“养儿防老”及其检验:基于安徽的经验研究

张德元,李 静

安徽大学农村改革与经济社会发展研究院,安徽合肥,230601

“养儿防老”及其检验:基于安徽的经验研究

张德元,李 静

安徽大学农村改革与经济社会发展研究院,安徽合肥,230601

为检验农民对于“养儿防老”理念的认知行为,笔者对霍山、蒙城、和县和广德 4县 457名农民进行了问卷调查,并基于调查数据,建立了 Logistic检验模型。研究表明:子女是否外出打工、主要收入来自于种植业和养殖业以及地区虚变量霍山对于农民“养儿防老”认知行为有着正向显著影响;文化程度以及地区虚变量和县对于认知行为有着负向影响。最后,指出“养儿防老”依然十分重要,并有助于农村多元化养老保险制度的形成。

“养儿防老”;安徽;农民;Logistic模型;经验研究

我国自农耕社会以来,一直提倡和奉行“养儿防老”的传统,并且体现在法律对于子女赡养父母相关义务的明文规定等方面。我国广大农村地区都流传着儿子养老或者不养老的故事,在被流传的过程中,这些故事均在不自觉地构建着“养儿防老”或者“养儿应该防老”的理念[1]。这些均表明,我国历史上长期形成的“养儿防老”传统理念,在人口老龄化大背景下的确受到了严峻挑战。有人甚至根据社会广泛存在“啃老族”,指出“不少年轻人就像蚂蚁一样,把父母的资产一点一点搬完”,“养儿防老”已在慢慢失去作用,可能会逐渐变成“养老防儿”,“父母千万不要给子女过高的期望值”。陈志武认为,“因养儿防老而生子的行为是一种不道德的自私”,并进而指出“做父母的应自力更生,安排好自己的后半生,不要把期望和压力都寄托在子女身上,父母只需给孩子爱、自由和幸福就行”[2]。

但也有不同意见和看法,如邓聿文指出,由于农村养老保障覆盖范围较窄,水平有待提高,加之农村老龄人口比例已超过城镇,因此,要现实地解决农民的养老问题,就必须发挥家庭的作用——“养儿防老”,“至少在未来的二三十年,中国社会仍需着力提倡`养儿防老’,特别是农村地区”[3]。高辉清和麦凯诗指出,在未来二三十年后的老龄化高峰之时,中国尚不太可能积累出足够的财富足以支持社会养老,因此,“养儿防老”至少应该成为重要的一个支点而不能偏废[4]。

“养儿防老”是不是“一种不道德的自私”,是应该“养儿防老”,还是应该“养老防儿”,对于这类大问题,笔者自认没有能力回答。但有一点可以回答的是,人们对于“养儿防老”的有关认知行为及其相关影响因素,却是可以检验的。就农村而言,随着传统农村家庭养老的弱化,需要新的制度安排与农民养老需求相适应。应该指出的是,在“新农保”制度正在不断推广和完善的今天,对于“养儿防老”认知行为进行检验同样有着极重要的现实意义,因为它直接关系到我国未来农村有关养老制度的选择。如果广大农民仍然对这一理念持较高的认可态度,那么在未来我国将可能形成多元渠道供给的农村养老制度安排;反之,如果这一理念已经瓦解,那么政府就必须承担起更大乃至主要的出资责任,并建立起政府主导型的农村养老制度安排。

1 文献述评与假说的提出

1.1 文献述评

子女对于父母的支持和照顾是个周期性社会问题,这种支持和照顾可区分为尊重、经济支持和照顾三方面[5]。在以儒家思想和孝道为核心价值观的中国传统社会,对父母的支持和照顾在几千年来一直备受推崇。就现实而言,这种支持照顾在很大程度上取决于子女的养老观念这一重要因素。“养儿防老”作为存在数千年的传统观念,在中国有着极其深厚的社会心理和文化基础。以血缘关系为基础的家庭养老,则是过去农民养老模式的必然选择。但随着计划生育政策的推行和人口老龄化趋势的不断发展,这些价值观念已在逐渐淡化。尤其令人关注的是,有研究表明中国年轻人对老年人的态度不及其他亚洲国家,如日本和韩国[6]。“养儿防老”有着深厚的社会经济原因。就农民行为而言,学界大致存在着“道义小农”和“理性小农”的长期争论。恰亚诺夫指出,农民生产的目的主要是为了满足其家庭的消费需要,而非追求利润最大化,小农经济活动和经济组织均以此作为基本前提[7]。而舒尔茨则认为,农民的经济行为完全是理性的,他们的决策行为与资本主义企业决策行为没有多少差别[8]。艾利斯认为,农民不是具有理性最大化行为的经济人,而是“有条件的最大化”,也即他们的理性是有限的[9]。黄宗智注意到了小农是利益追求者、维持生计的生产者,也是受剥削的耕作者。由于中国农民生产规模小,抗风险能力较弱,一般认为农民是风险规避者。一些经验研究也证明了这一点,农民养老观念是一种基于保障老年生活安全的理性预期下,权衡养老风险与保障之后对于养老模式进行理性选择的结果[10]。如费孝通认为,“养儿防老”是均衡社会成员世代间取予的中国传统模式[11];陈志武指出,在没有市场提供的保险以及其他金融品种的前提下,“养子防老”是最主要的规避未来风险的手段,而儒家“孝道”文化体系则是保证作为投资者的长者能有回报的文化制度保证[12]。换而言之,它是农民限于社会经济条件为自己未来生活而“买”的一种人格化的保险。在一篇致子女的博文中,对“养儿防老”提出了批评意见,并认为“养儿防老”是一种典型的私力救济,主要靠道德伦理维系,却又受制于子女的健康、收入等因素,因而在目前的社会是很不可靠的。

1.2 假设的提出

从微观来看,“养儿防老”作为一种经济行为,人们在做出“养儿”决策(也即是否生孩子,生几个孩子等)时,需要比较“养儿”与不“养儿”之间所带来的不同成本收益配置。从这种视角出发,不难看到:农民对于“养儿防老”的认知行为同样属于一种理性行为,既受到自身特征影响,也受到家庭状况、收入状况、地域特征等有关因素的影响。

1.2.1 个人特征

农民对于“养儿防老”的认知行为与其自身特征有关,其中最为重要的自身特征变量就是性别、年龄和文化程度。这三者决定了人的人力资本素质,也直接影响到人们获取收入的能力。因此,本文认为调研对象的性别、年龄、文化程度等个人特征与其对于“养儿防老”的认知行为之间存在一定的相关关系。

1.2.2 家庭特征

与本文相关的农民家庭特征是指子女个数、子女是否外出务工以及子女年龄。子女越多意味着父母在年轻时抚养子女的负担沉重,但也意味着他们在年老时可以获得子女们更好的照顾。子女外出务工意味着父母可以获得子女来自非农收入的经济支持,因此本文认为子女状况与农民的认知行为之间存在一定的相关关系。

1.2.3 家庭经济特征

与本文相关的农民家庭经济特征是指家庭经济状况、收入来源以及人均耕地状况。家庭经济状况主要体现在调研对象的家庭收支状况以及收入来源渠道。就收入状况而言,收入较高的农民可以选择收益更高的商业保险等渠道,而收入较低的农民不得不更加依赖于子女的经济支持。就收入来源渠道而言,农民获取经济收入的渠道相对较多,如农业经营性收入、工资性收入、财产性收入和政府转移支付等,但考虑到农村现实经济状况,农民收入的主要渠道是农业收入和工资性收入,而工资性收入在很大程度上又很可能来自于子女在外打工对于父母经济上的支持。耕地状况主要体现为人均耕地面积的多少,它直接关系到农业产量和农民从土地中获得收入的数量,并对家庭收支状况产生影响,从而影响到农民对于“养儿防老”的认知态度。

1.2.4 养老保障需求强度

农民对于养老保障的需求强度也会在一定程度上影响到其对“养儿防老”的评价。如果他们对养老保障需求强度较低,这样对于子女赡养父母的经济压力不至于太大,那么他们可能会在一定程度上认同“养儿防老”的说法。反之,如果他们对于养老保障需求强度较高,子女的收入水平不足以满足他们的养老保障需求强度,那么他们就有可能不会认可“养儿防老”。

1.2.5 地域状况

考虑到各地具有不同的地域特点和文化特征,认为地域特点和文化特征会在一定程度上对农民种田行为产生影响。本文数据来自于课题组2011年8月开展的“新型农村社会养老保险现状”相关实地调查,这次调研涉及到安徽省霍山、蒙城、和县和广德四县。这四个县均属于2009年12月国务院批准的第一批新农保试点县,因此,针对这四个县的相关调查和研究,可以在一定程度上有助于把握安徽乃至中部欠发达地区的农民对于“养儿防老”的相关认知态度和新农保参保行为的相关特征。本次调研采取分组随机抽样和问卷调查方法,共发放 480份问卷,回收并获得有效样本 457份,有效问卷回收率为 95.2%。本文结合调研对象的个人特征、家庭特征和地域状况,对于“养儿防老”进行研究和检验。

2 样本描述与变量说明

2.1 样本描述

(1)个人特征。调研对象的性别分布为男性 273人,女性 184人,所占比例分别为 59.7%和 40.3%;年龄层次分布状况为 16～ 29岁 16人、30～ 44岁 118人、45～ 59岁 185人、60岁以上为 138人,在总样本中所占比例分别为3.5%、25.8%、40.5%和30.2%;文化程度分布状况为小学及以下 280人、初中 122人、高中46人、大专及以上9人,所占比例分别为61.3%、26.7%、10.0%和 2.0%。

(2)子女状况。子女状况包括子女数量、子女年龄以及子女外出务工状况。就子女状况而言,没有子女的为 12人、1个子女的 126人、2个子女的 191人、3个子女的 73人、4个或 4个以上子女的为 55人,所占比例分别为 2.6%、27.6%、41.8%、16.0%和12%;子女外出务工分布状况为:259位调查对象的子女在外地务工,198人没有子女在外务工,所占比例分别为 56.7%和 43.3%,这其中又有 115人的子女年龄太小,没有到达务工年龄,所占比例为25.2%。

(3)家庭经济状况。调研对象的家庭经济状况总体如下:调研对象的家庭人均收入分布状况为 4 000元以下 184人、4 000～ 7 000元 145人、7 000～ 10 000元和10 000元以上均为64人,所占比例分别为40.3%、31.7%、14%、14%;家庭结余分布状况为 4 000元以下 367人、4 000～ 7 000元 63人、7 000～10 000元为22人、10 000元以上5人,所占比例分别为80.4%、13.6%、4.8%和1.1%。从家庭收入来源看,农民主要靠农业和外出打工的收入维持生活,主要收入来源于种植业、养殖业的有246户,占调查对象比例为 53.8%;主要收入来源于工资性收入的有284户,比例为62.1%。调研对象家庭人均承包土地状况分布为 667 m2以下 161人、667～ 1 400 m2为202人、1 400 m2以上为 94人,所占比例分别为35.2%、44.2%和20.6%。

(4)养老保障需求强度以及对于“养儿防老”的认知态度。就需求强度而言,在所有调研对象中,认为每月至少需要 100元左右养老金的为 13人,200元左右的为 46人,300元左右的为 74人,400元左右的为 69人,500元左右的为 116人,600元及以上的为109人,另有30人对于这一问题没有做出回答,在总样本中所占比例分别为2.8%、10.1%、16.2%、15.1%、25.4%、23.8%和6.6%。在这次调研中,课题组针对农民希望的养老方式进行了调查,总体上来说,希望子女养老的为 209人,占总样本的比例为45.7%。农民所希望的其他养老方式还包括靠自己以前积蓄、商业保险、政府或者集体救助、新农保等。

(5)地域分布。调研对象的地域分布状况如下:霍山115人、蒙城118人、和县103人、广德121人,所占比重分别为 25.2%、25.8%、22.5%和26.5%。

2.2 变量定义与说明

变量定义与说明见表 1。

表1 变量说明

3 模型选择、计算结果与假说检验

3.1 模型选择

针对农民是否希望子女养老这一问题进行研究,其因变量只有两种,要么是,要么不是,因此可以建立二元选择模型(Binary Choice Model)对其进行研究。其中一种重要办法是线性概率模型(LPM),但由于其随机扰动项存在着非正态性、异方差性等问题,人们逐渐将目光转向非线性模型,也即Logistic和Probit模型。Logistic模型使用逻辑生长函数去估计曲线,而 Probit模型使用正态函数去估计。由于 Logistic模型可以采用 Logit变换,且在数学上更容易处理,因此在现实中得到了广泛的应用。本文选取 Logistic模型研究农民对于“养儿防老”的认知行为。 Logistic模型具体形式一般是:

其中,P为因变量发生概率,在本文研究中就是指希望子女养老的概率。 X1,X2,…,Xn为自变量,T0为常数项,T1,T2,…,Tn为各自变量系数,它表示其所对应自变量每改变一个单位,所导致的比值的自然对数改变量,在本文中是指依靠子女养老与不依靠子女养老的比值自然对数改变量。而 exp表示自变量Xi每改变一个单位,依靠子女养老与不依靠子女养老的比值是变化前的相应比值的倍数。本文中自变量主要涉及个人特征、子女状况、家庭经济状况、养老保障需求强度以及地域分布 5个方面 15个变量。

3.2 模型运算结果分析

本文运用 EViews6.0软件对于457个截面数据进行 Logit模型回归,并采取对数似然比来检验Logit模型的整体拟合效果,在给定 0.05的显著性水平下,如果统计量对应的对数似然比检验的显著性P指标值小于 0.05,则表明自变量作为一个整体对于因变量具有显著性影响。检验采用回归中的LR方法,先将所有变量都进入回归方程中,得到模型1。然后,根据最大似然估计的统计量概率值,在判断概率0.05的水平上删除对因变量影响不显著的自变量,直至使得所有变量均显著为止,并得到模型2。模型1和模型 2估计结果见表 2。

表2 模型回归分析结果

3.3 对于相关假说的检验结果

根据表 2给出的结果,本文对于相关研究假说给出的检验结果如下。

3.3.1 个人特征

根据计算结果,调研对象的性别、年龄、文化程度等个人特征与“养儿防老”认知行为均呈现出负向关系。相对于男性,女性处于弱势地位,她们更需要得到子女的帮助,并对于“养儿防老”持较高肯定态度,但在本文研究中,性别差异带来的认知行为差异并不明显,因此,本文研究结果给孔祥智和涂圣伟的研究结果[13]提供了一定程度的支持。就年龄而言,本文研究结果表明:调研对象的年龄与“养儿防老”认知行为之间存在着负相关关系,这可能是由于因经济市场化所导致的子女与父母在经济利益上的矛盾所致,当父母需要得到养老方面的救助时,往往难以得到子女帮助。文化程度较高,意味着他们具有更高素质的人力资本和更强的信息获取能力,这使得他们对于“养儿防老”的评价更加趋于客观,并在本文研究中呈现出显著的负相关关系,这在一定程度上支持了吴海盛和江巍的研究结果[14]。

3.3.2 子女状况

根据上式计算给出的估计结果,子女数量、子女是否外出打工以及子女不够外出打工年龄等变量与农民对于“养儿防老”的认知行为之间存在正相关关系,但在这三个状况变量中,只有子女是否外出打工变量与农民的认知行为之间存在着显著的正相关关系,这表明那些子女外出打工的农民更倾向于以后靠子女养老,也即农民之所以认可“养儿防老”,与其说是由于子女数量多更具有保障能力,不如说是因为子女外出打工可以获得较多的收入,从而给父母老年生活以有力的经济支持。

3.3.3 家庭经济状况

根据本文研究结果,农民家庭人均收入与“养儿防老”之间的负相关关系得到了支持,家庭人均耕地数量与“养儿防老”的认知行为也得到了支持。耕地越多意味着农民来自农业的收入也越多,它同样可以为农民养老提供经济上的支持,使农民不再过多地依赖于“养儿防老”。而人均结余则意味着子女可以为父母提供可靠的经济支持,工资性收入与“养儿防老”之间的关系也支持上面子女打工与父母养老之间的关系。由于子女外出打工,在农村的父母只有承担起农业生产的责任,在本文研究中表现为主要收入来自于种植业和养殖业与农民对于“养儿防老”认知行为存在正相关。

3.3.4 养老保障需求强度

农民对于养老保障的需求强度与其对于“养儿防老”之间的负相关关系在本文研究中得到了支持,但二者关系并不显著。按照养老保障需求的平均强度 4.302 1计算,在农民看来,平均每年需要5 162.62元才足以保障其老年生活需要。从这种意义上讲,子女们所能提供的经济支持在很大程度上不足以满足这种强度的养老保障需求。

3.3.5 地域特征

根据上述估计结果,农民对于“养儿防老”的认知行为具有较明显的地域特征。地区虚变量霍山和蒙城系数为正,地区虚变量和县系数为负,其中霍山呈正显著关系,而和县则呈负显著关系,地区虚变量蒙城在模型 1中也可以通过 10%水平下的显著性检验。这种地域上的显著性可能是因为和县距离发达地区较近,农民更倾向于对“养儿防老”持否定态度,而霍山由于地处产区,限于思想观念、社会服务的可得性等,农民对于“养儿防老”更倾向于持肯定态度。

4 结论与启示

基于上述经验分析,本文可得出如下结论:在依靠子女养老已不再是满足农民养老保障主要渠道的情况下,农民对于“养儿防老”的认知行为受到个人特征、子女状况、家庭经济状况、养老保障需求强度和地域特征 5个层面15个变量影响。在 15个变量中,文化程度、子女外出打工、收入主要来源为农业和种植业、地区虚变量霍山以及地区虚变量和县显著影响到农民“养儿防老”的认知行为。其中子女是否外出打工、主要收入来自于种植业和养殖业以及地区虚变量霍山对于农民“养儿防老”认知行为有着正向显著影响,而文化程度以及地区虚变量和县对于认知行为有着负向影响。

在上述研究结论的基础上,不难得出如下启示:首先,文化程度显著负向影响农民对于“养儿防老”的认知行为,这也突显了加大对农民人力资本投资的重要意义,大力发展农村教育,不仅有助于农民“养儿防老”观念转变,也有助于其获得较高的经济收入;其次,子女是否外出打工显著正向影响到农民对于“养儿防老”的认知行为,这表明农民对于“养儿防老”的认知行为更多地受到子女的收入数量,而不是子女数量的影响;再次,主要收入来自于种植业和养殖业对农民对于“养儿防老”的认知行为有着显著的正向影响,这表明在种植业和养殖业等农业收入有限的情况下,农民不得不更多地依靠子女养老;最后,地区变量对于农民“养儿防老”认知行为有着不同影响,这说明各地农民对于“养儿防老”的认知态度是不一样的。这些也提示学界:在农村人口老龄化程度日益加深、农村青壮年大规模外出打工的今天,“养儿防老”尽管已经不再是农民可期待的主要养老方式,但家庭养老的作用仍十分重要。“养儿防老”尽管过去曾长期备受指责,但就当前而言,它无疑可以作为一种可资利用的重要社会资源,有助于农村多元化养老保险制度的形成。

[1]刘中一.“养儿防老”观念的后现代主义解读 [J].中国农业大学学报:社会科学版,2005(3):86-90

[2]陈志武.“养儿防老”的不道德:给女儿的信 [J].杂文选刊,2009(2):36

[3]邓聿文.养儿防老 [J].农产品市场周刊,2007(37):14-15

[4]高辉清,麦凯诗.为“养儿防老”一辩 [J].经济,2004(9):30-31

[5]Bengtson Vern L.The Changing Contract across Generations[M].New York:Aldine de Gruyter,1993:3-23

[6]Angie Williams.Young People's Beliefs about IntergenerationalCommunication:An Initial Cross-Cultural Comparison[J].Communication Research,1997,24(4):370-393

[7]恰亚诺夫.农民经济组织 [M].北京:中央编译出版社,1996:226-227

[8]舒尔茨.改造传统农业 [M].北京:商务出版社,1987:29

[9]弗兰克,艾利斯.农民经济学:农民家庭农业和农业发展[M].上海:上海人民出版社,2006:14:6-7

[10]黄宗智.华北的小农经济与社会变迁 [M].北京:中华书局,1986:6-7

[11]费孝通.家庭结构变动中的老年赡养问题 [J].北京大学学报:哲学社会科学版,1983(3):6-15

[12]陈志武.儒家“孝道”文化的终结与中国金融业的兴起 [J].华人世界,2007(2):106-109

[13]孔祥智,涂圣伟.我国现阶段农民养老意愿探讨:基于福建省永安、邵武、光泽三县(市)抽样调查的实证研究 [J].中国人民大学学报,2007(3):71-77

[14]吴海盛,江巍.中青年农民养老模式选择意愿的实证分析:以江苏省为例 [J].中国农村经济,2008(3):54-66

“ Fostering Children for One's Old Age” and Its Testing:Based on the Empirical Research in Anhui Province

ZHANG De-yuan,JING Li
Rural Reform and Development Institute of Anhui University,Hefei Anhui,230601,China

In the background of rural aging,the cognitive behavior of peasants'“fostering children for one's old age”has been directly related to the future path selection of Chinese pension system in rural areas.Combining with survey data of 457 peasants in 4 counties of Anhui province in August 2011,and through the establishment of Logistic model,this paper examines the cognitive behavior of peasants'“fostering children for one's old age”.The results show that out-migrating of children,main income from farming and breeding industry and regional dummy variably“ Huoshan” have significant positive impact on the the cognitive behavior of peasants while educational level and regional dummy variably“Hexian” have negative impact on the cognitive behavior.Finally,this paper puts forward that“fostering children for one's old age”is still very important,and contributes to the formation of diversified rural old-age insurance system.

“ fostering children for one's old age” ;Anhui;peasants;logistic model;empirical research

F302.5;C913.7

A

1673-2006(2013)10-0001-06

10.3969/j.issn.1673-2006.2013.10.001

2013-08-30

国家社会科学基金项目“中国现代化进程中农村基本经营制度的稳定和完善研究”(08AJY043);安徽省优秀青年人才基金“几类相依随机变量序列的极限理论及其应用”(2012SQRL204)。

张德元(1963-),安徽舒城人 ,教授,博导,主要研究方向:农村经济学和农村社会学研究。

(责任编辑:李力)