楊 茜,段世江

(河北大學 經濟學院/人口與健康發(fā)展研究中心,河北 保定 071002)

一、引 言

“養(yǎng)老”一直是老齡化相關研究的焦點,而未來老齡化、高齡化勢必成為中國人口結構與社會發(fā)展面臨的新常態(tài),養(yǎng)老問題更會成為全社會普遍關注和焦慮的話題?！秶曳e極應對人口老齡化中長期規(guī)劃》明確指出要“構建養(yǎng)老、孝老、敬老的社會環(huán)境”,這意味著“養(yǎng)老”問題被提上了積極應對老齡化的新高度。

誰來養(yǎng)老即誰是養(yǎng)老責任主體,意味著由誰承擔主要的養(yǎng)老責任、提供養(yǎng)老資源,而當其未履行相關的養(yǎng)老義務時,應該承擔相應的后果[1]。明確養(yǎng)老責任主體是解決養(yǎng)老問題的前提,其邏輯起點在于老年人對養(yǎng)老責任主體的理解與認知。“認知”一詞源于心理學,強調個體對某一事物的態(tài)度和判斷。養(yǎng)老責任認知則突出強調老年人依據主觀態(tài)度和客觀環(huán)境對“誰是養(yǎng)老責任主體即應該由誰承擔主要的養(yǎng)老責任”這一問題的根本看法、態(tài)度和判斷[2]。當這種認知轉化為行為時,則變成了對養(yǎng)老責任主體的選擇。傳統(tǒng)上,儒家文化強調孝道和代際互惠責任,使得家庭肩負起照顧老人的職責,子女承擔著養(yǎng)老的主要義務[3]。然而,市場經濟改革使得社會在諸如個性、責任、隱私和自主性等問題上形成了新的價值觀[4]。同時,生育率下降帶來的少子化和家庭核心化也在削弱家庭向老年人提供支持的能力。這一系列的社會變遷,引發(fā)了由個人和家庭為主要養(yǎng)老責任主體開始向政府、社會、家庭和個人多元養(yǎng)老責任主體的轉變[5]。

雖然中國養(yǎng)老責任主體在社會轉型過程中,經歷了向多元化轉變的過程,但在少子化與家庭核心化的背景下,家庭養(yǎng)老功能的弱化不可避免,而諸如政府、社會等養(yǎng)老責任主體又存在著制度設計、保障范圍、責任履行等問題或缺陷。復雜的現實情境影響了老年人對養(yǎng)老責任的認知,給未來養(yǎng)老問題增加了不確定性,同時也對如何積極應對老齡化提出了挑戰(zhàn)。以往的研究重點是從不同方面分析老年人養(yǎng)老責任認知的影響因素,而對于老年人養(yǎng)老責任認知變化趨勢的分析則相對不足[6-9]?；诖?本文將從以下幾方面進行研究:第一,在研究影響因素的基礎上,對比不同維度影響程度大小以及微觀與宏觀因素的絕對效應和相對效應。第二,明確中國目前老年人對養(yǎng)老責任認知的基本情況和變化趨勢,為未來養(yǎng)老設計提供政策性建議。

二、文獻與假設

(一)老年人養(yǎng)老責任認知的影響因素

老年人養(yǎng)老責任認知雖然是個體意愿的表達,但來自家庭環(huán)境的差異以及宏觀政策的變化均會對其產生影響[10]。個體特征差異主要表現在性別、年齡、戶籍、受教育水平以及婚姻狀況等方面。農村和相對欠發(fā)達地區(qū)的老年人傾向于依靠子女養(yǎng)老,但其中男性和低齡老人更傾向于依靠政府養(yǎng)老[6]。城市中學歷越高的老年人期望依靠自己或政府養(yǎng)老的可能性要高于農村[9]。家庭中子女個數與代際支持情況同樣會影響老年人對養(yǎng)老責任的認知。農村老年人選擇依靠子女養(yǎng)老的可能性會隨著子女數量的增加而增強,城市則并未表現出明顯的趨勢[11]。同時,子女數量很大程度上還會通過代際支持影響老年人對養(yǎng)老責任的認知[12]。無論城市還是農村,子女與父母越疏遠,父母便會更認同以政府為主體的養(yǎng)老方式,而與父母住在一起,表達對他們的愛和尊重、提供關心和支持,則會提升老年人居家養(yǎng)老的意愿[8][13]。宏觀政策的改變同樣會對養(yǎng)老責任認知產生影響,城市里享受各類養(yǎng)老保險待遇的群體對政府養(yǎng)老的認同度要明顯高于其他群體[14]。養(yǎng)老保障制度降低了子女對老年人轉移支付的概率,提高了老年人的經濟獨立性以及與子女分開居住可能性[15]。在農村,以“新農?！睘榛A的“社會養(yǎng)老”對傳統(tǒng)的“家庭養(yǎng)老”具有一定的替代性[16]。綜上,本文提出第1組假設。

假設1a(家庭差異假設):子女數量越多,代際支持越強,老年人依靠子女養(yǎng)老的期望越高。

假設1b(政策變化假設):城鄉(xiāng)基本養(yǎng)老保障水平的提高會減弱老年人依靠子女養(yǎng)老的期望。

(二)微觀因素和宏觀因素的絕對效應與相對效應

個體特征、家庭環(huán)境等微觀因素對老年人養(yǎng)老責任認知的影響,在以往的研究中更多地表現為對傳統(tǒng)家庭養(yǎng)老責任主體的認知與選擇的影響。而近年來隨著社會經濟的快速發(fā)展,養(yǎng)老保障事業(yè)的完善以及宏觀政策環(huán)境的變化,人們開始思考其他養(yǎng)老責任主體的可能。如養(yǎng)老保障制度對子女養(yǎng)老的“擠出效應”和家庭養(yǎng)老的“弱化效應”[17],再如以“新農?！睘榇淼纳鐣B(yǎng)老對以子女為代表的傳統(tǒng)養(yǎng)老的“替代效應”[16]。換言之,宏觀政策環(huán)境變化會同個體、家庭等微觀因素一起影響老年人對養(yǎng)老責任的認知,只是影響的側重點不同。當不將政府作為養(yǎng)老責任主體時,宏觀因素對老年人的養(yǎng)老責任認知與選擇影響較小;而當涉及政府作為養(yǎng)老責任主體時,宏觀因素對老年人養(yǎng)老責任認知和選擇的影響會變大。綜上,本文提出第2組假設。

假設2a(絕對效應假設):微觀因素對老年人養(yǎng)老責任認知的絕對影響程度要遠高于宏觀因素。

假設2b(相對效應假設):在將政府作為養(yǎng)老責任主體時,宏觀因素作用相對較大。

(三)老年人養(yǎng)老責任認知的隊列效應

“養(yǎng)兒防老”在中國有著廣泛的文化認同,一般指子女作為養(yǎng)老責任主體,履行養(yǎng)老義務[18]。在中國,農村老年人傾向于依靠子女養(yǎng)老的意愿明顯高于城市老年人[19]。但隨著現代化的推進,無論城市還是農村,子女承擔養(yǎng)老責任的現實基礎正在減弱。其一,生育率下降帶來的少子化和家庭規(guī)?？s小等改變對城市的影響遠高于農村,這一變化最直接的結果是導致城鄉(xiāng)家庭養(yǎng)老功能的弱化,沖擊了傳統(tǒng)依靠子女養(yǎng)老的觀念[20]。其二,現代社會,尤其在城市中,年輕人很難在自我發(fā)展與贍養(yǎng)老人之間找到平衡,而照料老人往往讓位于自我發(fā)展和照顧下一代[21-22]。其三,傳統(tǒng)養(yǎng)老觀念的轉變、獨立意識的增強以及互惠期望的減弱改變了老年人依靠子女養(yǎng)老的意愿[23-24]。也就是說,相較于出生隊列較早的城市老年人,出生隊列越晚的城市老年人更容易受生育政策、少子化以及觀念轉變的影響,弱化對子女養(yǎng)老的依賴。

相較于依靠子女,依靠自己和政府養(yǎng)老成了現代老年人的新選擇。Lai等[25]和劉厚蓮[26]認為,隨著“養(yǎng)兒防老”傳統(tǒng)觀念的不斷弱化,單純靠子女已經無法滿足老年人的養(yǎng)老需求,出生隊列越晚,子女數量越少的老年人越愿意選擇依靠自己養(yǎng)老。一項基于CLASS數據的研究發(fā)現,中國有1/4的城市老年人有依靠機構養(yǎng)老的意愿[9]。與此同時,農村養(yǎng)老保障制度的完善,養(yǎng)老保障金覆蓋范圍的擴大,會增強老年人的獨立性,降低對子女的依賴[15]。因此,無論農村還是城市,依靠子女養(yǎng)老的基礎發(fā)生了轉變,老年人對養(yǎng)老責任的認知產生了新變化。綜上,本文提出第3組研究假設。

假設3a(隊列效應假設):出生隊列越晚的城市老年人,依靠子女養(yǎng)老的期望越弱,依靠自己和政府養(yǎng)老的期望越強。

假設3b(隊列效應假設):出生隊列越晚的農村老年人,依靠子女養(yǎng)老的期望越弱,依靠自己和政府養(yǎng)老的期望越強。

綜上,本文共提出了3組假設,前2組假設從個體特征、家庭環(huán)境以及宏觀政策等視角出發(fā),考察城鄉(xiāng)老年人養(yǎng)老責任認知的影響因素以及不同影響因素的絕對效應和相對效應。第3組假設主要通過分析老年人養(yǎng)老責任認知的時期和隊列效應,揭示城鄉(xiāng)老年人養(yǎng)老責任認知的差異和變化趨勢。

三、數據來源和變量方法

(一)數據

本文使用了“中國綜合社會調查(CGSS)”2010—2017年的數據。由于2010年及之前的問卷未涉及養(yǎng)老責任認知的相關問題,故最終納入分析的為2010年、2012年、2013年、2015年和2017年共5期截面數據。本文的研究對象為60～95歲的老年人,通過變量選取以及缺失值處理等前期準備,最終獲得有效樣本8 663個。為探討老年人養(yǎng)老責任認知的現狀及變化趨勢,將引入時期和隊列因素,結合年齡—時期—隊列進行分析。根據數據特征與分析需求,將每個調查年份作為一個時期,共5個時期,同時劃分了1921—1960年(5歲一組)共8個年齡組。由于1921年及以前出生個體相對較少,為確保每個年齡組有足夠的樣本量,故將其劃入了1921年出生隊列。

(二)變量

1.因變量。因變量為養(yǎng)老責任認知。問卷中的問題是“您認為有子女的老人的養(yǎng)老主要應該由誰負責?”,將變量賦值為“政府=1”“自己=2”“子女=3”,其中“子女=3”為參照組。

2.自變量。年齡為個體特征,作為連續(xù)變量引入模型。受教育水平作為分類變量重新賦值為“大專及以上=0”“初中、高中=1”“小學=2”“沒有上過學=3”,其中“沒有上過學=3”為參照組。

家庭環(huán)境因素:子女數量,根據問題“請問這些家庭成員之間的關系是?”獲得每個與60歲及以上老年人關系為子女個數,重新賦值為“2～3個=0”“4個及以上=1”“1個及以下=2”,其中“1個及以下=2”為參照組。代際支持,由于問卷中沒有直接反映代際支持的連續(xù)年份數據,本文用子女與父母居住方式來近似替代代際支持①代際支持主要會通過子女向老人提供經濟支持、日常照料、情感慰藉等方式影響老年人對養(yǎng)老責任主體的認知與選擇。由于數據限制,以子女是否與老人一起居住來近似代替代際支持這一指標,因為與子女居住的老人在理論上獲得的代際支持可能會更多。當然,不能排除不與子女一起居住的老人獲得的代際支持就少或者與子女一起居住的老人存在逆向代際支持等情況。這里做出這樣經驗性假定:和子女一起居住的老人代際關系更親密,獲得代際支持更方便。。根據問題“目前是否與您住在一起?”,對子女數超過一個的老人,只要有一個子女與其一起居住則視為“是”。變量重新賦值為“一起居住=0”“不一起居住=1”,其中“不一起居住=1”為參照組。配偶居住情況,采用與代際支持相同的處理方法,將有配偶者并與其一起居住定義為“一起居住”,變量重新賦值為“一起居住=0”“不一起居住=1”,其中“不一起居住=1”為參照組。家庭經濟自評,對應問題“您家的家庭經濟狀況在所在地屬于哪一檔?”,作為連續(xù)變量引入模型,取值范圍1～5。

宏觀政策因素:養(yǎng)老保險,根據問題“您是否參加了城市/農村基本養(yǎng)老保險?”,將變量重新賦值為“有=0”“沒有=1”,其中“沒有=1”為參照組。生活滿意度,將其視為宏觀環(huán)境變化的重要變量納入模型,根據問題“總的來說,您覺得您的生活是否滿意?”,對其重新賦值為“一般=0”“滿意=1”“不滿意=2”,其中“不滿意=2”為參照組。各變量的描述特征,詳見表1。

表1 各變量描述性統(tǒng)計分析

(三)研究方法

1.HAPC廣義線性混合模型。模型選擇主要基于以下事實:不同的個體屬于不同調查年份或出生隊列,因變量為離散變量,因此選擇HAPC(Hierarchical APC-Cross-Classified Random Effects Models)廣義線性混合模型,也被稱為APC交叉分類隨機效應模型。HAPC不會產生識別問題,因為在同一分析水平上,3種效應(年齡—時期—隊列)不被假定為線性和相加[27-28]。此外,HAPC 模型可以捕捉時期和隊列的情景效應,同時高階層時間維度對個體層面時間維度的影響體現在對其回歸系數和截距的影響[29]。

在本研究中,老年人對養(yǎng)老責任的認知是因變量。個人特征、家庭環(huán)境和宏觀政策為自變量。在因變量中,子女養(yǎng)老=3(y=3)為參考組,政府養(yǎng)老=1(y=1)和自己養(yǎng)老=2(y=2)進行比較。而HAPC模型設置通常分為兩層,第一層模型包括影響老年人養(yǎng)老責任認知的個體因素。假設1a和1b基于第一層模型的固定效應進行檢驗。第二層模型僅允許第一層模型的截距項隨時間和隊列隨機變化,但不允許第一層模型的斜率隨之發(fā)生變化。同時,假設在第二層模型中,沒有納入解釋變量。假設3a和3b基于第二層模型的時期和隊列隨機效應進行檢驗。具體的模型設置如下所述。

第一層模型(個體層面):

第二層模型(時期和隊列層面):

綜合表達式:

其中,i=1,2,…,njk隸屬于時期k和隊列j的個體;j=1,2,…,8個隊列;k=1,2,…,5個調查時期;m=1,2,回歸方程的個數。

在第一層模型中,Yijk(m)表示隸屬于隊列j在調查年份k的個體對養(yǎng)老責任認知的選擇,X1ijk(m)、X2ijk(m)、X3ijk(m)、X4ijk(m)、X5ijk(m)、X6ijk(m)、X7ijk(m)、X8ijk(m)分別指影響老年人養(yǎng)老責 任認知 的個體 特征、家庭環(huán)境和宏觀政策等三個維度的自變量。β0jk(m)是第一層模型的截距項,表示屬于出生隊列j且在k年接受調查的個體相較于選擇子女養(yǎng)老,分別選擇其他兩種養(yǎng)老方式的平均概率發(fā)生比。β1、β2、β3、β4、β5、β6、β7、β8分別表示第一層模型各回歸系數,反映了個體固定效應。

在第二層模型中,沒有引入變量用來解釋第一層截距項在時期和隊列之間的變化,γ0(m)是第二層模型的截距或稱其為所有個體的平均概率發(fā)生比;u0j(m)為隊列j隊列效應或殘差隨機效應,即隊列j在所有時期的平均貢獻,均值為0,方差為τu,正態(tài)分布;同樣,v0k(m)為時期k的時期效應或殘差隨機效應,即時期k對所有隊列的平均貢獻,假設其服從均值為0 和方差為τv的正態(tài)分布。此外,β0j(m)=γ0(m)+u0j(m)是按所有時期平均的各隊列概率發(fā)生比的隨機效應;β0k(m)=γ0(m)+v0k(m)是所有隊列平均的各時期概率發(fā)生比的隨機效應。

在綜合模型中,因變量Yijk(m)變化可以解釋為是由自變量X1ijk(m)、X2ijk(m)、X3ijk(m)、X4ijk(m)、X5ijk(m)、X6ijk(m)、X7ijk(m)、X8ijk(m)產生的固定效應,以及u0j(m)產生的隊列效應和v0k(m)產生的時期效應共同引起的。因此,我們利用隨機效應檢驗假設3a和3b,即老年人選擇不同養(yǎng)老對象的概率是否會隨時間或隊列而變化。

2.系數集束化。Sheaf系數法可用于計算回歸方程(1)當中個人特征、家庭環(huán)境和宏觀政策的絕對和相對影響,然后直接比較不同類型自變量對因變量的影響程度以及自變量之間的相對影響程度。因此,假設2a和2b通過該方法進行驗證。該方法是一種回歸后重新估計的方法,它可以在與(1)相同的等式中比較所有因素影響的大小,而系數的絕對值可以直接在不同的等式之間進行比較。該方法的實現可分為兩個步驟,詳情請參見David R.Heise,Maarten L.Buis和劉精明等人的研究[30-31]。

四、分析結果

(一)回歸結果分析

基于分析HAPC模型和方法,在考慮個體特征、家庭環(huán)境與宏觀政策等因素的基礎上,將影響老年人養(yǎng)老責任認知的因素進行回歸分析,結果如表2所示。

表2 老年人養(yǎng)老責任認知影響因素的HAPC回歸結果

首先,關注個體特征的影響。從年齡上看,年齡越大的農村老年人更期望依靠政府養(yǎng)老,而城市的老年人隨著年齡的增加依靠子女養(yǎng)老的可能性更大。從受教育水平看,學歷對城鄉(xiāng)老年人養(yǎng)老責任認知的影響是相似的,與沒有上過學的老年人相比,受教育水平越高的老年人越不愿意依靠子女養(yǎng)老。在城市,大專及以上學歷水平的老年人選擇政府和自己養(yǎng)老的概率分別是沒上過學老年人的1.14倍(e0.132≈1.14)和1.43倍(e0.362≈1.43)。這一比例在農村更高,分別為2.01倍和2.11倍。因此,學歷與老年人的觀念和經濟收入水平密切相關,學歷高的老年人不愿受限于傳統(tǒng)觀念,也更有能力依靠自己養(yǎng)老。

其次,考察家庭環(huán)境的影響。對城市老年人而言,子女數量僅對政府養(yǎng)老產生負向效應,對農村老年人而言,子女數量對老年人選擇政府和自己養(yǎng)老上均顯示出負效應。有2～3個孩子和4個及以上孩子的農村老年人選擇依靠子女養(yǎng)老而非政府養(yǎng)老的概率分別是0～1個孩子老人的1.45倍 (1/e-0.373≈1.45) 和1.82倍(1/e-0.600≈1.82),在城市這一比例分別為1.52倍和1.74倍。這表明無論城鄉(xiāng),孩子數量越多,老年人對子女養(yǎng)老的期望就越高。從代際情況看,和不與子女同住的農村老年人相比,與子女同住的農村老年人選擇依靠子女養(yǎng)老而非政府和自己養(yǎng)老的概率分別是其1.29倍和1.35倍,即不與子女同住的老年人更有可能選擇政府或自己養(yǎng)老。除此之外,與配偶一起居住的老年人表現出強烈的依靠自己養(yǎng)老的意愿。家庭經濟狀況對老年人選擇政府養(yǎng)老具有顯著的負效應。因此,研究假設1a得到了驗證。

最后,聚焦宏觀政策的影響?；攫B(yǎng)老保險對老年人養(yǎng)老責任認知的影響具有明顯的城鄉(xiāng)差異。在農村,擁有基本養(yǎng)老保險的老年人選擇依靠政府和自己的概率分別是沒有養(yǎng)老保險老年人的1.41倍(e0.343≈1.41)和1.35(e0.301≈1.35)倍。農村基本養(yǎng)老保險制度對子女養(yǎng)老有一定的“擠出效應”,對老年人選擇依靠政府或者自己養(yǎng)老顯示出積極的正效應。在城市,城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險對老年人選擇依靠政府養(yǎng)老沒有顯著影響,而城市具有基本養(yǎng)老保險的老年人選擇依靠子女養(yǎng)老的概率反而是依靠自己養(yǎng)老的1.53倍(1/e-0.423≈1.53)。城市中領取居民養(yǎng)老保險的老年人與領取職工養(yǎng)老保險的群體相比,一般是處在相對貧困的地位,因此對依靠子女養(yǎng)老的期望更大。反映社會總體發(fā)展的生活滿意度,對城市老年人選擇政府還是子女養(yǎng)老有顯著影響,在其他幾種養(yǎng)老責任主體選擇上沒有明顯差別。因此,研究假設1b得到了驗證。

(二)微觀因素與宏觀因素的效應值比較

表3給出了基于多項logistic回歸結論(沒加入時期和隊列進行分層)系數集束化的分析結果①通過不同的系數集束化處理方式,可得到要研究的不同組合的系數集束化效應系數,本文對個體特征、家庭環(huán)境和宏觀政策3個維度同時進行事后估計。,集束化后各系數(集束效應值)的解釋同logistic回歸的系數一致。通過對集束變量標準化處理后,使得集束化系數在同一方程內部和不同方程之間均可進行比較。在同一方程內部可以將被比較的兩個對象效應之和約束為1(如將個體特征和家庭環(huán)境效應之和約束為1),而在不同方程之間則直接比較系數的絕對值。

表3 微觀因素與宏觀因素對養(yǎng)老責任認知影響的效應值比較

絕對效應比較。從表3的結果來看,對城市老年人而言,個體特征對其選擇自己養(yǎng)老的影響最大,而家庭環(huán)境對選擇政府養(yǎng)老的影響最大。相較于子女養(yǎng)老,個體特征對選擇政府養(yǎng)老、自己養(yǎng)老的影響占比分別為24.77%(0.164/0.662≈0.247 7)、49.70%。而將個體特征和家庭因素合并后,相較于子女養(yǎng)老,微觀因素對選擇政府和自己養(yǎng)老的影響占比分別為77.04%(0.510/0.662≈0.770 4)和77.22%。對農村老年人而言,家庭環(huán)境對選擇政府養(yǎng)老和自己養(yǎng)老的影響最大。同樣,相較于子女養(yǎng)老,微觀因素對選擇政府養(yǎng)老和自己養(yǎng)老的影響占比分別達73.27%(0.584/0.797≈0.7327)和82.05%?？梢?在影響老年人養(yǎng)老責任認知的因素中,微觀因素的絕對影響要遠遠高于宏觀因素。這可能由于目前的養(yǎng)老決策更多還是取決于個體和家庭環(huán)境。雖然宏觀政策對老年人的認知有影響,但在養(yǎng)老決策過程中的實際作用有限。因此,研究假設2a得到了驗證。

相對效應比較。從模型1和模型2,模型3和模型4之間宏觀因素作用的相對效應看,在城市,與選擇子女養(yǎng)老相比,宏觀因素對選擇政府養(yǎng)老的影響是對選擇自己養(yǎng)老的0.98倍(0.152/0.154≈0.98)。而在農村,與選擇子女養(yǎng)老相比,宏觀因素對選擇政府養(yǎng)老的影響是對自己養(yǎng)老的1.57 倍(0.213/0.135≈1.57)?？梢?對農村老年人來說,宏觀因素對政府養(yǎng)老的認知與選擇的相對效應要大于對傳統(tǒng)養(yǎng)老責任主體的認知與選擇,而城市的結果并非如此。因此,研究假設2b得到了部分驗證。

(三)時期效應與隊列效應

基于表2的結果繪制時期效應圖1。從時期效應看,在絕對水平上,城市老年人選擇自己養(yǎng)老的平均概率要遠高于選擇依靠子女養(yǎng)老,平均高出1.44倍(圖1-1)。而農村老年人選擇自己養(yǎng)老的平均概率僅是選擇依靠子女養(yǎng)老的0.146倍(圖1-2),可見農村老年人認同子女養(yǎng)老的觀念沒有改變。值得注意的是,從變化趨勢上看,從2010—2017年城鄉(xiāng)老年人選擇自己養(yǎng)老的概率均在緩慢提高。如圖1-3和圖1-4顯示,在絕對水平上,老年人選擇政府養(yǎng)老的平均概率分別是選擇子女養(yǎng)老的0.457 倍(城市)和0.332倍(農村)。顯然相較于依靠子女養(yǎng)老,城鄉(xiāng)老年人均未對依靠政府養(yǎng)老表現出較高的認同,但城市老年人選擇依靠政府養(yǎng)老的可能性要略高于農村。

圖1 老年人養(yǎng)老責任認知的時期效應

因此,時期效應反映了城鄉(xiāng)老年人在養(yǎng)老責任認知上的差異和變化趨勢。相較于子女養(yǎng)老,城市老年人選擇依靠自己養(yǎng)老的概率要明顯高于農村老年人,且這一趨勢隨時間增強。而無論在農村還是城市,相較于子女養(yǎng)老,老年人選擇政府養(yǎng)老的概率明顯偏低,但有提高的趨勢。

從隊列效應看。如圖2-1顯示,在絕對水平上,城市老年人選擇自己養(yǎng)老的平均概率高于選擇子女養(yǎng)老。從變化趨勢上看,不同隊列出生的城市老年人選擇自己養(yǎng)老的過程大致經歷了平緩—上升—下降3個階段。1940年之前出生的隊列,他們對選擇依靠子女還是自己養(yǎng)老的差異并不明顯。這與他們所經歷的歷史背景有關,該出生隊列的人一般在2000年之前步入老年,當時中國社會面臨的養(yǎng)老壓力并不明顯,且在這些老年人的觀念里,自己養(yǎng)老和子女養(yǎng)老的區(qū)別不大。對1941—1950年的出生隊列來說,他們選擇依靠子女養(yǎng)老的概率明顯增大,而選擇自己養(yǎng)老的概率開始下降。一方面,這段時間出生的老年人,他們的生育期恰逢中國的生育高峰期,受生育政策的影響較小,子女數量較多。另一方面,他們在2000年后相繼步入老年,這也正是中國人口老齡化的開端,社會面臨的養(yǎng)老壓力開始增加,因此這一時期的老年人依靠子女養(yǎng)老的意愿增強。而1951—1960年出生的隊列,他們在生育期一般受到嚴格生育政策的影響,子女數量開始迅速下降,少子化和家庭核心化加重了養(yǎng)老的負擔。同時,這一出生隊列的老年人經歷了改革開放的巨大變革,包括養(yǎng)老認知在內的思想觀念也隨之轉變,因此更多的老年人開始認同并選擇依靠自己養(yǎng)老。

圖2 老年人養(yǎng)老責任認知的隊列效應

圖2-2顯示,在絕對水平上,對于不同隊列出生的農村老年人而言,選擇子女養(yǎng)老的平均概率遠高于依靠自己養(yǎng)老,高出6.83倍。從變化趨勢上看,不同隊列出生的農村老年人選擇依靠子女養(yǎng)老的概率變化趨勢與城市老年人基本類似。這與中國的計劃生育政策有較大關聯(lián),在廣大農村地區(qū),實際受到生育政策影響的老年人少于城市老年人,他們絕大多數的子女數量都不少于一個,同時農村地區(qū)的養(yǎng)老觀念轉變遠不及城市。從出生隊列效應看,農村老年人依靠子女養(yǎng)老的觀念沒有發(fā)生根本性改變。

在絕對水平上,無論城市還是農村,不同隊列出生的老年人選擇依靠政府養(yǎng)老的概率均不大,遠低于選擇依靠子女養(yǎng)老。如圖2-3和圖2-4所示,從變化趨勢上看,相較于選擇子女養(yǎng)老,選擇政府養(yǎng)老的概率變化并不明顯。其中,1941—1950年出生的老年人,選擇政府養(yǎng)老的概率只有微弱增加的趨勢。這可能是由于在2000年之后,整個中國開始步入老齡化社會,政府為應對老齡化出臺了一系列政策,養(yǎng)老保障制度逐步完善,養(yǎng)老機構也初具規(guī)模,這對老年人的養(yǎng)老觀念和認知產生了較大的影響,雖然他們的子女數量較多,但更多的老年人開始認同并接受政府或三方主體共同養(yǎng)老。而對于1951年之后出生的老年人,他們選擇依靠政府養(yǎng)老的概率又開始平緩甚至微弱下降,反映出單純依靠政府很難滿足老年人真實的養(yǎng)老需求,特別是在廣大農村地區(qū),這也是當前政府養(yǎng)老面臨的現實困境。因此,假設3a得到了驗證,而假設3b沒有得到驗證。

五、結論與討論

(一)結論

本文利用CGSS共5期截面數據,嘗試對中國老年人養(yǎng)老責任認知的現狀、影響因素以及變化趨勢進行研究,以期對未來養(yǎng)老資源配置和養(yǎng)老模式的構建提供有益向導,主要研究結論如下。

首先,微觀因素和宏觀因素對老年人養(yǎng)老責任認知均有顯著影響。具體來看,農村老年人“養(yǎng)兒防老”觀念依舊強烈,城市老年人更傾向于依靠自己養(yǎng)老。老年人受教育水平越高,選擇依靠政府和自己養(yǎng)老的概率越大。無論城市還是農村,家庭環(huán)境中子女數量越多的老年人選擇依靠政府和自己養(yǎng)老的概率會降低。代際關系融洽的老年人,更傾向于選擇依靠子女養(yǎng)老。在宏觀因素中,基本養(yǎng)老保險對農村老年人選擇子女養(yǎng)老有明顯的負效應,城市的情況則正好相反。

其次,宏觀因素在以政府為主的養(yǎng)老責任主體選擇上的相對效應存在城鄉(xiāng)差異。通過系數集束化的結果發(fā)現,對農村老年人而言,微觀因素中家庭環(huán)境的作用最大。從相對效應看,與子女養(yǎng)老相比,宏觀因素對于農村老年人選擇依靠政府養(yǎng)老的作用更大,而在城市,宏觀因素的相對效應基本持平。這說明,宏觀因素在養(yǎng)老責任主體選擇上的相對效應開始顯現,也間接檢驗了相對效應假設。

最后,相對于子女養(yǎng)老,自己養(yǎng)老成為更多城市老年人的選擇,且有不斷增強的趨勢,但農村依靠子女養(yǎng)老的根本地位沒有發(fā)生改變。無論城市還是農村,老年人選擇政府養(yǎng)老雖在時期效應和隊列效應上表現出一定遞增的趨勢,但從絕對水平看,選擇依靠子女養(yǎng)老的概率更大。可能由于一系列養(yǎng)老宏觀政策和制度安排出臺后,新的養(yǎng)老責任主體對老年人的養(yǎng)老責任認知產生沖擊。但同時也暴露出單純依靠政府這一養(yǎng)老責任主體還不足以解決養(yǎng)老問題。

(二)討論

從研究結果來看,子女作為養(yǎng)老責任主體的現實沒有發(fā)生根本性改變,但值得注意的是未來的發(fā)展趨勢。這種選擇上的趨勢既為我們提供了養(yǎng)老設計的方向,同時也暴露出一些問題。

越來越多的老年人選擇依靠自己養(yǎng)老而非子女,是否意味著未來子女將不再承擔養(yǎng)老責任或是較少承擔養(yǎng)老責任? 顯然并非如此,老年人表達想獨立生活和較少依賴子女的愿望,實際是在年輕人對工作的關注、照料自己家庭的需要以及撫育下一代的現實情境下做出的“妥協(xié)”與“退讓”。因此,我們有理由相信子女對大多數老年人的養(yǎng)老應該負有最終責任。倡導以家庭為核心的養(yǎng)老模式與孝親文化,促進家庭綜合發(fā)展能力的提升,強化家庭養(yǎng)老職能,這不僅需要家庭尤其是子女養(yǎng)老職能的發(fā)揮,更需外在的政策支持。比如,政府制定居家養(yǎng)老服務政策,從加大財政投入力度、培訓專業(yè)服務人員、提升居家養(yǎng)老基礎服務等方面入手,在堅持居家的基礎上優(yōu)化日常生活服務供給、協(xié)調家庭內部職能與外部的關系,才能更好地發(fā)揮家庭養(yǎng)老的功能。

老年人對依靠政府養(yǎng)老和三方主體共同養(yǎng)老選擇上的“搖擺不定”也反映出一些問題。例如,以政府為責任主體的機構養(yǎng)老面臨著資源緊張和資源閑置并存的結構性矛盾、養(yǎng)老普及率和覆蓋率有限等問題。再如,新型農村養(yǎng)老保險存在著區(qū)域差異大、自主參保性弱、保障力度有限等缺陷。因此,一方面,加大社會保障力度和覆蓋范圍,完善社會養(yǎng)老服務體系,不斷提升服務水平,重點將家庭無力承擔的失能、半失能老年人和高齡老人的養(yǎng)老問題納入養(yǎng)老保障的范圍,同時發(fā)揮政府?；A、兜底線的養(yǎng)老責任,作為居家養(yǎng)老的輔助和補充。另一方面,引導社會資本投資養(yǎng)老產業(yè),積極探索多元結構主體共同養(yǎng)老的新模式。例如,從政策上支持各種類型的非官方養(yǎng)老機構的發(fā)展,在政策和稅收上給予優(yōu)惠。只有全面完善和提高不同養(yǎng)老責任主體的職能,才能真正有效地構建起應對老齡化社會的養(yǎng)老保障體系。