南京农业大学学报(社会科学版)  2019, Vol. 19 Issue (03): 74-84   PDF    

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钟涨宝, 李飞, 原春辉
期望、获得支持对农村子女孝评价的影响——基于湖北省红安县340农户的调查
南京农业大学学报(社会科学版), 2019, 19(03): 74-84

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收稿日期: 2018-06-03
期望、获得支持对农村子女孝评价的影响——基于湖北省红安县340农户的调查
钟涨宝, 李飞, 原春辉     
华中农业大学 社会学系/农村社会建设与管理研究中心, 湖北 武汉 430070
摘要:基于湖北省红安县340户农村老年人家庭的调查,运用有序Logistic回归分析方法考察了农村老年人对子女赡养行为的期望、实际获得的子女支持,以及老年人对子女孝顺程度的评价。研究发现:农村老年人对子女赡养行为的期望水平并不高,男性农村老年人和女性农村老年人的期望并没有显著差异,但老年人对儿子的赡养期望高于对女儿的期望;农村老年人实际获得的子女支持要高于对子女的赡养期望,且女性老人获得的支持要高于男性老人,但来自儿子和女儿的支持并不存在显著差异;农村老年人对子女的孝顺程度评价并非简单根据自己的赡养期望或子女的支持,而是根据子女支持满足自己赡养期望的程度来进行综合评判;农村老年人对子女孝顺程度的评价较高,并没有出现所谓"孝道衰落"的迹象。因而为构建和谐的家庭代际关系,一方面子女要多考虑老年人的期待与要求,尽量使自己的支持与老年人的期待相一致,另一方面老年人也要调试自己对子女赡养的认知,保持灵活心态,提高适应子女现实条件的能力。
关键词代际关系   家庭养老   孝道   养老需求   赡养行为   
一、孝道衰落:事实还是想象

费孝通先生在比较中西方代际关系时指出,中国的亲子关系属于“抚育—赡养”的“反馈模式”,即父母抚育年幼的子女,在晚年时得到子女的赡养,世代之间由此实现均衡互惠[1]。相对而言,反馈模式主要侧重代际之间绵延性的一面,延时的代际互惠构成一种特殊的交换关系,有效解决了社会发展过程中幼儿抚育与老人赡养的难题。然而,“文化不只是绵续,还需不断地变化”,代际之间也存在冲突和矛盾,即费先生所言“世代之间的隔膜”[2],因而社会就存在绵延与隔膜两种相互矛盾的特性。费先生认为,儒家提倡的孝道是传统社会维系代际互惠和传承、消除或掩盖冲突与矛盾的重要机制,是社会上通行的“反馈模式”的反映[1]。实际上,几千年儒家文化对孝的强调,使得赡养老人已经变成了每一个中华儿女内在的责任要求和自主的意识,养老尊老已不是个简单的礼仪形式问题,而是一种文化现象和心理情感[3]

近些年一些有关农村养老的研究指出,中国农村家庭养老出现了困境:一方面,中国农村许多老年的父母依然为成年儿女提供经济、生活等多方面的支持,被一些学者称之为“逆反哺”[4];另一方面,相当一部分年轻夫妇却对亲代进行“代际剥削”,拒绝承担赡养义务,这导致部分农村老人可获得性照料资源不足[5]。于是,一些学者惊呼中国农村出现了“伦理性危机”[6]。较多研究从家庭赡养资源不足来解释农村家庭养老的困境,而关于农村老年人赡养资源供给不足的原因,阎云翔将其归结为“传统养老机制的关键——孝道——发生了衰落”,农村代际交换逻辑发生变化,并宣称“无公德的个人”正在兴起[7]。郭于华的田野研究也表明农村养老的现实与孝亲敬老的传统正在发生背离,但她认为原因在于国家权力对乡土社会全面、有力的渗透改变了财产关系,使得老人在代际交换中无所付出以换取回报,而接连不断的政治运动则瓦解了宗族制度及与之整合的文化意义系统[8]。基于此,有学者认为家庭养老正从文化为主的模式转变为行为为主的模式,愈益成为一种“非强迫性、非规范、以家庭个体能力自愿选择的行为模式”[9]

当部分研究勾画出中国农村伦理沦丧和“无公德个人兴起”的图景时,狄金华与郑丹丹[10]认为现实中出现一些看似相悖的现象:一方面,按照传统的孝养标准,有些子女的确是“逃卸”了赡养义务,但家长出于“责任伦理”常常会对子女的这种行为“免责”;另一方面,农村家庭资源的代际分配逐渐呈现出下位优先分配原则,成年子女将家庭资源更多用在下一代身上,他们认为这是一种抚养—赡养伦理的一种转型,农村养老并未呈现出“伦理沦丧”特征。

通过以上分析,本文认为不能简单地认为由于“无公德的个人”兴起导致中国农村养老问题出现了“孝道衰落”抑或“伦理沦丧”,至少有两方面的内容需要辨析:第一,资料代表性问题。就实证研究而言,持“孝道衰落论”或“伦理沦丧论”者大多依据一些实地研究和个案访谈的资料,较少进行基于大规模数据的论证。第二,狄金华与郑丹丹的研究实际上注意到“孝道衰落”的界定与评判问题,如果从传统的孝道标准来看,成年子女对老年父母的赡养资源提供不足,某种程度上可以说是“孝道衰落”,但如果将成年子女对其下一代的扶持以及亲代的评判纳入分析范围的话,说他们是“无公德个人”或者“伦理沦丧”似乎过于偏颇。因为从成年子女而言,他们可能将更多的资源用来扶持下一代,这是一种“伦理转型”而非“伦理沦丧”或“无功德”;从亲代而言,社会保障水平的提高等因素增强了其养老的独立性,子女的赡养可能成为辅助性的而不再是必需的,因此即使子女定期向父母提供经济援助的比例相对较低,也并不意味着子女对父母日渐忽视或孝心减少[11]

因此,对于判定孝道是否衰落,一方面要考察子女对亲代的实际赡养行为,另一方面还要考察亲代对子女孝行为的期望与评价, 因为作为子女孝行为的接受者,亲代某种程度上也是整个赡养过程的积极参与者甚至是发动者[12],他们对子女孝行为的期望与评价,能够相对真实地反映出子女的赡养状况与变化。然而,已有研究却更多地从供给视角出发侧重子女对亲代的实际赡养行为研究,较少从亲代的需求—评价视角切入,基于此,本文将从亲代需求—评价的视角来考察农村老年人对子女赡养行为的期望、实际获得的子女支持,以及老年人对子女孝顺程度的评价,以此来回应学界关于孝道是否衰落的争论。

二、分析思路与研究假设 (一) 分析思路

通过回顾文献可以发现,持“孝道衰落”观点的学者主要基于当前农村家庭养老遭遇困境这样的现象以及问题,实际上如果将当下农村家庭养老遭遇困境作为“孝道衰落”的论据有失偏颇。因为中国农村目前正处于剧烈的变革期,虽然现代性深入地影响了农村家庭养老中亲代与子代的思想与行为,但亲代与子代作为行为主体并不是被动的接受者,他们也可以发挥自己的主观能动性积极参与这场变革。一方面,亲代与子代在互动过程中,如果发生矛盾会不断调试,也可能会妥协甚至被动改变;另一方面,受社会互动和大众传媒的影响,亲代与子代也处于不断个体化的过程,对于抚养—赡养关系的观念、认知、行为都可能发生变化。因此,有必要从思想和行为两个层面出发来考量代际互动,在微观层面从两方面切入:一是从子代自身视角出发,描述自己的赡养行为,自评对亲代养老需求的满足程度以及孝顺状况;二是从亲代视角出发,描述子代的赡养行为以及对自己养老需求的满足程度,并进行相应评价。一般而言,从亲代视角切入更为客观和准确,因为亲代是子女行为的直接接受者,有更为直观的感受。

从现有研究来看,也不乏从亲代视角切入,然而既有研究却存在两个方面的问题:一是在进行操作化时笼统对老年人的所有子女是否孝顺做出一个统一的评价,这其实忽略了多子女家庭中子女之间的支持差异;二是在考察亲代对成年子女赡养行为的评价时,较多地从供给的视角探讨子女特征、亲代特征、家庭结构特征等变量的具体影响。事实上,子女赡养行为的履行固然是影响亲代评价的重要因素,但是亲代的期望也是不可忽视的要素,它体现了亲代对子女赡养行为的态度、看法与观点,能够反映当下子女孝行的标准及其变迁。可以说,亲代的期望以及子女的满足程度是影响亲代评价子女赡养行为的关键因素。基于此,本文将从需求、供给以及供需之间差距三方面切入来研究农村老年人对子女赡养行为的评价及其影响因素,进而回应学界关于“孝道衰落”的争论。

(二) 研究假设

亲代的养老需求或期待体现了亲代对子女赡养行为的要求与标准,也反映了亲代对子女赡养行为的态度、看法与观点[13]。已有研究发现,在社会变革的结构性压力下,受家庭结构、老人的居住安排、家庭供养者的可获得性、养老意愿和经济供养能力等因素的影响,子女在尽孝方面显得“有心无力”[14-16]。但在城市家庭中,当子女在养老方面尽孝不到位时,亲代基于“责任伦理”会给以宽容(或者说对孝的含义和标准作出与传统标准不一样的解释),同时在赡养的三个方面(经济支持、生活照顾和精神慰藉)尽量自立和自己解决,以减轻子代的赡养负担[17]。其结果是亲代降低了自己对子代的行为期待,两代人在对孝和家庭义务的理解上逐渐接近[13],从而使得亲代对子代赡养行为的评价比较高[11]。然而,与城市老人不同的是,一方面农村老人在养老保障状况、医疗水平、社会化养老服务等方面的条件较差,对子女支持的依赖性更高;另一方面其受现代性的影响相对较小,在认知层面更容易秉持传统孝道的要求和标准。因此,在子女尽孝“有心无力”背景下,农村老人如果仍然持有较高的养老要求和标准,那么其期望就越难得到满足,他们对于子女孝顺的评价就可能会越低。基于此,提出假设1:

假设1:农村老年人对单个子女赡养行为的期望越高,对该子女的行为孝顺评价可能越低。

对于农村老年人而言,在养老保障状况、医疗水平、社会化养老服务等方面的条件要低于城市老年人,独立性更差,对子女支持的依赖性更高。因此,在需要时能否得到子女的照顾或支持,是影响老年人对子女孝顺评价的关键因素。一般而言,在需要时能得到子女的照顾或支持的老年人,更倾向于给予子女更好的评价。由于很多农村老人都有多个子女,为了区分出不同子女的支持差异,这里特指在世的年龄最大子女。基于此,提出假设2:

假设2:农村老年人可获得的单个子女的赡养支持越多,对该子女的孝顺评价越高。

差距理论认为,社会中的每个个体对于工作的满意程度主要受到他们在工作中期望得到的与实际得到的差距影响。也就是说,如果他们实际得到的远远高于或等于他们所期望得到的,那么他们的满意度会比较高;反之,如果他们实际得到的远远低于他们所期望得到的,那么他们的满意度会比较低。同理,农村老年人对成年子女的赡养行为评价的高低也可能取决于他获得的支持与其期望之间的差距,并非单方面依据自己的期望或子女的支持,而是综合两方面作出的评判。当农村老年人获得某个子女的支持高于其期望时,对该子女的评价就会较高;反之,当其获得支持低于其期望时,对该子女的孝顺评价就会较低。基于此,提出假设3:

假设3:农村老年人获得单个子女的支持与其期望之间的差距越小,对该子女的孝顺评价越高。

三、数据、变量与模型 (一) 数据来源

本研究的调查数据来源于华中农业大学社会学系课题组2016年9月11日到9月30日在湖北省黄冈市红安县进行的“农村家庭养老现状综合调查”,调查对象为农村60岁以上有子女的老年人。为了使样本更有代表性,将红安县的所有村庄按照经济发展水平分为高、中、低三类,每个类别选取4~5个村,最终抽取了6个乡镇的13个村庄,每个村庄抽取24~30个样本,共发放问卷350份,回收的有效问卷为340份,有效回收率为97.14%。样本个人及家庭特征如表 1所示,样本的在世且年龄最大的子女特征如表 2所示。

表 1 样本的个人及家庭情况
特征 选项 频率 有效百分比
性别 167 51.7%
156 48.3%
年龄 60~69岁 199 61.6%
70~79岁 104 32.2%
80岁以上 20 6.2%
受教育程度 小学及以下 262 81.2%
初中 46 14.2%
高中及以上 15 4.6%
婚姻状况 有配偶 225 69.7%
无配偶 98 30.3%
健康状况 较差 113 35.0%
一般 141 43.7%
较好 69 21.3%
家庭经济状况 钱较紧张 160 49.5%
钱基本够用 130 40.2%
钱较宽裕 33 10.2%
表 2 样本的在世且年龄最大子女的情况
特征 选项 频率 有效百分比
性别 185 57.3%
138 42.7%
健康状况 较差 43 13.3%
一般 92 28.5%
较好 188 58.2%
年龄 44岁及以下 211 65.3%
45~59岁 100 31.0%
60岁以上 12 3.7%
家庭经济状况 钱较紧张 67 20.7%
钱够用 183 56.7%
钱较宽裕 73 22.6%
(二) 变量测量及操作化 1. 因变量

本研究的因变量为农村老年人对子女赡养行为的评价,由于很多农村老人都有多个子女,为了区分出不同子女的禀赋差异,本文在这里特指老人在世的年龄最大子女,本研究将农村老年人对子女赡养行为的评价操作化为“在孝顺父母方面,相比于周围其他老人的子女,您觉得该子女做得怎么样?”,选项为定序变量,赋值情况为“差很多=1,比较差=2,差不多=3,比较好=4,非常好=5”,分值越高,表示农村老年人对子女赡养行为的评价越高。

2. 自变量

本研究的自变量主要包括农村老年人对子女赡养行为的期望、实际获得的支持,以及农村老年人的期望与实际获得支持的差距。

(1) 农村老年人对子女赡养行为的期望。它是农村老年人对子女赡养行为的期待与要求,主要包括经济支持、生活照料、情感交流等方面的内容。在借鉴Wang等人编制的期望量表[17]的基础上,本文从代际互动的角度编制了新的期望量表,共10个题项(表 3),该量表的内部一致性系数Cronbach α值为0.837。将农村老年人对子女赡养行为的期望水平设置为“没有”“偶尔”“一般”“经常”“总是”5个等级,由低到高分别赋值1~5分。在计算赡养期望时对三类10个题项设定相同权重,以每一题项的赡养期望值为基数计算其算术平均数,以测量农村老年人对子女赡养期望的总体水平。

表 3 农村老年人对子女赡养行为的期望量表及均值描述
类别 题项 均值
经济支持 A1.期待该子女给现金的频率 1.69
A2.期待该子女提供粮食、买菜、买衣服的频率 2.02
A3.在自己急需用钱,期待该子女可以帮助自己的频率 2.76
A4.在自己生病时,期待该子女可以为自己支付医疗费的频率 2.83
期望水平 2.32
生活照料 A5.在平时,期待该子女能够抽时间为自己料理家务的频率 2.27
A6.在生病/行动不便时,期待该子女能够照顾自己的频率 2.86
期望水平 2.71
情感交流 A7.期待该子女回家看自己的频率 3.00
A8.期待该子女给自己打电话的频率 3.17
A9.期待该子女和自己聊天的频率 3.17
A10.该子女做决定时,期待他们可以考虑自己意见的频率 2.74
期望水平 3.02
总体期望水平 2.65

(2) 农村老年人实际获得的赡养支持。与农村老年人对子女赡养行为的期望量表相对应,本文农村老年人实际获得子女赡养支持的行为量表(表 4),该量表的内部一致性系数Cronbach α值为0.876。具体来讲,在经济支持方面,将老年人获得的子女经济支持行为分为日常情况和特殊情况两种类型,其中日常情况下获得的支持包括子女的现金支持和实物支持,特殊情况下获得的子女经济支持包括急需用钱时获得的经济支持和生病住院时获得的经济支持;在生活照料方面,也分为日常情况下获得的子女生活照料情况和特殊情况下获得的子女生活照料情况;在情感交流方面,将老年人获得的支持行为分为日常联系和日常交流两种,其中日常联系行为分为子女回家的情况和子女打电话的情况,日常交流行为分为子女与自己聊天的情况和子女考虑自己意见的情况。将农村老年人实际获得的子女赡养行为水平设置为“没有”“偶尔”“一般”“经常”“总是”5个等级,由低到高分别赋值1~5分。在计算子女实际支持行为时对三类指标10个题项设定相同权重,以每一项的老年人获得的子女行为水平为基数计算其算术平均数,以测量农村老年人实际获得的子女支持行为的总体水平。

表 4 农村老年人实际获得的子女支持行为量表及均值描述
类别 题项 均值
经济支持 B1.该子女给现金的频率 2.51
B2.该子女提供粮食、买菜、买衣服的频率 2.81
B3.在自己急需用钱时,该子女帮助您的频率 2.98
B4.在自己生病时,该子女为您支付医疗费的频率 2.93
获得水平 2.81
生活照料 B5.在平时,该子女抽时间为您料理家务的频率 2.60
B6.在生病/行动不便时,该子女照顾您的频率 2.83
获得水平 2.72
情感交流 B7.该子女回家看您的频率 3.07
B8.该子女给您打电话的频率 3.33
B9.该子女和您聊天的频率 3.21
B10.该子女做决定时,他们考虑您意见的频率 2.78
获得水平 3.10
总体获得水平 2.91

(3) 农村老年人对子女赡养的期望与实际获得支持的差距。主要是通过将农村老年人对子女赡养的期望均值减去实际获得的支持均值计算得来,一般而言,差值越大代表在赡养方面老年人的失落感与落差感越强。

3. 控制变量

本研究的控制变量分为被访者特征、子女特征和家庭子女结构特征。被访者特征包括其性别、年龄、受教育程度、身体健康状况、家庭经济状况、是否丧偶、责任认知;子女特征包括性别、年龄、受教育程度、身体健康状况、家庭经济状况、家庭抚养比、居住距离;家庭子女结构特征包括子女数、是否为纯女户。需要指出的是被访者责任认知主要是借鉴刘汶蓉的操作化方式[18],包括4个题项,即(1)只要为了孩子好,父母可以牺牲一切;(2)家长应当承担子女读书期间的一切费用;(3)父母应该为儿女的结婚承担费用;(4)照料孙子、孙女是老人义不容辞的责任,最终取四个题项值的算术平均数作为被访者父母责任认知水平。具体参见表 5

表 5 变量赋值与描述统计
变量名称 定义变量 均值 标准差
因变量
  孝顺程度评价 差很多=1,比较差=2,差不多=3,比较好=4,非常好=5 3.57 0.75
自变量
  对子女赡养行为的期望 连续性变量 2.65 0.64
  实际获得的子女支持 连续性变量 2.91 0.71
  老人赡养期望与实际获得支持之间的差距 连续性变量 -0.25 0.68
控制变量
  被访者性别 女=0,男=1 0.52 0.50
  被访者年龄 连续性变量 68.03 6.51
  被访者受教育程度 未上学=1,小学=2,初中=3,高中/中专/技校=4,大专及以上=5 1.74 0.87
  被访者身体健康状况 较差=1,一般=2,较好=3 1.86 0.74
  被访者家庭经济状况 紧张=1,一般=2,宽裕=3 1.61 0.67
  被访者是否丧偶 未丧偶=0,丧偶=1 0.30 0.46
  被访者父母责任认知 连续性变量 4.35 0.54
  子女性别 女=0,男=1 0.57 0.50
  子女年龄 连续性变量 41.77 8.41
  子女受教育程度 未上学=1,小学=2,初中=3,高中/中专/技校=4,大专及以上=5 3.64 1.39
  子女身体健康状况 较差=1,一般=2,较好=3 2.45 0.72
  子女家庭经济状况 紧张=1,一般=2,宽裕=3 2.02 0.66
  家庭抚养比 连续性变量 1.20 1.09
  居住距离 一个院子之内=1,一个村子之内=2,一个县之内=3,一个省之内=4,一个省之外=5 3.34 1.23
  子女数 连续性变量 2.89 1.22
  是否为纯女户 非纯女户=0,纯女户=1 0.10 0.30
(三) 模型

由于本文的因变量农村老年人对子女赡养行为的评价为定序变量,因此采用有序Logistic回归模型来分析各农村老年人对子女赡养行为评价的机理。将农村老年人对子女赡养行为的评价作为因变量Yk(k=1),将可能影响农村老年人对子女孝顺程度评价的变量设置为自变量X1,X2,……,Xn。其中n为自变量的个数,n=19。本文使用以下公式作为本研究的分析模型:

该公式主要用于分析农村老年人孝顺程度评价的机理,m代表因变量农村老年人孝顺程度评价的赋值(差很多=1、比较差=2、差不多=3、比较好=4、非常好=5);β0为常数项;βj是自变量的回归系数。

四、结果与分析 (一) 农村老年人对子女赡养行为的期望总体情况

表 3显示农村老年人对子女赡养行为的期望的均值为2.65,低于一般水平(中值),可见当前农村老年人对子女赡养行为的期望水平并不高。由于“养儿防老”的观念已延续了数千年,而“女儿养老”也经历了从无到有的过程,基于此,为了进一步探讨当前农村老年人对子女赡养行为的期望是否还存在性别差异,本研究利用两独立样本t检验的方法进行了分析,具体结果见表 6。从被访者的性别即农村老年人的性别视角来看,男性老年人的赡养期望均值为2.60,女性老年人的赡养期望均值为2.71,通过t检验发现两者的期望并未有显著差异,该研究结论是和Dong的研究[19]结论相吻合的。

表 6 性别视角下农村老年人对子女赡养行为的期望
赡养期望 均值 F值
男性被访者的赡养期望 2.60 0.020
女性被访者的赡养期望 2.71
农村老年人对儿子的赡养期望 2.74 0.046***
农村老年人对女儿的赡养期望 2.53
注:P* < 0.1,P** < 0.05,P*** < 0.01。

从子女的性别视角来看,老年人对儿子赡养期望的均值为2.74,对女儿的均值为2.53,通过两独立样本t检验发现两者的赡养期望存在显著差异,即老年人对儿子的赡养期望明显高于对女儿的赡养期望,这在一定程度上说明了当前农村老年人“养儿防老”的观念并未发生根本的改变,在调研中当地老年人讲到的“荞麦不算粮,女儿不养娘”也是对这一现实的形象描述。

(二) 农村老年人实际获得的子女支持行为总体情况

表 4显示农村老年人获得的子女赡养行为均值为2.91,接近于一般水平,高于其赡养期望均值(2.65)。可见,当前农村老年人的子女尽孝情况相对较好,基本上满足了农村老年人对子女赡养行为的期望。为了进一步探讨农村老年人实际获得的子女支持行为是否存在性别差异,本研究利用两独立样本t检验的方法进行了分析,具体结果见表 7

表 7 农村老年人实际获得的子女支持行为的性别差异
支持行为 均值 F值
男性农村老年人实际获得的子女支持行为 2.80 4.617***
女性农村老年人实际获得的子女支持行为 3.02
农村老年人获得的儿子的支持 2.93 0.927
农村老年人获得的女儿的支持 2.87
注:P* < 0.1,P** < 0.05,P*** < 0.01。

从被访者的性别视角来看,男性农村老年人实际获得的子女支持行为均值为2.80,女性老年人实际获得的子女支持行为均值为3.02,t检验发现男性农村老年人与女性农村老年人实际获得的子女支持行为存在显著差异,而且女性农村老年人实际获得的子女支持行为要高于男性农村老年人。上文发现,农村老年人对子女赡养行为的期望不存在老年人的性别差异,但是在实际获得的子女支持行为中却存在老年人的性别差异,其原因可能在于:一方面,女性老年人相比于男性老年人具有脆弱性,这种脆弱性更容易被子女感受到;另一方面,相比男性老人,女性老年人在家庭照料和隔代抚育方面可以发挥更大作用,这不仅有助于构建与深化与子女间的亲密关系,进而增大了子女对其的支持,这一发现也与Dong[19]的研究结果一致。

从子女性别视角来看,农村老年人获得的儿子支持的均值为2.93,获得的女儿支持的均值为2.87,t检验发现农村老年人获得的儿子支持和女儿支持并无显著差异。也就是说,尽管在调研中发现当地老年人对于女儿养老的认同度并不高,但女儿却在养老实践中发挥着重要作用,养老实践中的性别差异正在逐渐消失,这也与张翠娥和杨政怡的研究结论一致[20]

(三) 农村老年人对子女赡养行为评价的总体情况

表 8反映的是农村老年人对子女的赡养行为评价总体状况,数据显示6.8%的农村老年人认为子女和其他老人子女孝顺程度相比“差很多”或“比较差”,35.9%的农村老年人认为子女和其他老人子女孝顺程度相比“差不多”,57.2%的农村老年人认为自己子女的孝顺程度要好于其他老人的子女。从这里可以初步判断,在调查地点并未发现学界所说的“孝道衰落”。

表 8 相比于周围其他老人的子女,在世且年纪最大子女的孝顺情况
孝顺程度 频数 比例/%
差很多 3 0.9
比较差 19 5.9
差不多 116 35.9
比较好 161 49.9
非常好 24 7.4
合计 323 100.0
(四) 农村老年人对子女赡养行为评价的有序Logistic回归分析

基于研究假设,本研究建立了农村老年人对子女孝顺程度评价的影响因素分析的有序Logistic回归模型,回归结果见表 9。模型1到模型4是一组嵌套模型,从模型的检验结果来看,所有的F值均在1%的统计水平上显著,表明模型具有统计学意义。

表 9 农村老年人对子女赡养行为评价的有序Logistic回归分析
变量 模型1 模型2 模型3 模型4
估计系数 标准误 估计系数 标准误 估计系数 标准误 估计系数 标准误
自变量
  赡养期望 0.611*** 0.187 -0.111 0.212
  实际获得的子女支持行为 1.630*** 0.217
  赡养期望与实际获得的子女支持行为的差值 -0.868*** 0.177
控制变量
  被访者性别(参照组:男性) 0.455* 0.270 0.402 0.272 0.160 0.211 0.388 0.273
  被访者年龄 0.011 0.040 0.018 0.040 0.005 0.041 0.001 0.040
  被访者受教育程度 0.507*** 0.155 0.527*** 0.155 0.556*** 0.159 0.507*** 0.156
  被访者身体健康状况 -0.206 0.165 -0.223 0.166 -0.218* 0.171 -0.235 0.167
  被访者家庭经济状况 0.235 0.188 0.279 0.189 0.085 0.196 0.100 0.193
  被访者是否丧偶(参照组:丧偶) -0.152 0.267 -0.057 0.269 0.109 0.277 -0.120 0.270
  被访者父母责任认知 0.827*** 0.219 0.787*** 0.221 1.027*** 0.232 0.991*** 0.224
  子女性别(参照组:男性) 0.696*** 0.264 0.823*** 0.268 0.644** 0.277 0.495* 0.270
  子女年龄 -0.040 0.032 -0.043 0.032 -0.038 0.033 -0.035 0.032
  子女受教育程度 0.158 0.099 0.145 0.099 0.132 0.102 0.157 0.100
  子女身体健康状况 0.069 0.176 -0.031 0.180 -0.055 0.185 0.136 0.178
  子女家庭经济状况 0.266 0.190 0.318* 0.191 0.231 0.196 0.174 0.192
  家庭抚养比 -0.053 0.112 -0.082 0.112 -0.083 0.114 -0.034 0.113
  居住距离 -0.108 0.096 -0.092 0.096 0.037 0.100 -0.052 0.097
  子女数 0.069 0.120 0.105 0.121 0.302* 0.126 0.140 0.122
  是否为纯女户(参照组:纯女户) 0.141 0.419 0.221 0.421 0.082 0.432 -0.005 0.424
阙值=1 0.188 2.519 2.012 2.573 4.739* 2.666 0.298 2.547
阙值=2 2.312 2.464 4.618* 2.523 7.166*** 2.623 2.529 2.491
阙值=3 4.820* 2.471 6.723*** 2.535 10.05*** 2.653 5.159** 5.519
阙值=4 7.945*** 2.502 9.929*** 2.574 13.69*** 2.715 8.438*** 8.438
  样本数(N) 323 323 323 323
  -2对数似然值 673.141*** 662.715*** 603.481*** 648.633***
  Nagelkerke R2 0.158 0.189 0.345 0.221
注:P* < 0.1,P** < 0.05, P*** < 0.01。

从赡养期望变量来看,在模型2中,赡养期望在1%的统计水平上与农村老年人对子女的孝顺程度评价呈正相关,但是在加入农村老年人实际获得的子女支持行为变量的模型3中,赡养期望与孝顺程度评价的关系变得不显著,假设1并未得到验证。

从实际获得的子女支持行为变量来看,在模型3中,实际获得的子女支持行为在1%的统计水平上与农村老年人对子女的孝顺程度评价呈正相关,即农村老年人实际获得的子女支持行为越多,农村老年人对子女的孝顺程度评价越高,假设2得到验证。这也与杜鹏等[21]发现的老年人始终把子女日常的孝行作为孝顺评价的关键因素的结论相一致。

从赡养期望与获得子女支持的差值来看,在模型4中,赡养期望与获得子女支持的差值在1%的统计水平上显著,并与农村老年人对子女的孝顺程度评价呈负相关。也即赡养期望与获得子女支持的差值越小,子女的支持越能满足农村老年人对该子女的赡养期望,农村老年人对子女孝顺程度评价越高。由此可见,当前农村老年人在进行孝顺程度评价时并不简单地根据自己的赡养期望(亲代需求)或者获得的子女支持(子代供给)作出评判,更可能是依据子女满足自己赡养期望的程度作出综合的评判,假设3得到验证。

从控制变量来看:(1)被访者的受教育程度越高,对子女的孝顺程度评价越高,这可能是因为老人受教育程度的提高,其看待子女孝顺的看法、观念和标准更容易与时俱进,适应当今社会经济和人口的发展特点。(2)被访者的父母责任认知度越高,对子女的孝顺程度评价越高,这主要是因为责任认知程度越高的老年人更加强调自己对子女的付出,而不是子女的回报,当子女在尽孝方面不到位时更容易宽容子女,因而其评价较高。(3)被访者对子女的孝顺程度评价存在性别差异,对女儿的孝顺程度评价要高于儿子,这主要是因为在赡养期望上老人对女儿并没有过高的期待(与儿子无显著差异),但是女儿的实际支持行为却可能超出预期(与儿子无显著差异),这就凸显了女儿在养老中的作用,因而评价较高。(4)子女数这一变量可以反映出不同子女在赡养支持上的差异,在模型4中这一变量不再显著,这从侧面表明老年人对子女孝顺程度的评价并不是简单依据子女提供的支持,而是根据其支持对自己期望的满足程度来综合评判。

五、结论与讨论

基于湖北省红安县340户农村老年人家庭的调查,运用有序Logistic回归分析方法,本文考察了农村老年人对子女赡养行为的期望、实际获得的子女支持,以及农村老年人对子女孝顺程度的评价。研究发现:(1)农村老年人对子女赡养行为的期望水平并不高,男性农村老年人和女性农村老年人的期望并没有显著差异,但是受传统“养儿防老”文化的影响,农村老年人对儿子的赡养期望高于对女儿的期望。(2)农村老年人实际获得的子女支持要高于对子女的赡养期望,且女性老人获得的支持要高于男性老人,但来自儿子和女儿的支持并不存在显著差异。(3)农村老年人对子女的孝顺程度评价较高,其评价并非根据自己的赡养期望(需求)或子女的支持(供给)进行简单的评判,而是根据子女支持满足自己赡养期望的程度来进行综合评判。

通过以上分析,本文认为在红安县农村家庭内部,没有什么迹象表明子女的孝心正在遭受危机或急剧的侵蚀,老年人所获得的子女的赡养水平以及孝顺程度的评价仍比较高。这个发现表明尽管社会急剧的变迁,子女的赡养义务仍然相对完好地继承了下来,换句话说,并没有出现所谓“孝道衰落”的迹象。原因可能来自两方面:一是随着社会经济的发展与变迁,农村老年人的社会保障水平提高,对子女的依赖相对减少,特别是身体健康较好仍能劳作的老人,来自子女的支持只是辅助性的,也即对子女的需求相对较低,这使得他们对子女的评价较高;二是在社会结构变迁中,子代面临着来自工作竞争、住房购买、幼儿照料等方面压力,当在赡养方面无法做到更好时,老年人不仅会对此表示理解和宽容,同时还会更为强调自己的责任与付出。其结果是,农村老年人看待孝顺的看法与观念也随之变化,不再秉持传统孝道的标准和要求,亲子之间在养老的期望与标准方面主动或被动地达成一种共识,从而更能够适应当今社会、经济和人口的发展。然而,对那些经济条件、身体健康较差的老年人来说,子女的支持仍然是刚性的,他们对子女的赡养期望仍较高,而子代的支持一旦无法满足其期望,这样赡养的期待与标准没有达成共识,老年人就会存在巨大的失落感与落差感。

基于以上结论,为构建和谐的家庭代际关系,本文认为:一方面,子女在尽孝时要多考虑老人的期待与要求,力所能及地使自己的赡养标准与老人的期待达成一致,使得老年人获得较好的支持,实现“老有所养”,诸如子女应当树立“孝亲敬老光荣、虐老弃老可耻”的观念,多从父母的角度思考问题,除了保证老人的物质生活,还要注意给予老人精神上亲情的慰藉;另一方面,老年人也要根据社会发展以及亲子互动状况来调试自己对子女赡养的期待与认知,保持良好的心态,提高适应子女现实条件及社会养老形势发展的能力,诸如农村老人可以选择农村敬老院、乡镇养老院的养老方式,在满足“离家不离邻,离户不离村”的同时减轻子女的养老压力。

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