现代性、子女资源与农村居民对女儿养老的态度

张翠娥　杨政怡

摘要：对江西省寻乌县农村居民的问卷调查，探讨了农村居民对女儿养老的态度及其影响因素。研究发现：尽管大多数农村居民仍然对女儿养老持无责任不接受的态度，但已经有部分农村居民认为女儿应该承担赡养自己父母的责任并开始接受女儿养老。同时还发现，现代性和子女资源均对农村居民女儿养老的态度具有显著影响。现代性越强的农村居民越倾向于认同女儿有养老责任也越能接受女儿养老；仅有女儿的农村居民更认同女儿有养老责任也更能接受女儿养老。

关键词：女儿养老；个体现代性；子女资源

中图分类号：C913.6；C915文献标识码：A文章编号：1001-8409（2014）01-0115-05

在中国传统农业社会中，家庭是养老的主要单位。但是，在父系继嗣制度下，儿子不仅是家庭财产的唯一继承者，也是养老送终的最可靠“资源”[1]，养老送终与女儿几乎没有关系。随着现代化发展，男女平等观念逐渐被人们接受，女儿在家庭养老中的主体性地位开始显现。尤其是伴随农村计划生育政策的推行，农村独女户和双女户日益增多，女儿的养老责任更为凸显。当前，人们对女儿养老的态度不仅影响着女儿养老家庭的生活处境，而且直接关系着女儿养老未来的发展方向和农村家庭养老的格局。如果说“养儿防老”解释了我国传统父系家族的养老运行机制，那么在我国传统父系家族的养老运行机制被侵蚀的背景下，“养儿防老”能否继续有效运转？女儿作为家庭养老的一支新兴力量能否被大众认可？哪些因素影响农村居民对女儿养老的态度？这就构成了本文试图解答的问题。

1文献回顾与研究假设

1.1文献回顾

在众多中国农村家庭及养老研究中，女性一直是一个研究不足的角色[2，3]。对此，学者们从女性的社会角色出发探讨了女性被隐蔽的制度原因。李银河[4]指出，在外婚制、从夫居制的条件下，从把女儿当外人的逻辑出发，女孩和男孩在父母的爱、教育、继承权等方面都有很大差别。不仅如此，女性婚前也不能在家族谱系中占有正式位置，并被排除在一系列家族仪式之外，其整个生活都是在未来婆家的预期下展开的[5，6]。女性只能通过婚姻关系获得丈夫家的正式成员资格，在制度层面上归属夫家[7]。换言之，女性始终作为男性的依附性角色呈现，在父系家族制度中没有自己的主体地位。

随着社会从传统向现代转型，家庭生活逐渐从垂直家庭以及延伸的亲属关系的义务移开，趋向夫妇间结合关系的优先[8]。中国农村社会的结构性变动使家庭结构也随之变化，小型化、核心化成为家庭结构变迁的突出特点，夫妻核心家庭的比重迅速上升[9]，横向的夫妻关系取代了纵向的亲子关系成为家庭关系的主轴[10]。这一家庭内部关系重心转移的一个典型特征是女性在家庭中的权力和地位得到一定程度的提升，拥有了更多的可支配资源。调查显示，近年来，靠女儿养老者越来越多，并且女儿能够更好地为老人提供养老支持。

学者们对女儿越来越多地参与自己父母的养老过程背后的伦理和现实支撑进行了分析。唐灿[11]指出，女儿赡养行为的模式化和规范是在时间和行动的积累中逐步形成的，情分和孝构成女儿养老的伦理支撑。吴文清、风笑天[12]认为，女性的自我意识随着其经济地位的提高而增强，她们更强调作为女儿而不是儿媳的角色，这是女儿养老的现实支撑。尽管如此，传统的性别制度建构依然使女儿养老困难重重。传统的性别制度对女性的角色期待是贤妻良母，她们首先应该完成生育，然后才是赡养父母[13]，而且赡养的是丈夫的父母（即公婆），传统社会对女儿赡养自己父母没有角色期待[14]。男性继承制使得女儿不具有主体身份，被排斥在“协商式责任”之外，自然也免掉了赡养娘家父母之责。

综上，国内外关于人们对女儿养老态度的研究并不多见，尤其是针对农村居民对女儿养老的态度就更是少见。鉴于现有相关研究成果，本文试图分析归纳农村居民对女儿养老的态度类型，并从现代性和子女资源两个方面来探讨农村居民对女儿养老态度的影响因素。

1.2研究假设

吉登斯在《现代性的后果》一书中指出，现代性对个人生活形成巨大冲击，促使人们对世界的态度发生变化。现代性标志着现代化进程中非传统因素的累积和填充，乃至整个社会大文化系统的变迁。在现代化的进程中，人们的现代性逐步增强，传统的父系家族制度受到冲击，“传宗接代”和“养儿防老”的观念逐步淡化。由此，现代性越强的人越排斥传统的“养儿防老”观念，倾向于认同儿子和女儿在父母养老中趋于平等角色[15]，因而更容易接受女儿养老。据此提出假设：

假设1：农村居民的个体现代性越强，就越认为女儿应该承担养老责任，也更能接受女儿养老。

依据已有研究，个体年龄、婚姻状况、职业状况和受教育程度等方面的特征与其个体现代性之间紧密相关。年长者由于受传统观念影响较深，其现代性与年轻人相比更弱。从婚姻状况来看，有配偶的农村居民属于传统型，个体现代性更弱，无配偶的农村居民个体现代性更强。在农村劳动力外流背景下，一部分农村居民外出从事非农业劳动，他们更多地接触外界的新鲜事物，传统观念受到冲击。受教育程度更高的人接触到的现代观念更多，其个体现代性更强。因此由假设1得出4个推论：

推论1：年轻的农村居民更倾向于认同女儿有养老责任并接受女儿养老。

推论2：无配偶的农村居民更倾向于认同女儿有养老责任并接受女儿养老。

推论3：非务农职业的农村居民更倾向于认同女儿有养老责任并接受女儿养老。

推论4：受教育程度高的农村居民更倾向于认同女儿有养老责任并接受女儿养老。

玛丽·罗杰斯（Mary F. Rodman）将资源当作一种权力，认为资源是任何促进个人的能力去影响他人或一群人的特征、环境及财产。根据资源理论，一个人或者群体所拥有的资源即构成他的权力，会影响他的观念与行为。人们会根据自己拥有的资源进行博弈，以达到最佳效果。农村居民的子女资源（特别是子女性别资源）是其养老的重要资源，他们会对农村居民的养老态度产生影响。当农村居民既拥有儿子又拥有女儿作为养老资源时，他会在选择儿子养老或女儿养老间进行博弈，在养儿防老存在强大的路径依赖效应的情况下，靠儿子养老依然会成为大众的选择。然而，当农村居民只拥有女儿不拥有儿子时，一定程度上就不得不接受女儿养老。据此提出假设：endprint

假设2：农村居民的儿子资源越缺乏，越倾向于认同女儿应该承担养老责任，也更接受女儿养老。

即仅有女儿的农村居民更倾向于认同女儿有养老责任并接受女儿养老。

2数据来源与变量特征

2.1数据来源与样本特征

本文数据来源于2012年8月在江西省寻乌县开展的农村养老保障现状与观念的社会调查。为保证样本的代表性，本次调查采取多阶段抽样的方式抽取样本，调查对象为18岁以上拥有农村户口的农村居民。本次调查共发放360份问卷，回收的有效问卷为344份，有效回收率为95.6%。样本的基本特征见表1。

江西省寻乌县位于赣、闽、粤三省交界处，有浓厚的客家文化，宗族制度发达。该地区依然保留着传统的社会性别制度，突出表现为男主外、女主内的劳动分工制度；男婚女嫁居夫家的婚姻制度；从父姓、财产传子不传女的父系继嗣制度等。

表1样本的基本特征特征1选项1频率1有效百分比（%）年龄140岁以下1129137.540～60岁1184153.560岁以上13119.0性别1男1273179.4女171120.6婚姻

状况1有配偶1314191.3无配偶13018.7职业

状况1务农1255174.3非务农188125.7受教育程度1小学及以下1104130.2初中或高中1232167.4大专及以上1812.3儿女

结构1无儿女1411.2有儿无女180124.5有女无儿12417.3有儿有女1219167.02.2理论模型、变量测量与描述性分析

根据前文的分析，将农村居民对女儿养老的态度类型设为反应变量，农村居民对女儿养老的态度由被调查对象是否认为女儿有养老责任和是否接受女儿养老两个问题的回答分为四种类型。其中βk是n+1个回归系数组成的向量，X是相应的解释变量组成的向量，具体包括年龄、性别、婚姻状况、职业状况、受教育程度和儿女结构等变量。反应变量有四种且不存在等级差别，即无责任不接受型、无责任接受型、有责任不接受型和有责任接受型。上述模型通常被称为无序多属性反应变量的Logit模型（multinomial logit model），简称MNL模型。

根据上述分析，本文构造的农村居民对女儿养老态度类型的影响因素模型表达式如下：

logitk=logitk1n=βkX

此处，k=exp（βkX）11+n-11k=1exp（βkX）

n=111+n-11k=1exp（βkX）

各自变量的具体含义和描述性统计分析结果见表2。

表2回归模型中的自变量描述变量1均值1标准差1变量描述年龄143.63112.2111定距变量性别10.20610.40510男性；1女性婚姻10.08610.28110有配偶[4]1无配偶受教育程度10.72210.49710小学及以下[4]1初中与高中[4]2大专及以上职业状况10.25710.43710农业劳动者[4]1非农业劳动者儿女结构12.40110.89710无儿无女[4]1有儿无女[4]2有女无儿[4]3有儿有女3结果分析

3.1农村居民对女儿养老态度的类型分析

本文从两个维度考察农村居民对女儿养老的态度，一是农村居民是否认为女儿应该承担养老责任，二是农村居民是否接受女儿养老。从表3得知，29.1%的农村居民认为女儿应该承担养老责任，16.3%的农村居民能够接受在女儿家养老。

表3农村居民对女儿养老的态度

农村居民对女儿养老的态度1是（%）1否（%）女儿是否应该承担养老责任129.1170.9您是否能接受在女儿家养老116.3183.7依据被调查者对这两个问题的不同回答，将被调查者分为4种类型。第一种类型为无责任不接受型，该类人群养儿防老观念根深蒂固，认为女儿没有养老责任，更不能接受女儿养老。第二种类型为无责任接受型，他们认为女儿没有养老责任，却能接受女儿养老，说明他们不得不接受女儿养老。第三种类型为有责任不接受型，该类人群认为女儿有养老责任，但不接受女儿养老，说明他们仅仅在观念上认为儿女都有养老责任，然而在现实中并不接受女儿养老。第四种类型为有责任接受型，他们既认为女儿有养老责任也接受女儿养老，他们从观念上完全接受女儿养老（见表4）。endprint

假设2：农村居民的儿子资源越缺乏，越倾向于认同女儿应该承担养老责任，也更接受女儿养老。

即仅有女儿的农村居民更倾向于认同女儿有养老责任并接受女儿养老。

2数据来源与变量特征

2.1数据来源与样本特征

本文数据来源于2012年8月在江西省寻乌县开展的农村养老保障现状与观念的社会调查。为保证样本的代表性，本次调查采取多阶段抽样的方式抽取样本，调查对象为18岁以上拥有农村户口的农村居民。本次调查共发放360份问卷，回收的有效问卷为344份，有效回收率为95.6%。样本的基本特征见表1。

江西省寻乌县位于赣、闽、粤三省交界处，有浓厚的客家文化，宗族制度发达。该地区依然保留着传统的社会性别制度，突出表现为男主外、女主内的劳动分工制度；男婚女嫁居夫家的婚姻制度；从父姓、财产传子不传女的父系继嗣制度等。

表1样本的基本特征特征1选项1频率1有效百分比（%）年龄140岁以下1129137.540～60岁1184153.560岁以上13119.0性别1男1273179.4女171120.6婚姻

状况1有配偶1314191.3无配偶13018.7职业

状况1务农1255174.3非务农188125.7受教育程度1小学及以下1104130.2初中或高中1232167.4大专及以上1812.3儿女

结构1无儿女1411.2有儿无女180124.5有女无儿12417.3有儿有女1219167.02.2理论模型、变量测量与描述性分析

根据前文的分析，将农村居民对女儿养老的态度类型设为反应变量，农村居民对女儿养老的态度由被调查对象是否认为女儿有养老责任和是否接受女儿养老两个问题的回答分为四种类型。其中βk是n+1个回归系数组成的向量，X是相应的解释变量组成的向量，具体包括年龄、性别、婚姻状况、职业状况、受教育程度和儿女结构等变量。反应变量有四种且不存在等级差别，即无责任不接受型、无责任接受型、有责任不接受型和有责任接受型。上述模型通常被称为无序多属性反应变量的Logit模型（multinomial logit model），简称MNL模型。

根据上述分析，本文构造的农村居民对女儿养老态度类型的影响因素模型表达式如下：

logitk=logitk1n=βkX

此处，k=exp（βkX）11+n-11k=1exp（βkX）

n=111+n-11k=1exp（βkX）

各自变量的具体含义和描述性统计分析结果见表2。

表2回归模型中的自变量描述变量1均值1标准差1变量描述年龄143.63112.2111定距变量性别10.20610.40510男性；1女性婚姻10.08610.28110有配偶[4]1无配偶受教育程度10.72210.49710小学及以下[4]1初中与高中[4]2大专及以上职业状况10.25710.43710农业劳动者[4]1非农业劳动者儿女结构12.40110.89710无儿无女[4]1有儿无女[4]2有女无儿[4]3有儿有女3结果分析

3.1农村居民对女儿养老态度的类型分析

本文从两个维度考察农村居民对女儿养老的态度，一是农村居民是否认为女儿应该承担养老责任，二是农村居民是否接受女儿养老。从表3得知，29.1%的农村居民认为女儿应该承担养老责任，16.3%的农村居民能够接受在女儿家养老。

表3农村居民对女儿养老的态度

农村居民对女儿养老的态度1是（%）1否（%）女儿是否应该承担养老责任129.1170.9您是否能接受在女儿家养老116.3183.7依据被调查者对这两个问题的不同回答，将被调查者分为4种类型。第一种类型为无责任不接受型，该类人群养儿防老观念根深蒂固，认为女儿没有养老责任，更不能接受女儿养老。第二种类型为无责任接受型，他们认为女儿没有养老责任，却能接受女儿养老，说明他们不得不接受女儿养老。第三种类型为有责任不接受型，该类人群认为女儿有养老责任，但不接受女儿养老，说明他们仅仅在观念上认为儿女都有养老责任，然而在现实中并不接受女儿养老。第四种类型为有责任接受型，他们既认为女儿有养老责任也接受女儿养老，他们从观念上完全接受女儿养老（见表4）。endprint

假设2：农村居民的儿子资源越缺乏，越倾向于认同女儿应该承担养老责任，也更接受女儿养老。

即仅有女儿的农村居民更倾向于认同女儿有养老责任并接受女儿养老。

2数据来源与变量特征

2.1数据来源与样本特征

本文数据来源于2012年8月在江西省寻乌县开展的农村养老保障现状与观念的社会调查。为保证样本的代表性，本次调查采取多阶段抽样的方式抽取样本，调查对象为18岁以上拥有农村户口的农村居民。本次调查共发放360份问卷，回收的有效问卷为344份，有效回收率为95.6%。样本的基本特征见表1。

江西省寻乌县位于赣、闽、粤三省交界处，有浓厚的客家文化，宗族制度发达。该地区依然保留着传统的社会性别制度，突出表现为男主外、女主内的劳动分工制度；男婚女嫁居夫家的婚姻制度；从父姓、财产传子不传女的父系继嗣制度等。

表1样本的基本特征特征1选项1频率1有效百分比（%）年龄140岁以下1129137.540～60岁1184153.560岁以上13119.0性别1男1273179.4女171120.6婚姻

状况1有配偶1314191.3无配偶13018.7职业

状况1务农1255174.3非务农188125.7受教育程度1小学及以下1104130.2初中或高中1232167.4大专及以上1812.3儿女

结构1无儿女1411.2有儿无女180124.5有女无儿12417.3有儿有女1219167.02.2理论模型、变量测量与描述性分析

根据前文的分析，将农村居民对女儿养老的态度类型设为反应变量，农村居民对女儿养老的态度由被调查对象是否认为女儿有养老责任和是否接受女儿养老两个问题的回答分为四种类型。其中βk是n+1个回归系数组成的向量，X是相应的解释变量组成的向量，具体包括年龄、性别、婚姻状况、职业状况、受教育程度和儿女结构等变量。反应变量有四种且不存在等级差别，即无责任不接受型、无责任接受型、有责任不接受型和有责任接受型。上述模型通常被称为无序多属性反应变量的Logit模型（multinomial logit model），简称MNL模型。

根据上述分析，本文构造的农村居民对女儿养老态度类型的影响因素模型表达式如下：

logitk=logitk1n=βkX

此处，k=exp（βkX）11+n-11k=1exp（βkX）

n=111+n-11k=1exp（βkX）

各自变量的具体含义和描述性统计分析结果见表2。

表2回归模型中的自变量描述变量1均值1标准差1变量描述年龄143.63112.2111定距变量性别10.20610.40510男性；1女性婚姻10.08610.28110有配偶[4]1无配偶受教育程度10.72210.49710小学及以下[4]1初中与高中[4]2大专及以上职业状况10.25710.43710农业劳动者[4]1非农业劳动者儿女结构12.40110.89710无儿无女[4]1有儿无女[4]2有女无儿[4]3有儿有女3结果分析

3.1农村居民对女儿养老态度的类型分析

本文从两个维度考察农村居民对女儿养老的态度，一是农村居民是否认为女儿应该承担养老责任，二是农村居民是否接受女儿养老。从表3得知，29.1%的农村居民认为女儿应该承担养老责任，16.3%的农村居民能够接受在女儿家养老。

表3农村居民对女儿养老的态度

农村居民对女儿养老的态度1是（%）1否（%）女儿是否应该承担养老责任129.1170.9您是否能接受在女儿家养老116.3183.7依据被调查者对这两个问题的不同回答，将被调查者分为4种类型。第一种类型为无责任不接受型，该类人群养儿防老观念根深蒂固，认为女儿没有养老责任，更不能接受女儿养老。第二种类型为无责任接受型，他们认为女儿没有养老责任，却能接受女儿养老，说明他们不得不接受女儿养老。第三种类型为有责任不接受型，该类人群认为女儿有养老责任，但不接受女儿养老，说明他们仅仅在观念上认为儿女都有养老责任，然而在现实中并不接受女儿养老。第四种类型为有责任接受型，他们既认为女儿有养老责任也接受女儿养老，他们从观念上完全接受女儿养老（见表4）。endprint