆變量，我們對(duì)其進(jìn)行了控制。這些控制變量主要包括：年齡、性別、教育程度、婚姻、個(gè)人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、家庭規(guī)模、家庭年收入和參加養(yǎng)老保險(xiǎn)情況。其中，年齡為連續(xù)變量，主要包括18歲至40歲的青年人群；性別為虛擬變量，男性為1，女性為0；受教育程度在原有變量選項(xiàng)基礎(chǔ)上處理為類別變量，“1=小學(xué)；2=中學(xué)；3=本科及以上”（所篩選樣本中無(wú)“沒(méi)上學(xué)”的樣本）；婚姻為虛擬變量，已婚為1，未婚為0；個(gè)人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位依據(jù)問(wèn)卷中“您認(rèn)為目前您本人的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位在本地大體屬于哪個(gè)層次？”，進(jìn)行反向編碼為“1=下”“2=中下”“3=中”“4=中上”“5=上”，并進(jìn)行合并，將選項(xiàng)“下”“中下”合并編碼為“1=下”，將選項(xiàng)“中”編碼為“2=中”，將選項(xiàng)“中上”和“上”合并編碼為“3=上”；家庭規(guī)模依據(jù)問(wèn)卷“請(qǐng)您告訴我您家有幾口人？”問(wèn)題，為連續(xù)變量，數(shù)值越大，家庭規(guī)模越大；家庭年收入依據(jù)問(wèn)卷“請(qǐng)您告訴我，去年（2016年）您全家的總收入”問(wèn)題，將家庭總收入的均值替換其缺失值，刪除家庭總收入中的奇異值，使其符合正態(tài)分布，并取對(duì)數(shù)放入模型中；參加養(yǎng)老保險(xiǎn)情況依據(jù)問(wèn)卷中“您目前有沒(méi)有參加下列養(yǎng)老保險(xiǎn)或離退休金？”，包括4個(gè)選項(xiàng)：城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)、城鄉(xiāng)居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)、離退休金和農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)（即新農(nóng)保），將這4個(gè)選項(xiàng)編碼為虛擬變量，0“沒(méi)有”和1“有”，再將這4個(gè)選項(xiàng)進(jìn)行加總為連續(xù)變量，數(shù)值越高，表明參加的養(yǎng)老保險(xiǎn)就越多。

具體的各類變量的定義及描述統(tǒng)計(jì)如表1所示：

表1 各類變量的定義及描述統(tǒng)計(jì)

3.描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表1顯示，青年群體自我養(yǎng)老焦慮的平均分為4.668（總分共計(jì)10分），表明樣本中大多數(shù)青年自我養(yǎng)老焦慮狀態(tài)處于中等水平，自我養(yǎng)老焦慮情緒還處于可控狀態(tài)。青年所從事的非農(nóng)工作中，擁有專業(yè)技能的平均水平為2.436（總計(jì)4分），這說(shuō)明他們所從事的工作更多偏向于技術(shù)密集型工作。青年平均每月工作的時(shí)間為23.271天，這表明他們中的大多數(shù)人基本可以保證每個(gè)月具有至少兩個(gè)周末的休息時(shí)間。青年的工作質(zhì)量均值為53，處于中等偏上的工作質(zhì)量狀況。此外，樣本青年的平均年齡為32歲，男性占比51.2%，已婚占比75.8%，家庭規(guī)模平均每戶4口人，參加養(yǎng)老保險(xiǎn)的均值為1.063，表明他們大多數(shù)人享受了1種養(yǎng)老保險(xiǎn)。

四、數(shù)據(jù)分析結(jié)果

1.基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2報(bào)告了使用多元回歸模型估計(jì)的結(jié)果。模型1為在未納入控制變量的情況下工作條件對(duì)青年人自我養(yǎng)老焦慮的影響結(jié)果。分析結(jié)果顯示，工作時(shí)間在5%的顯著性水平上正向影響青年人自我養(yǎng)老焦慮，青年人的工作時(shí)長(zhǎng)每增加一單位，自我養(yǎng)老焦慮就會(huì)上升5.6%，表明青年人的工作時(shí)長(zhǎng)越長(zhǎng)，自我養(yǎng)老焦慮分值就越高，對(duì)現(xiàn)在的養(yǎng)老保障生活就越不滿意。可能的解釋是青年人工作時(shí)間越長(zhǎng)，所在工作單位無(wú)法提供更好的養(yǎng)老保障條件和福利使其感到滿意，當(dāng)預(yù)期一旦步入中老年，身體無(wú)法支撐長(zhǎng)時(shí)間的工作，便會(huì)對(duì)養(yǎng)老生活產(chǎn)生更加焦慮的情緒。工作質(zhì)量在1%的顯著性水平上負(fù)向影響青年人自我養(yǎng)老焦慮，工作質(zhì)量評(píng)價(jià)每上升一個(gè)單位，青年人的自我養(yǎng)老焦慮就會(huì)下降7.2%，表明青年人的工作質(zhì)量評(píng)價(jià)越高，其自我養(yǎng)老焦慮就越低，對(duì)現(xiàn)有的養(yǎng)老保障生活就越滿意。可能是由于具有更好的工作安全性、收入及福利待遇和較為融洽的領(lǐng)導(dǎo)同事關(guān)系以及順暢的晉升機(jī)會(huì)等使其能夠覺(jué)得所從事的工作能為其帶來(lái)高保障的獲得感，因此不會(huì)帶來(lái)更多的養(yǎng)老焦慮問(wèn)題。工作性質(zhì)對(duì)青年人的自我養(yǎng)老焦慮沒(méi)有顯著性影響。模型2為納入了控制變量后工作條件對(duì)青年人自我養(yǎng)老焦慮的影響，模型2中工作條件對(duì)青年人自我養(yǎng)老焦慮的影響結(jié)果上與模型1保持一致。

表2 工作條件對(duì)青年人自我養(yǎng)老焦慮的回歸分析

模型2還表示其他因素也會(huì)影響青年的自我養(yǎng)老焦慮。性別在1%的顯著性水平上負(fù)向影響青年人的自我養(yǎng)老焦慮，表明相比較女性，青年男性的自我養(yǎng)老焦慮要更小。社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位在10%的顯著性水平上負(fù)向影響青年人自我養(yǎng)老焦慮，表明相比較社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位處于下層的青年人來(lái)說(shuō)，處于社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位中層和上層的青年人自我養(yǎng)老焦慮更小。家庭規(guī)模在5%的顯著性水平上負(fù)向影響青年人的自我養(yǎng)老焦慮，表明家庭規(guī)模越大，青年人的自我養(yǎng)老焦慮越小。可能的原因是家庭養(yǎng)老還是目前他們認(rèn)為能夠?yàn)槠涮峁┍Ｕ系酿B(yǎng)老方式。

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)工作條件對(duì)青年人自我養(yǎng)老焦慮的回歸結(jié)果是否具有一致性，考慮因變量為自我養(yǎng)老焦慮，取值范圍為1至10，為離散且有序的變量，因此構(gòu)建有序 Probit（Oprobit）模型來(lái)驗(yàn)證研究結(jié)果的可信度。表3中的結(jié)果與前文表2的回歸結(jié)果一致。在表2和表3的模型1和模型2中，工作時(shí)間均對(duì)青年人自我養(yǎng)老焦慮在5%的顯著性水平上顯著；工作質(zhì)量均對(duì)青年人自我養(yǎng)老焦慮在1%的顯著性水平上顯著；工作性質(zhì)不存在顯著性作用，由此說(shuō)明本文研究結(jié)果的穩(wěn)健性。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.機(jī)制分析：生活壓力的中介作用

本文借鑒溫忠麟等提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法［29］來(lái)檢驗(yàn)中介效應(yīng)。由表4可知，模型1為納入全部控制變量的情況下，工作條件對(duì)青年人自我養(yǎng)老焦慮的影響。其中，工作時(shí)間在5%的顯著性水平上顯著正向影響青年人自我養(yǎng)老焦慮，工作質(zhì)量在1%的顯著性水平上顯著負(fù)向影響青年人自我養(yǎng)老焦慮，工作性質(zhì)對(duì)青年人自我養(yǎng)老焦慮不產(chǎn)生顯著性作用。模型2為納入全部控制變量的情況下，工作條件對(duì)生活壓力的影響。其中，工作質(zhì)量在1%的顯著性水平上負(fù)向影響生活壓力，表明青年人的工作質(zhì)量越高，生活壓力越小。本研究中工作質(zhì)量維度包括工作的安全性、收入及福利待遇、與領(lǐng)導(dǎo)的關(guān)系、與同事的關(guān)系、晉升機(jī)會(huì)、個(gè)人能力的發(fā)揮和總體工作滿意度共7個(gè)維度，這7個(gè)維度反映了工作質(zhì)量的環(huán)境要素、薪資要素、人際關(guān)系要素、職業(yè)晉升等要素，這一結(jié)果表明這些要素的可獲得性會(huì)使得青年群體的生活壓力降低，為其生活減負(fù)。工作性質(zhì)和工作時(shí)間均對(duì)青年人生活壓力不產(chǎn)生顯著性作用。模型3在納入全部控制變量的基礎(chǔ)上，同時(shí)加入工作條件和生活壓力變量，結(jié)果表明生活壓力在5%的顯著性水平上正向影響青年人自我養(yǎng)老焦慮，生活壓力越大，青年人自我養(yǎng)老焦慮值越高，對(duì)現(xiàn)在的養(yǎng)老保障生活越不滿意。這也同時(shí)說(shuō)明生活場(chǎng)域的壓力傳導(dǎo)機(jī)制會(huì)影響到青年養(yǎng)老生活的獲得感，同時(shí)產(chǎn)生對(duì)養(yǎng)老生活的焦慮情緒。工作條件中工作質(zhì)量變量在1%的顯著性水平上負(fù)向影響青年人自我養(yǎng)老焦慮，并且工作質(zhì)量對(duì)青年人自我養(yǎng)老焦慮的影響效應(yīng)由模型1的7.0%下降至模型3的6.7%，說(shuō)明生活壓力是工作質(zhì)量對(duì)青年人自我養(yǎng)老焦慮的作用機(jī)制之一，生活壓力在工作質(zhì)量對(duì)青年人自我養(yǎng)老焦慮的影響中起到中介作用，工作質(zhì)量的提升可以通過(guò)緩解生活壓力而改善青年的自我養(yǎng)老焦慮狀況。這就可以從生態(tài)壓力過(guò)程模型的理論視角進(jìn)行解釋，即中觀層面的工作條件變量與影響個(gè)體養(yǎng)老焦慮的壓力過(guò)程變量等共同作用影響了青年群體自我養(yǎng)老焦慮方面的結(jié)果，也由此可以看出青年養(yǎng)老焦慮情緒的疏導(dǎo)應(yīng)是以生活壓力的傳導(dǎo)和釋放為途徑，來(lái)應(yīng)對(duì)各種外部工作條件所帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)，這一生態(tài)壓力過(guò)程表明外部工作風(fēng)險(xiǎn)系統(tǒng)、內(nèi)部情緒反應(yīng)系統(tǒng)以及壓力傳遞疏導(dǎo)機(jī)制構(gòu)成一個(gè)系統(tǒng)閉環(huán)，這一系統(tǒng)閉環(huán)豐富了我們對(duì)青年群體自我養(yǎng)老焦慮這一事實(shí)的認(rèn)識(shí)。此外，工作條件中工作性質(zhì)和工作時(shí)間變量均未通過(guò)中介效應(yīng)檢驗(yàn)。

表4 工作條件與青年人自我養(yǎng)老焦慮：生活壓力的中介作用

（續(xù)表）

為檢驗(yàn)生活壓力在工作質(zhì)量對(duì)青年人自我養(yǎng)老焦慮的影響中是否起中介作用，本文利用KHB方法進(jìn)行檢驗(yàn)［30］。在表5中，工作質(zhì)量對(duì)青年自我養(yǎng)老焦慮的總效應(yīng)為-0.071，通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)；直接效應(yīng)為-0.067，通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)；工作質(zhì)量通過(guò)生活壓力對(duì)自我養(yǎng)老焦慮影響的間接效應(yīng)為-0.004，通過(guò)了5%的顯著性檢驗(yàn)，表明了生活壓力中介效應(yīng)的存在。綜上所述，通過(guò)中介效應(yīng)檢驗(yàn)法和KHB檢驗(yàn)法均發(fā)現(xiàn)生活壓力在工作質(zhì)量與青年人自我養(yǎng)老焦慮之間發(fā)揮中介作用，生活壓力是青年群體工作質(zhì)量與自我養(yǎng)老焦慮之間發(fā)生影響關(guān)系的作用機(jī)制。

表5 中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

4.異質(zhì)性分析

青年群體的工作狀況會(huì)受到家庭各方面因素的影響，而個(gè)體的自我養(yǎng)老焦慮也與所感知到的家庭經(jīng)濟(jì)獲得感切實(shí)相關(guān)。由此提出的問(wèn)題是：家庭年收入處于不同組別的青年在工作條件與自我養(yǎng)老焦慮之間的關(guān)系上是否會(huì)存在差異。于是，我們分別以樣本的家庭年收入水平平均值為標(biāo)準(zhǔn)，區(qū)分了兩組樣本即家庭年收入水平分別低于平均水平和高于平均水平的樣本，并考察了工作條件對(duì)兩類樣本青年自我養(yǎng)老焦慮的影響。表6的分樣本檢驗(yàn)結(jié)果顯示，工作質(zhì)量對(duì)家庭年收入低于平均水平組的青年和高于平均水平組的青年都有顯著影響，工作質(zhì)量越高，其對(duì)養(yǎng)老保障越不容易感到焦慮，但這一效應(yīng)在后一類青年中明顯更大。由此可知，所在家庭年收入高于平均水平組的青年，可以從良好的工作條件中減少更多的養(yǎng)老焦慮感。此外，工作時(shí)間僅對(duì)家庭年收入低于平均水平組的青年有顯著影響，即工作時(shí)間越長(zhǎng)，他們對(duì)養(yǎng)老保障越感到焦慮。

表6 分樣本檢驗(yàn)

五、結(jié)論與討論

本文利用中國(guó)社會(huì)狀況綜合調(diào)查2017年數(shù)據(jù)，從生態(tài)壓力過(guò)程模型的理論視角出發(fā)考察了工作條件對(duì)青年自我養(yǎng)老焦慮的影響，并從生活壓力的角度進(jìn)行了機(jī)制分析。研究得出如下結(jié)論：一是工作時(shí)間和工作質(zhì)量會(huì)對(duì)青年自我養(yǎng)老焦慮產(chǎn)生顯著影響。其中，工作時(shí)間越長(zhǎng)，青年自我養(yǎng)老焦慮水平越高；工作質(zhì)量越高，青年自我養(yǎng)老焦慮水平越低。這一結(jié)論同時(shí)通過(guò)了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。二是從影響機(jī)制來(lái)看，說(shuō)明生活壓力是工作質(zhì)量對(duì)青年人自我養(yǎng)老焦慮的作用機(jī)制之一，即生活壓力在工作質(zhì)量對(duì)青年人自我養(yǎng)老焦慮的影響中起到了中介作用，工作質(zhì)量的提升可以通過(guò)緩解生活壓力而改善青年的自我養(yǎng)老焦慮狀況。三是工作質(zhì)量和工作時(shí)間對(duì)青年自我養(yǎng)老焦慮的影響具有經(jīng)濟(jì)分層差異性。具體表現(xiàn)為家庭年收入高于平均水平的青年可以從更高質(zhì)量的工作條件中減少更多的養(yǎng)老焦慮；在工作時(shí)間方面，家庭年收入低于平均水平的青年會(huì)因?yàn)檩^長(zhǎng)的工作時(shí)間而表現(xiàn)出更多的養(yǎng)老焦慮。

本文的研究發(fā)現(xiàn)為改善青年群體的工作條件、緩解他們的生活壓力以及減少其自我養(yǎng)老焦慮提供了實(shí)證支持，同時(shí)也提供了政策啟示，即要進(jìn)一步重視青年工作群體的工作條件狀況對(duì)養(yǎng)老焦慮的影響，保證城市青年擁有養(yǎng)老保障提升的客觀基礎(chǔ)；要盡可能地降低青年群體的工作強(qiáng)度，進(jìn)而降低這一群體對(duì)養(yǎng)老生活的焦慮情緒；要進(jìn)一步擴(kuò)大青年群體社會(huì)保障的覆蓋廣度和深度，讓這一群體對(duì)養(yǎng)老保障的獲得感更有信心?？梢岳闷髽I(yè)社會(huì)工作的專業(yè)優(yōu)勢(shì)為青年群體提供心理輔導(dǎo)與壓力緩解支持；利用政府的就業(yè)保障政策為青年提供有利的工作保障支持；明確青年養(yǎng)老服務(wù)需求結(jié)構(gòu)與內(nèi)容，綜合研判青年群體的供需結(jié)構(gòu)變化趨向；建立直接滿足青年群體需求的核心養(yǎng)老保障制度體系和配套制度體系，增強(qiáng)養(yǎng)老保障制度與相關(guān)配套制度的協(xié)同。■