聶建亮

(西北大學 公共管理學院, 陜西 西安 710127)

一、引 言

幸福是個具有持久生命力的話題,古希臘學者亞里士多德曾言“幸福是人類存在的唯一目標和目的”,英國哲學家休謨認為“一切人類努力的偉大目標在于獲得幸?！盵1]。現(xiàn)代學者也基本持相似觀點,如黃有光就認為幸福和快樂是人生的最終目標,而且是唯一有理性的最終目標[2]。當然,幸福不但是個人的終極追求,也在近些年成為政府施政的重要目標[3]。黨的十八大報告提出了提高城鄉(xiāng)居民幸福指數(shù)的要求,十九大報告更是提出了“增進民生福祉是發(fā)展的根本目的”的論斷,而增進民生福祉就是著力提高人們的幸福感。因此,研究幸福感有助于政府采取正確的社會政策,提高人們的生活質(zhì)量及幸福感。

自進入21世紀,中國即進入老齡化社會。國家統(tǒng)計局最新發(fā)布的數(shù)據(jù)顯示,到2016年末,大陸60周歲及以上人口占到大陸總?cè)丝诘?6.7%,65周歲及以上人口占到大陸總?cè)丝诘?0.8%,這兩個比例均遠高于老齡化的標準。有學者預測,到2030年中國將進入超級老齡社會[4]。在日益嚴峻的老齡化形勢下,老年人,尤其是農(nóng)村老人作為一個特殊群體,將在中國社會中占有越來越重要的地位,發(fā)揮越來越重要的作用。因此積極應對人口老齡化風險,讓農(nóng)村老人過上幸福的晚年生活,是中國民眾及政府需要考慮的重要課題。

已有對人們幸福體驗的研究集中在對主觀幸福感(subjective well-being)的關注,主觀幸福感是人們對生活質(zhì)量的自我評價[5]。影響農(nóng)村老人主觀幸福感的因素是多方面的,子女數(shù)量是其中的重要因素。中國自古便有“多子多?！钡恼f法,尤其是在農(nóng)村,“多子”意味著“多?！?這里的“子”更大程度上是指“兒子”,在當前社會“子”可以擴大到“子女”,而“?！备蟪潭壬鲜侵父狻⑿腋??；舴蚵?Hoffman)等曾將子女帶給父母的幸福感分為九類,對于老年人來說應該是老年養(yǎng)老的保障感[6]。穆崢和謝宇更是認為在社會保障高度匱乏的年代，更多子女,尤其是男性后代，是父母在年老后生活的關鍵保障[7]。伴隨著我國急劇的社會轉(zhuǎn)型,農(nóng)民的生育觀念和養(yǎng)老觀念也發(fā)生了一定的轉(zhuǎn)變,而隨著我國新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險制度的實施,農(nóng)村養(yǎng)老逐漸從“養(yǎng)兒防老”向“國家養(yǎng)老”轉(zhuǎn)變[8]。因此,在子女養(yǎng)老功能逐漸被替代的情況下,子女對于老年人的主觀幸福感是否還有重要的影響?“多子”是否仍然“多?！?相對于子女數(shù)量,代際支持對農(nóng)村老人的主觀幸福感又有怎樣的影響?這些即是本文探討的核心問題。

二、文獻回顧與研究假設

長期以來,主觀幸福感是社會科學研究的一個重要課題。相關研究涉及主觀幸福感的測度、跨國跨文化比較以及影響因素等,其中主觀幸福感的影響因素是眾多研究關注的核心[9]。作為處于生命周期后期的農(nóng)村老人,伴隨身體機能逐漸衰退的是其對子女養(yǎng)老的依賴,所以子女狀況對農(nóng)村老人主觀幸福感的影響是顯而易見的。子女對農(nóng)村老人主觀幸福感的影響體現(xiàn)在多個方面,包括子女數(shù)量、代際支持、代際關系等,本文側(cè)重考察子女數(shù)量和代際支持中的經(jīng)濟支持及生活照料狀況對農(nóng)村老人主觀幸福感的影響。

(一)子女數(shù)量與農(nóng)村老人的主觀幸福感

“多子多?！笔寝r(nóng)村傳統(tǒng)的養(yǎng)老觀念,不過學界在子女數(shù)量對農(nóng)村老年人主觀幸福感影響方面的研究卻存在爭論,學者們或者認為子女數(shù)量正向影響了農(nóng)村老人的主觀幸福感,即子女數(shù)量越多,農(nóng)村老人的主觀幸福感越高,或者認為子女數(shù)量對農(nóng)村老年人的主觀幸福感有負向影響或沒有顯著影響。有研究認為,對于獨生子女父母而言,子女的唯一性使他們在養(yǎng)老和晚年生活時面臨著風險[10],而子女數(shù)量的增加會因為帶動效應和監(jiān)督效應的存在使父母獲得的經(jīng)濟支持更多[11-12],進而提升老年人的主觀幸福感。不過有學者認為,子女數(shù)量的增加未必對老年人的主觀幸福感有促進作用,老年人子女過多容易造成彼此在經(jīng)濟贍養(yǎng)父母方面相互推諉和“搭便車”[13],不利于提升老年人的主觀幸福感。還有部分學者研究發(fā)現(xiàn)這兩者之間并沒有顯著關系,這可能與父母更加注重孩子的質(zhì)量而非數(shù)量有關[14]。

本文基于養(yǎng)老保障視角,欲檢驗“多子多?！痹诋斍暗默F(xiàn)實性,即探討子女數(shù)量與農(nóng)村老人主觀幸福感的關系。但在子女數(shù)量分布中有一種特殊分布,或者說極端形式,即有子女和沒有子女。因此這里分兩個階段提出研究假設,首先是基于農(nóng)村老人群體提出有無子女對其主觀幸福感的影響,然后進一步基于有子女群體提出子女數(shù)量對其主觀幸福感的影響。相對于沒有子女的農(nóng)村老人,有子女的農(nóng)村老人可以獲得子女的養(yǎng)老保障,從而擁有更加積極的情感體驗,因此主觀幸福感更高。而對于有子女的農(nóng)村老人,子女較多意味著子女能夠向父母提供更多的養(yǎng)老保障,老年父母可以得到更好的贍養(yǎng),因此主觀幸福感可能更高。據(jù)此提出以下研究假設:

假設1:有子女的農(nóng)村老人比沒有子女農(nóng)村老人的主觀幸福感更高。

假設2:對于有子女的農(nóng)村老人,子女越多,其主觀幸福感越高。

子女存在性別差異,既有的研究認為子女的性別對農(nóng)村老人的主觀幸福感產(chǎn)生了不同的影響。傳統(tǒng)的“養(yǎng)兒防老”觀念認為,在家庭中往往是兒子,而不是女兒為父母提供根本性的老年支持[15]。兒子更可能向父母提供經(jīng)濟支持[16]。所以一些研究認為兒子對農(nóng)村老人主觀幸福感有顯著的影響,有兒子的老年人比無兒子的老年人主觀幸福感更高[17],但也有研究發(fā)現(xiàn)兒子數(shù)量與農(nóng)村老人的主觀幸福感負向相關[18]。隨著農(nóng)村經(jīng)濟社會的發(fā)展以及農(nóng)民養(yǎng)老觀念的轉(zhuǎn)變,學界普遍認為當前女兒在老人養(yǎng)老過程中的作用越來越大,如有研究指出無論是經(jīng)濟支持比例還是經(jīng)濟支持數(shù)量,女兒和兒子一樣發(fā)揮重要作用[19],女兒會給父母提供更多的照料支持[20],甚至女兒比兒子對父母的情感慰藉意愿要高[21]。因此一些研究發(fā)現(xiàn),女兒更有助于提高父母的主觀幸福感。當然女兒有助于提高父母的主觀幸福感還因為養(yǎng)育女兒家長要支付的成本要比兒子少,對兒子有高期待但現(xiàn)實卻是女兒回報的更多,且女兒天生與父母的關系要更好一些[14]。基于以上分析,這里認為兒子數(shù)量和女兒數(shù)量的增加都有可能提高農(nóng)村老人的主觀幸福感,因此基于假設2進一步提出以下2個研究假設:

假設2a:對于有子女的農(nóng)村老人,兒子越多,其主觀幸福感越高。

假設2b:對于有子女的農(nóng)村老人,女兒越多,其主觀幸福感越高。

(二)代際支持與農(nóng)村老人的主觀幸福感

經(jīng)濟支持、生活照料和精神慰藉是人們養(yǎng)老的主要內(nèi)容，也是子女對父母提供代際支持的主要內(nèi)容,其中經(jīng)濟支持是基礎,生活照料是重要方式,精神慰藉則在很大程度上依托經(jīng)濟支持和生活照料,且精神慰藉測量難度較大,因此這里主要考察經(jīng)濟支持和生活照料對農(nóng)村老人主觀幸福感的影響。新農(nóng)保試點實施之前,在農(nóng)村老人勞動力逐漸喪失的過程中,子女為其提供的經(jīng)濟支持是農(nóng)村老人養(yǎng)老資源供給中的重要組成部分。子女對農(nóng)村老人的經(jīng)濟支持可以減輕農(nóng)村老人的養(yǎng)老壓力,降低其勞動參與程度進而增加其休閑時間,從而提高農(nóng)村老人的主觀幸福感。一些實證研究也證明子女提供的經(jīng)濟支持對老年人的主觀幸福感產(chǎn)生了顯著的正向影響[22]。而子女對農(nóng)村老人的生活照料,一方面有助于農(nóng)村老人,尤其是農(nóng)村高齡老人緩解自理困境,進而提高生活品質(zhì);另一方面也有助于增進代際之間的情感交流,而情感的交流會對老年人的幸福感產(chǎn)生重要影響[23]?？傊?子女提供的支持能夠減輕老年人的消極情緒,增強其積極情緒[24],且子女的支持越多,老年人就越容易感受到強大的家庭網(wǎng)絡,有利于坦然面對生活中的應激事件,提高主觀幸福感[25]。另外,子女對農(nóng)村老人的經(jīng)濟支持及生活照料越多,反映了代際之間的關系越和諧,這也在一定程度上提高了農(nóng)村老人的主觀幸福感。因此這里提出以下2個研究假設:

假設3:子女的經(jīng)濟支持越多,農(nóng)村老人的主觀幸福感越高。

假設4:相對于沒有獲得子女生活照料的農(nóng)村老人,獲得子女生活照料農(nóng)村老人的主觀幸福感更高。

三、研究設計

(一)數(shù)據(jù)資料

本研究使用了農(nóng)村老人養(yǎng)老保障研究課題組對湖北省和陜西省農(nóng)村地區(qū)60周歲及以上老人的實地調(diào)查數(shù)據(jù)。湖北省位于中國中部地區(qū),陜西省則位于西部地區(qū),兩省分別是中國中部和西部地區(qū)的典型代表。2014年到2017年課題組先后對湖北省的黃岡市、孝感市、荊州市以及陜西省的安康市、商洛市、渭南市、西安市、韓城市的60個村進行了問卷調(diào)查。調(diào)查時,每村隨機抽取25名左右年滿60周歲的農(nóng)村老人作為樣本,采用面訪的方式進行問卷調(diào)查。調(diào)查共發(fā)放問卷約1580份,收回有效問卷1516份,有效收回率約為96%。表1顯示了樣本的基本特征:男性比例略高于女性,年齡集中在80歲以下,文化程度以小學及以下為主,婚姻狀況中有配偶的比例高于無配偶的。

(二)變量及操作化

1.因變量 農(nóng)村老人的主觀幸福感是本研究的因變量。在本研究中,通過直接詢問農(nóng)村老人的主觀幸福感來進行測量。這樣的處理方式是目前國際上流行的主觀幸福感的測量方法,被認為是可靠的和有效的[26]。國內(nèi)很多研究也認為主觀幸福感具有心理測量學的充分性,能夠反映受訪者關于幸福的真實感受[27-28]。

2.自變量 本文的自變量包括有無子女、子女性別、子女總數(shù)、兒子數(shù)量、女兒數(shù)量、子女經(jīng)濟支持比重、子女生活照料狀況等。其中,有無子女、子女性別變量主要測量有無子女對農(nóng)村老人主觀幸福感的影響;子女總數(shù)、兒子數(shù)量、女兒數(shù)量變量主要測量子女數(shù)量對農(nóng)村老人主觀幸福感的影響。子女經(jīng)濟支持比重、子女生活照料狀況變量主要測量代際支持對農(nóng)村老人主觀幸福感的影響,其中子女經(jīng)濟支持比重表征子女對農(nóng)村老人的經(jīng)濟支持狀況,指子女等的供養(yǎng)數(shù)量占農(nóng)村老人個人收入的比重。子女經(jīng)濟支持比重是相對值,能更好地反映子女經(jīng)濟支持對農(nóng)村老人養(yǎng)老的作用。子女生活照料狀況主要詢問近半年來子女對農(nóng)村老人生活照料的情況。

表1 樣本基本特征描述

3.控制變量 基于已有研究結(jié)果,這里將性別、年齡、受教育年限、自評健康狀況、收入水平、婚姻狀況、居住方式、所在地區(qū)設置為控制變量[29-30]。變量的描述統(tǒng)計結(jié)果見表2。

(三)統(tǒng)計模型

本文主要探討子女數(shù)量與農(nóng)村老人主觀幸福感的關系,因此本文的被解釋變量為主觀幸福感,屬于有序多分類變量。已有對主觀幸福感的研究幾乎都使用OLS、有序Probit或有序Logistic方法來建立回歸模型,因此本文也擬建立有序Logistic回歸模型進行分析。

四、結(jié)果分析

(一)結(jié)果的描述性分析

首先來看農(nóng)村老人子女數(shù)量狀況。表3顯示,在總體樣本中,有子女的比例達到98.9%,僅有1.1%的樣本沒有子女,也就是說基本上所有農(nóng)村老人均有子女。另外,絕大多數(shù)的農(nóng)村老人都是兒女雙全(79.9%),只有兒子的比例較低(14.1%),只有女兒的比例更低(4.9%)。

本文更加關注子女數(shù)量對農(nóng)村老人主觀幸福感的影響,所以這里進一步看有子女樣本的基本情況。表3顯示,多數(shù)樣本的子女總數(shù)為3～4人,比例達到了53.8%,其次是1～2人,比例為26.3%,然后是5～6人,比例為17.5%,子女總數(shù)超過7人的比例極低。應該說在農(nóng)村,尤其是在傳統(tǒng)農(nóng)村,更加固守“重男輕女”的傳統(tǒng),所以農(nóng)村家庭中至少要生1個兒子。多數(shù)樣本有1～2個兒子,這一比例高達74.2%,有3～4個兒子的比例為19.8%,沒有兒子的比例僅4.9%,超過5個兒子的比例也僅1.1%。多數(shù)樣本有1～2個女兒,這一比例高達65.2%,有3～4個女兒的比例為19.2%,沒有女兒的比例為14.3%,高于沒有兒子的比例(4.9%)。另外,女兒數(shù)量最多達到了7～8人,高于兒子數(shù)量的5～6人,這很大程度上是因為農(nóng)村家庭如果沒有兒子,會一直生下去,導致一些家庭出現(xiàn)七八個女兒的情況。

再來看農(nóng)村老人獲得子女經(jīng)濟支持及生活照料的狀況。表3顯示,有四成多(44.3%)的樣本并未獲得子女的經(jīng)濟支持,獲得子女經(jīng)濟支持占農(nóng)村老人個人收入的比重在1%～30%的占樣本總體的25.6%,比重在31%～70%范圍的占樣本總體的21.0%,比重在71%～100%范圍的僅占樣本總體的9.1%。另外,近四成(39.1%)樣本獲得了子女的生活照料,而六成(60.9%)樣本并未獲得子女的生活照料。

表2 變量的描述統(tǒng)計結(jié)果

表3 農(nóng)村老人子女數(shù)量及代際支持的描述分析結(jié)果

然后再來看農(nóng)村老人的主觀幸福感。表4顯示,農(nóng)村老人認為自己比較幸福和非常幸福的比例分別為55.0%和18.3%,兩者合計超過七成,達到73.3%,認為一般幸福的為21.0%,而認為不太幸福和很不幸福的比例僅為4.9%和0.7%。不同地區(qū)之間農(nóng)村老人的主觀幸福感存在一定的差異,但差異不大?？傮w來看,湖北樣本的主觀幸福感略高于陜西樣本,湖北樣本認為“比較幸福”和“非常幸?！钡暮嫌嫗?6.1%,高于陜西樣本的70.1%。

表4 農(nóng)村老人主觀幸福感的描述性分析

最后來看因變量與自變量之間的相關關系。為展現(xiàn)兩者之間的關系,這里計算了各個自變量與因變量之間的Pearson相關系數(shù)。表5顯示,在總體樣本中,有無子女以及子女性別中的沒有子女變量與農(nóng)村老人主觀幸福感變量均在P<0.01的水平上顯著相關,只是前者系數(shù)為正,后者為負。在有子女樣本中,子女總數(shù)、子女經(jīng)濟支持比重、子女生活照料狀況與農(nóng)村老人主觀幸福感變量均在P<0.01的水平上顯著正向相關,兒子數(shù)量變量則與農(nóng)村老人主觀幸福感變量在P<0.05的水平上顯著正向相關。由于自變量之間可能存在相互作用,所以有必要建立回歸模型來進一步估計這些因素的影響程度及其顯著性水平。

表5 自變量與因變量之間的Pearson相關系數(shù)

注：*P<0.1,**P<0.05,***P<0.01。

(二)回歸結(jié)果分析

根據(jù)研究需要,這里設計了2個階段的6個模型來分析自變量對因變量的影響。模型1和模型2是基于總體樣本進行的回歸分析,主要分析有無子女對農(nóng)村老人主觀幸福感的影響;模型3到模型6是基于有子女樣本進行的回歸分析,主要分析子女數(shù)量以及代際支持對農(nóng)村老人主觀幸福感的影響。回歸分析的結(jié)果見表6。

首先來看有無子女與農(nóng)村老人主觀幸福感的關系。模型1顯示,有無子女變量在P<0.05的水平上顯著,且方向為正,意味著有子女農(nóng)村老人的主觀幸福感要比沒有子女農(nóng)村老人的主觀幸福感更高。研究進一步根據(jù)子女性別結(jié)構(gòu)細分了有子女群體,并以無子女作為參照進行回歸分析。模型2顯示,兒女雙全、只有兒子、只有女兒等變量分別在P<0.05、P<0.1、P<0.05的水平上顯著,且方向均為正,也就意味著相對于沒有子女的農(nóng)村老人,兒女雙全、只有兒子或者只有女兒農(nóng)村老人的主觀幸福感更高。根據(jù)模型1和模型2的結(jié)果可以看出,對于農(nóng)村老人而言,“有子”比“無子”更“多?！?只要有子女即可提高其主觀幸福感,而不論是兒女雙全還是只有兒子或者只有女兒?；诖?假設1得到了驗證。

有無子女可以對農(nóng)村老人的主觀幸福感產(chǎn)生顯著的影響,那么對于有子女的農(nóng)村老人,子女數(shù)量的變化是否會對其主觀幸福感產(chǎn)生不同的影響呢?研究發(fā)現(xiàn),這一結(jié)果是否定的。在模型3到模型5中,子女總數(shù)、兒子數(shù)量、女兒數(shù)量等變量均未通過顯著性檢驗,也就意味著并非子女越多,農(nóng)村老人的主觀幸福感越高,“多子”不一定“多?！?假設2、假設2a、假設2b均未得到驗證。這一結(jié)果的產(chǎn)生可能存在以下原因:一是子女越多,農(nóng)村老人撫養(yǎng)子女成長、婚育等的成本越高。二是子女越多,子女對農(nóng)村老人的支持便會越分散或者說越可能出現(xiàn)責任主體不明確的情況,進而導致子女間以及代際間產(chǎn)生明顯的或者潛在的矛盾。尤其是兒子數(shù)量多的農(nóng)村家庭在分家之后通常會面臨誰來贍養(yǎng)老人的問題[17]。三是當前大量農(nóng)村青壯年勞動力外出務工經(jīng)商,導致代際之間信息、情感等互動減弱。四是當前城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險、社會養(yǎng)老服務等家庭之外養(yǎng)老資源穩(wěn)定地嵌入農(nóng)村,降低了農(nóng)村老人對子女養(yǎng)老支持的依賴。以上情況均可能擠出“多子”對農(nóng)村老人主觀幸福感的提升效應。

模型6展示了代際支持中子女經(jīng)濟支持以及生活照料對農(nóng)村老人主觀幸福感的影響。在模型6中,子女經(jīng)濟支持比重變量在P<0.01的水平上顯著,且方向為正,即子女對農(nóng)村老人經(jīng)濟支持的數(shù)量占農(nóng)村老人個人收入的比重越高,那么農(nóng)村老人的主觀幸福感越高,也就意味著子女對農(nóng)村老人的經(jīng)濟支持越多,那么農(nóng)村老人的主觀幸福感越高。子女生活照料狀況變量也在P<0.01的水平上顯著,且方向也為正,即相對于沒有獲得子女生活照料的農(nóng)村老人,獲得子女生活照料農(nóng)村老人的主觀幸福感更高。因此,假設3、假設4均得到了驗證。相對于子女數(shù)量,代際支持中的經(jīng)濟支持和生活照料對農(nóng)村老人主觀幸福感的影響更加直接,因此子女經(jīng)濟支持和生活照料,或者說子女向農(nóng)村老人的代際支持才是影響農(nóng)村老人主觀幸福感的關鍵因素。

最后來看控制變量與農(nóng)村老人主觀幸福感的關系。模型1至模型6顯示,年齡、自評健康狀況、收入水平等變量均在P<0.01的水平上顯著,且方向均為正,即年齡越大、自評健康狀況越好、收入水平越高,那么農(nóng)村老人的主觀幸福感也越高。所在地區(qū)變量除在模型3中在P<0.1的水平上顯著外,在其他模型中均在P<0.05的水平上顯著,且方向均為負,意味著陜西地區(qū)農(nóng)村老人的主觀幸福感要低于湖北地區(qū)。在居住方式中,寡居變量在模型1至模型6中均在P<0.05及以上水平顯著,且方向為負,即相對于多代同堂的農(nóng)村老人,寡居農(nóng)村老人的主觀幸福感更低。與配偶獨居變量在模型1至模型5中均在P<0.1的水平上顯著,且方向為負,但在模型6中則不再顯著,也就意味著代際支持,尤其是經(jīng)濟支持和生活照料消減了與配偶獨居和多代同堂農(nóng)村老人主觀幸福感的差異。而性別變量在模型1至模型5中也均在P<0.1的水平上顯著,且方向為負,但在模型6中則不再顯著,也就意味著代際支持消減了不同性別農(nóng)村老人主觀幸福感的差異。

表6 農(nóng)村老人主觀幸福感的有序Logistics回歸模型

續(xù)表

變量模型1模型2模型3模型4模型5模型6 性別-0.213?(0.117)-0.218?(0.117)-0.214?(0.118)-0.224?(0.118)-0.228?(0.118)-0.181(0.119) 年齡0.048???(0.009)0.048???(0.009)0.043???(0.010)0.045???(0.009)0.048???(0.009)0.044???(0.009) 受教育年限0.019(0.017)0.019(0.017)0.023(0.017)0.025(0.017)0.023(0.017)0.025(0.017) 自評健康狀況0.444???(0.055)0.444???(0.055)0.441???(0.055)0.438???(0.055)0.440???(0.055)0.463???(0.055) 婚姻狀況-0.195(0.159)-0.192(0.159)-0.181(0.160)-0.185(0.160)-0.187(0.159)-0.069(0.162) 收入水平0.387???(0.065)0.387???(0.065)0.389???(0.066)0.389???(0.066)0.386???(0.066)0.351???(0.067) 居住方式b 寡居-0.439???(0.164)-0.435???(0.164)-0.422??(0.166)-0.440???(0.165)-0.427??(0.166)-0.420??(0.166) 與配偶獨居-0.231?(0.124)-0.230?(0.124)-0.238?(0.124)-0.232?(0.124)-0.232?(0.124)-0.194(0.125) 所在地區(qū)-0.250??(0.104)-0.252??(0.104)-0.212?(0.108)-0.231??(0.106)-0.249??(0.106)-0.269??(0.109) 閾值=13.523???(1.025)3.495???(1.026)2.073??(0.969)2.167??(0.964)2.226??(0.966)2.114??(0.965) 閾值=25.654???(0.988)5.627???(0.989)4.367???(0.918)4.461???(0.912)4.519???(0.915)4.412???(0.914) 閾值=37.539???(0.992)7.513???(0.992)6.251???(0.919)6.344???(0.913)6.402???(0.915)6.308???(0.915) 閾值=410.243???(1.010)10.219???(1.011)8.960???(0.937)9.053???(0.931)9.108???(0.934)9.055???(0.933) N1 5161 5161 4991 4991 4991 497 -2倍對數(shù)似然值3 341.0493 335.3963 294.7443 294.8613 295.5773 263.286 Nagelkerke R20.1030.1040.0990.0980.0970.114

注：a表示參照為“沒有子女”;b表示參照為“多代同堂”;括號中的數(shù)字是標準誤;*P<0.1,**P<0.05,***P<0.01。

五、結(jié)論與政策含義

基于“多子多?！钡膫鹘y(tǒng)觀念,可以推測子女數(shù)量是影響農(nóng)村老人主觀幸福感的重要因素。本文基于對湖北和陜西農(nóng)村老人的抽樣調(diào)查,檢驗了子女數(shù)量與農(nóng)村老人主觀幸福感的關系,回應了“多子多福”的現(xiàn)實性,同時分析了代際支持對農(nóng)村老人主觀幸福感的影響。研究結(jié)論如下:第一,有子女和無子女農(nóng)村老人的主觀幸福感差異顯著,有子女的農(nóng)村老人,無論是兒女雙全,還是只有兒子或者只有女兒,都比沒有子女農(nóng)村老人的主觀幸福感更高。但是在有子女的群體中,并非子女越多,農(nóng)村老人的主觀幸福感越高。也即“有子”比“無子”更“多?！?但“多子”不一定“多福”。第二,子女對農(nóng)村老人的經(jīng)濟支持以及生活照料均可提高農(nóng)村老人的主觀幸福感,也即農(nóng)村老人的主觀幸福感更大程度上受到代際支持的影響,而非子女數(shù)量的影響。

為進一步提高農(nóng)村老人的主觀幸福感,基于上述研究結(jié)論,這里提出以下政策建議:

第一,完善公共配套服務,積極推進“全面二孩”政策。研究顯示,有子女的農(nóng)村老人比沒有子女農(nóng)村老人的主觀幸福感更高,因此生育子女可以提高其步入老年后的主觀幸福感。要保障生育水平,就需要積極推進“全面二孩”政策,而“全面二孩”政策能否取得良好的成效,關鍵還在于公共配套服務的完善[31],比如生殖保健、醫(yī)療、教育及社會服務等的配套完善。

第二,積極發(fā)展鄉(xiāng)村經(jīng)濟,著力提高農(nóng)民收入。研究顯示,子女家庭的經(jīng)濟狀況會正向影響子女對父母的經(jīng)濟支持[32-33],而子女對父母的經(jīng)濟支持可以提高父母的主觀幸福感。因此,在當前鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略背景下,應積極推進農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合,拓寬增收渠道,著力提高農(nóng)民收入,進而改善農(nóng)民家庭經(jīng)濟狀況。

第三,健全城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險制度,提升城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險養(yǎng)老保障能力。研究顯示,不僅子女對農(nóng)村老人的經(jīng)濟支持可以提高農(nóng)村老人的主觀幸福感,農(nóng)村老人收入水平的提高也可以明顯提高農(nóng)村老人的主觀幸福感。因此,通過提高當前城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的養(yǎng)老金水平,提升城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險養(yǎng)老保障能力,可以直接提高農(nóng)村老人的收入水平,進而提升農(nóng)村老人的主觀幸福感。

第四,推動鄉(xiāng)村文化事業(yè)發(fā)展,構(gòu)建養(yǎng)老、孝老、敬老的社會環(huán)境。研究還顯示,子女對農(nóng)村老人的生活照料可以提高農(nóng)村老人的主觀幸福感。子女對農(nóng)村老人的照料基于代際間的雙方互動,這種互動需要良好的代際關系。要改善代際關系,需進一步深入實施公民道德建設工程,激勵人們孝老愛親,從而在全社會構(gòu)建起養(yǎng)老、孝老、敬老的社會環(huán)境。