李成波 陳 功

（北京大學(xué) 人口研究所，北京 100871）

一、研究的背景與意義

1990年和2000年的人口普查顯示，我國農(nóng)村老年人農(nóng)業(yè)勞動參與比率很高。農(nóng)村老年人不但在業(yè)率高，而且從數(shù)量上看也占全部老年在業(yè)人口的絕大多數(shù)。1990年農(nóng)村老年人在業(yè)率為33%，是城市老年人在業(yè)率（17%）的將近兩倍［1］704；2000年農(nóng)村老年人在業(yè)率為43.15%，比城市老年人在業(yè)率（10.10%）高出3倍多［2］；另據(jù)針對2000年人口普查的一份分析顯示，60歲的老年在業(yè)人口中，農(nóng)村老年人占83%，到70歲時(shí)進(jìn)一步增加到88%，此后一直保持在90%左右，總的趨勢是老年在業(yè)人口中，年齡越大，農(nóng)村老年人所占比例越高［3］。

中國是農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)業(yè)勞動與農(nóng)村老年人的經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)和福利保障息息相關(guān)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動對于農(nóng)村老年人的養(yǎng)老有著重要的影響和作用。研究農(nóng)村老年人農(nóng)業(yè)勞動參與的影響因素，查明農(nóng)村老年人農(nóng)業(yè)勞動參與的意愿是積極主動的還是消極被動的，參與的真正目的和動機(jī)是純粹為了生計(jì)還是為了實(shí)現(xiàn)“老有所為”，有利于制定更好的公共政策和措施，以保證和提高農(nóng)村老年人的農(nóng)業(yè)勞動參與能力，更好地實(shí)現(xiàn)農(nóng)村老年人的勞動自養(yǎng)和積極養(yǎng)老，從而減輕養(yǎng)老對家庭、社會的負(fù)擔(dān)。

二、文獻(xiàn)回顧

關(guān)于影響老年人勞動參與的因素，已有研究發(fā)現(xiàn)有如下方面:（1）子女外出打工因素、居住方式因素和土地承包權(quán)因素［4］。隨著越來越多的農(nóng)村青壯年勞動力外出打工，越來越多的老人不再與孩子住在一起，也不能再依賴于子女對老人提供日常生活和生產(chǎn)方面的幫助，這在很大程度上迫使老年人繼續(xù)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)［5］。（2）社會保障因素［5］。以擁有退休金為主要形式的老年保障制度在發(fā)展中國家并不普遍，出于生存的需要，許多發(fā)展中國家的老年人不得不繼續(xù)工作，形成較高的在業(yè)率［3］。非洲、亞洲和拉丁美洲65歲以上男子勞動力參與率分別為57%、37%和38%，如此高的老年人勞動參與率，可能是由于這些地區(qū)缺少老年人養(yǎng)老金計(jì)劃或其他支持收入規(guī)劃［6］。（3）年齡因素和健康因素。年齡和健康狀況是影響農(nóng)村老年人是否繼續(xù)從事農(nóng)業(yè)勞動最主要的個體因素，無論是男性還是女性，隨著年齡的增長，其勞動參與率均呈下降的趨勢，而勞動參與率的高低與健康狀況的好壞也具有明顯的正向關(guān)系［4－5，7］。（4）自我養(yǎng)老視角。參加農(nóng)業(yè)勞動實(shí)際上是老年人獲取經(jīng)濟(jì)來源以實(shí)現(xiàn)自我養(yǎng)老的一個重要方式，因而要將老年人的農(nóng)業(yè)勞動放在養(yǎng)老的視角來考察［8］。農(nóng)村老年人很少有坐享清福的，只要身體允許，勞動是他（她）們的本色，勞動自養(yǎng)也是養(yǎng)老的一項(xiàng)重要內(nèi)容［9］。（5）文化的視角?！斗鹜拥母裱浴分赋?，“勞動一日，可得一夜安眠；勤勞一生，可得幸福長眠”，這體現(xiàn)出文化因素對勞動的影響作用。老年在業(yè)率可以說在一定程度上反映出一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和社會保障制度的完善程度，但不同的文化和社會經(jīng)濟(jì)制度也會造成一定的差異，例如東亞的日本和韓國經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，社會保障制度也比較完備，但其老年人在業(yè)率水平卻比歐美國家高出一倍甚至數(shù)倍［1］868。

已有文獻(xiàn)對老年人勞動參與的影響因素進(jìn)行了有效的研究，但這些研究缺乏單個具體因素的針對性深度分析，同時(shí)，對心理因素的影響也缺乏量化研究。當(dāng)然，這里面可能有心理等因素難以量化的原因?；诖耍P者著重選取制度保障和心理兩大因素來進(jìn)行實(shí)證考察和研究。

三、數(shù)據(jù)、變量

（一）數(shù)據(jù)來源及樣本

本文所利用數(shù)據(jù)來自2006年中國城鄉(xiāng)10%老年人口狀況追蹤抽樣調(diào)查，研究對象是年滿60周歲及以上的老年人。本次抽樣調(diào)查的標(biāo)準(zhǔn)調(diào)查時(shí)點(diǎn)為2006年6月1日。10%的樣本共計(jì)1980個，其中農(nóng)村樣本983個，基本特征見表1。

（二）變量及其測量

1.變量

在本次研究中，因變量是“農(nóng)業(yè)勞動參與”，根據(jù)2006年中國城鄉(xiāng)老年人口狀況追蹤調(diào)查農(nóng)村個人問卷，“農(nóng)業(yè)勞動參與”操作化為“現(xiàn)在還在干農(nóng)活”。制度保障因素和心理因素是研究關(guān)注的主要自變量。將老年人的人口學(xué)特征（性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況）、經(jīng)濟(jì)因素（經(jīng)濟(jì)狀況）、健康因素（健康狀況）等用作控制變量。

2.變量測定

（1）制度保障指數(shù)設(shè)計(jì)

制度保障因素在調(diào)查問卷中涉及到的問題有四個，即“是否有政府救助（包括醫(yī)療救助）”、“是否有集體救助”、“是否有社會養(yǎng)老保險(xiǎn)金”、“是否有企業(yè)養(yǎng)老補(bǔ)貼”。筆者先是通過SPSS中的“Compute”功能將這四個問題進(jìn)行了累加，得到一個五分類變量，分別命名為“無制度保障”、“享有一項(xiàng)制度保障”、“享有兩項(xiàng)制度保障”、“享有三項(xiàng)制度保障”、“享有四項(xiàng)制度保障”。然后，通過SPSS中的“Record”功能對該五分類變量進(jìn)行合并，即將“無制度保障”分類項(xiàng)單獨(dú)作為一類，命名為“無制度保障”，將其余四個分類項(xiàng)合并為一項(xiàng)，命名為“有制度保障”。通過以上處理，就得到一個兩分類的變量，命名為“制度保障指數(shù)”，同時(shí)，對制度保障指數(shù)的兩個分類項(xiàng)分別賦值0和1，其中“0”表示“無制度保障”，“1”表示“有制度保障”。

表1 農(nóng)村老年人口基本特征

（2）心理因素測量

關(guān)于老年人心理因素的測量，從以往學(xué)者的研究成果來看，主要包括老年人的性格特征，例如，對自我的認(rèn)識和評價(jià)、對年老的評價(jià)、對事物的積極態(tài)度、孤獨(dú)感和挫折感等［10］。老人的性格特征作為心理因素的表現(xiàn)，在調(diào)查問卷中涉及到的問題有12個，筆者對這12個問題重新編碼后得出如下因子分析結(jié)果（見表2）。結(jié)果發(fā)現(xiàn):“老年人是社會的負(fù)擔(dān)”和“老年人是家庭的負(fù)擔(dān)”在第一個因子上的負(fù)載較高；“現(xiàn)在社會越來越關(guān)心和重視老年人問題”、“尊敬老年人的年輕人越來越多”和“現(xiàn)在社會存在著比較嚴(yán)重的不公平現(xiàn)象”在第二個因子上的負(fù)載較高；而“現(xiàn)在和年輕時(shí)一樣幸福”、“能夠吃飽穿暖就很幸福”和“過去的老年人沒有現(xiàn)在的老年人幸?！痹诘谌齻€因子上的負(fù)載較高；“喜歡結(jié)交朋友”、“喜歡和別人聊天”在第四個因子上的負(fù)載較高。在此將第一個因子作為對老年的消極體驗(yàn)，第二個因子作為對社會態(tài)度的感知，第三個因子作為對老年的積極體驗(yàn)，第四個因子作為對社會人際交往的偏好，并將這四個因子以回歸方法保存。

從表2中可知，K.M.O值為0.663，大于0.5，所以表中的12個變量可以使用因子分析，巴特利特球體檢驗(yàn)（Bartlett’s Test of Sphericity）顯著度為0.000，表示統(tǒng)計(jì)上顯著，即拒絕相關(guān)矩陣為單位陣的零假設(shè)。

表2 性格特征的因子分析結(jié)果

3.農(nóng)村老年人農(nóng)業(yè)勞動參與影響因素模型農(nóng)村老年人農(nóng)業(yè)勞動參與影響因素模型的變量類型及其測量如表3所示。

表3 農(nóng)村老年人農(nóng)業(yè)勞動參與影響因素模型變量

四、統(tǒng)計(jì)分析與結(jié)果

（一）描述統(tǒng)計(jì)分析與結(jié)果

1.農(nóng)村老年人農(nóng)業(yè)勞動參與影響因素模型變量交叉分析

考慮到本次研究的指標(biāo)多為定類或定序變量，所利用數(shù)據(jù)的樣本量不是足夠大，而雙變量交叉分析在所用數(shù)據(jù)樣本量不是足夠大的情況下尤為重要，因此，對農(nóng)村老年人農(nóng)業(yè)勞動參與影響因素模型變量進(jìn)行交叉分析，采用這一分析有利于在調(diào)適模型前把與因變量農(nóng)業(yè)勞動參與無關(guān)聯(lián)的變量首先刪除，減少進(jìn)入模型變量數(shù)，提高模型擬合度。

交叉分析結(jié)果顯示（見表4）:①除自評經(jīng)濟(jì)狀況外，其他所有變量（性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況、自評健康狀況和制度保障）均與農(nóng)業(yè)勞動參與具有統(tǒng)計(jì)上顯著的關(guān)聯(lián)；②除制度保障變量與農(nóng)業(yè)勞動參與關(guān)聯(lián)的顯著性水平為P＜0.01外，其他變量與農(nóng)業(yè)勞動參與關(guān)聯(lián)的顯著性水平均為P＜0.001；③農(nóng)村老年人的農(nóng)業(yè)勞動參與在性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況、自評健康狀況和制度保障等這六個因素上表現(xiàn)出明顯的統(tǒng)計(jì)學(xué)差異。

表4 農(nóng)村老年人農(nóng)業(yè)勞動參與影響因素模型變量交叉分析

2.雙變量關(guān)聯(lián)度分析

由于心理因素的四個因子“對老年的消極體驗(yàn)因子”、“對社會態(tài)度的感知因子”、“對老年的積極體驗(yàn)因子”和“對社會人際交往的偏好因子”均為定距型連續(xù)性變量，故它們與農(nóng)業(yè)勞動參與不適合做交叉分析。在此，筆者僅將這四個因子與農(nóng)業(yè)勞動參與進(jìn)行關(guān)聯(lián)度分析。

表5為四個因子與農(nóng)村老年人農(nóng)業(yè)勞動參與的關(guān)聯(lián)分析結(jié)果，從表5可看出，自變量心理因素中的“對社會人際交往偏好因子”和農(nóng)村老年人農(nóng)業(yè)勞動參與顯著相關(guān)，且關(guān)聯(lián)方向?yàn)檎?，關(guān)聯(lián)系數(shù)Tau－y為0.091。心理因素的其他因子與農(nóng)村老年人農(nóng)業(yè)勞動參與在統(tǒng)計(jì)上的關(guān)聯(lián)均不顯著。

表5 心理因素和農(nóng)村老年人農(nóng)業(yè)勞動參與的列聯(lián)表

（二）回歸分析及結(jié)果

從描述統(tǒng)計(jì)分析的結(jié)果看，性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況、自評健康狀況、制度保障、心理因素中的對社會人際交往偏好因子等均造成了農(nóng)村老年人農(nóng)業(yè)勞動參與率的差異。但是，描述性統(tǒng)計(jì)的結(jié)果不能區(qū)分因素間的相互影響，只能大致度量兩個變量之間的關(guān)聯(lián)性和關(guān)聯(lián)程度，要研究影響農(nóng)村老年人的農(nóng)業(yè)勞動參與有哪些變量，以及影響作用的大小和方向如何，這就需要使用回歸分析，也就是需要對60歲及以上老年人口的農(nóng)業(yè)勞動參與進(jìn)行回歸分析。

因變量“是否參與農(nóng)業(yè)勞動”是一個二分類變量，這里使用二元羅吉斯蒂回歸模型來進(jìn)行分析。依據(jù)前面的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果，引入模型的自變量包括性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況、自評健康狀況、制度保障、心理因素中的對社會人際交往偏好因子。

首先將自變量制度保障、心理因素中的對社會人際交往偏好因子納入模型，回歸結(jié)果顯示:制度保障和心理因素中的對社會人際交往偏好因子顯著影響農(nóng)村老年人農(nóng)業(yè)勞動參與。其中，制度保障變量對農(nóng)業(yè)勞動參與的作用方向?yàn)樨?fù)，即農(nóng)村老年人愈是擁有制度保障，其農(nóng)業(yè)勞動參與可能性愈低，擁有制度保障的農(nóng)村老年人，其參與農(nóng)業(yè)勞動的可能性是沒有制度保障的老年人的66.5%。心理因素中的對社會人際交往偏好因子對農(nóng)業(yè)勞動參與的影響作用方向?yàn)檎?，有社會人際交往偏好的農(nóng)村老年人參與農(nóng)業(yè)勞動的可能性是沒有社會人際交往偏好的老年人的1.327倍（見表6）。

當(dāng)控制其他變量后，制度保障、對社會人際交往偏好仍然顯著影響農(nóng)村老年人的農(nóng)業(yè)勞動參與。此時(shí)，制度保障對農(nóng)業(yè)勞動參與的作用方向仍然為負(fù)，擁有制度保障的農(nóng)村老年人參與農(nóng)業(yè)勞動的可能性是沒有制度保障的老年人的69.8%。心理因素中的對社會人際交往的偏好因子對農(nóng)業(yè)勞動參與的影響作用方向仍然為正，有社會人際交往偏好的農(nóng)村老年人參與農(nóng)業(yè)勞動的可能性是沒有社會人際交往偏好的老年人的1.253倍（見表6）。

控制變量中，性別、年齡、婚姻狀況和自評健康狀況對農(nóng)村老年人參與農(nóng)業(yè)勞動具有統(tǒng)計(jì)上顯著的影響，此時(shí)，受教育程度對農(nóng)村老年人參與農(nóng)業(yè)勞動不具有統(tǒng)計(jì)上顯著的影響。年齡的影響作用方向?yàn)樨?fù)，即年齡越高，農(nóng)業(yè)勞動參與可能性越低；性別、婚姻狀況和自評健康狀況的影響作用方向均為正。從回歸模型統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果來看，男性老年人參與農(nóng)業(yè)勞動的可能性是女性的1.881倍，高齡老年人參與農(nóng)業(yè)勞動的可能性是低齡老年人的10.3%，在婚老年人參與農(nóng)業(yè)勞動的可能性是不在婚老年人的1.850倍，自評健康狀況好的老年人參與農(nóng)業(yè)勞動的可能性是自評健康狀況差的老年人的2.921倍（見表6）。

表6 農(nóng)村老年人農(nóng)業(yè)勞動參與影響因素回歸模型

（三）偏回歸系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化

標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)可直接用來比較各個自變量對因變量影響作用的大小。為便于比較制度保障和心理因素中的對社會人際交往偏好因子這兩個自變量對農(nóng)村老年人農(nóng)業(yè)勞動參與影響作用的大小，在此引入標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)。根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)公式［11］計(jì)算，可得到制度保障和心理因素中的對社會人際交往偏好因子這兩個自變量的標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)分別為－0.042和0.010，可見，絕對值0.042大于0.010，這說明制度保障變量對農(nóng)業(yè)勞動參與的影響作用大于心理因素中的對社會人際偏好因子，即宏觀層面制度保障的影響作用大于微觀層面?zhèn)€體的心理因素。

五、結(jié)語

通過前面的統(tǒng)計(jì)分析，可以得出如下結(jié)論:農(nóng)村老年人農(nóng)業(yè)勞動參與的主要原因是制度保障的缺失和不完善，當(dāng)然，其主要動機(jī)存在著個體心理上社交、活動的需要。

我國目前龐大的老年群體經(jīng)歷了計(jì)劃經(jīng)濟(jì)、改革開放和市場經(jīng)濟(jì)時(shí)代，他們中的多數(shù)人收入和財(cái)產(chǎn)沒有較多的積累，經(jīng)濟(jì)上缺乏養(yǎng)老的準(zhǔn)備，尤其是數(shù)量龐大的農(nóng)村老年人的養(yǎng)老保障面臨諸多不利影響因素［12］。一方面，改革開放以來，尤其是20世紀(jì)90年代末期以來，在工業(yè)化、城市化和市場化的大力推動下，大量農(nóng)村青壯年人口涌入城市，使得農(nóng)村傳統(tǒng)的土地養(yǎng)老和家庭養(yǎng)老功能日趨弱化，不少農(nóng)村老年人的子女和家庭不再為老年人提供相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)；另一方面，廣大農(nóng)村的社會養(yǎng)老和醫(yī)療保障制度依然不健全，制度化養(yǎng)老保障覆蓋面依然很窄，待遇水平依然較低。正是由于這些養(yǎng)老保障的缺失，尤其是制度性養(yǎng)老保障的缺失和不健全，老年人迫于生計(jì)壓力和經(jīng)濟(jì)無奈，不得不繼續(xù)通過參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動來進(jìn)行自我養(yǎng)老和自我福利提供，可見，農(nóng)村老年人的福利和保障同其參與農(nóng)業(yè)勞動息息相關(guān)。在農(nóng)村，對社會人際交往偏好的老年人，其參與農(nóng)業(yè)勞動的可能性更高，是沒有社會人際交往偏好的老年人的1.253倍，這從中國的實(shí)踐中驗(yàn)證了國際上流行的老年“活動”理論。如果說農(nóng)村老年人的農(nóng)業(yè)勞動參與是中國特色“老有所為”的表現(xiàn)，那么從這個意義上講，“老有所為”就是出于一種積極的心理感受和自我評價(jià)。

我國大量的農(nóng)村中青年勞動力流向城市，造成農(nóng)村耕種土地的青壯年農(nóng)村勞動力短缺，留守農(nóng)村家園的老年人剛好可以填補(bǔ)這一空缺。然而，一定階段或時(shí)期內(nèi)，農(nóng)村老年人養(yǎng)老制度保障的增加，會相應(yīng)降低其參與農(nóng)業(yè)勞動的可能性，這啟示我們在進(jìn)行制度保障設(shè)計(jì)時(shí)，既要有利于保護(hù)和提高農(nóng)村老年人勞動參與的積極性，又要注意福利保障水平的適度性，防止因保障水平過高而影響農(nóng)村老年人參與農(nóng)業(yè)勞動的積極性，降低整個農(nóng)村農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動參與率，從而造成農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動力的缺乏。

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