婚姻擠壓下農村未婚男性養老擔憂與生活質量的關系研究

張群林，汪媛媛，李志彬

（西安工程大學管理學院，西安 710048）

2020 年第七次全國人口普查數據表明，中國60歲及以上人口占比達到18.70%，比2010 年提高了5.44 個百分點，人口老齡化程度進一步加深。預計到2050 年中國老年人口將達到4.80 億，約占總人口的35%，到時中國將進入重度老齡化國家［1］。而自20 世紀80 年代以來，中國出生人口性別比持續偏高，在低生育水平的共同作用下，與傳統的“男高女低”的婚姻模式同向重疊，造成男性婚姻擠壓，形成大量男性過剩人口［2］。郭顯超［3］根據2010 年第六次全國人口普查數據估計了中國2011—2060 年累計的男性終身未婚人口數，其中低方案預測其將達到2 128.32 萬人，高方案預測其將達到4 177.77 萬人。值得注意的是，數量如此龐大的男性過剩人口在未來30 年內將逐步進入老齡階段，可能會對中國未來的養老問題造成重大沖擊。

1 文獻回顧

黨的十九大報告強調要積極應對人口老齡化，構建養老、孝老、敬老政策體系和社會環境。在中國，自古以來最主要的養老方式就是家庭養老，配偶和兒女是家庭養老資源的重要供給者。然而，受婚姻擠壓的農村未婚男性面臨著難以成婚帶來的配偶和子女缺失的困境，從而導致未來家庭養老保障不足的問題。出生人口性別比的持續偏高、城鄉人口大規模流動以及傳統“男高女低”的婚配模式使得大齡未婚男性群體集中在經濟條件相對落后的農村地區［2］，這些地區普遍經濟條件比較落后、養老設施不夠豐富。在社會養老保障體系不夠完善以及這群農村未婚男性自身兼具貧困與脆弱等特點的多重困境下，男性婚姻擠壓有可能會誘發這些地區的社會養老危機［4］。

目前已有不少學者分別研究了婚姻擠壓和生活質量對農村未婚男性養老擔憂的影響。研究發現，婚姻擠壓使得農村大齡未婚男性的未來養老具有脆弱性［5］。在婚姻擠壓下，農村大齡未婚男性配偶缺失導致子女缺失，使其自身的養老保障出現斷層，傳統養老保障缺失嚴重［6］；由于缺乏配偶以及子女的支持，他們對未來養老缺乏信心［7］。因此，婚姻擠壓會對農村養老造成顯著負面影響。由于自身養老能力不足，農村未婚男性未來養老問題十分復雜［8］。生活質量是人們對生活總體水平和各種客觀生活條件的主觀評價，反映人們對生活的總體滿意度以及對生活各方面的滿意度［9］。研究發現，農村居民生存質量對晚年養老憂慮具有負向預測作用［10］；對目前的生活質量評價越高，則養老心態越好，對未來養老的擔憂程度也就越低［11］；對居住條件越滿意、對物質生活和精神生活質量評價越高，養老總體心態就越好［12，13］。然而，這些研究只是單一地分析了婚姻擠壓或生活質量對農村未婚男性未來養老的影響，沒有將二者結合起來進行研究，并且對三者之間的關系還缺乏了解。

基于此，本研究將探討婚姻擠壓對農村未婚男性未來養老的影響，以及生活質量的中介效應。盡管目前大部分農村未婚男性尚未進入老年生活階段，但未雨綢繆，對其未來養老進行研究具有十分重要的預見性價值，不僅有助于預判農村未婚男性養老問題的發展趨勢，同時也能為有關部門調整和完善與之相對應的養老政策提供理論依據。

2 數據、變量及模型

2.1 數據來源

本研究所使用數據來源于2020 年7—9 月開展的農村家庭婚姻狀況調查，調查內容包括個人基本狀況、婚姻狀況、婚姻觀念、養老情況、社會支持等方面的問題。該調查由西安工程大學人口與社會政策研究所組織，在線上招募來自陜西、山西、河南等地高校的農村籍或能夠接觸到農村籍調查對象的大學生作為調查員。由被選中的大學生調查員利用暑假回鄉進行調查。西安工程大學的研究人員對被選中的大學生調查員進行指導、培訓、調查監控和管理。

調查采用的是非概率方便抽樣方法，由調查員在自己居住地聯系當地人員，篩選合格的并愿意接受調查的對象進行調查，再根據調查對象的實際情況選擇合適的調查方式。一種是通過問卷星平臺進行電子問卷調查；另一種是傳統的紙質版問卷調查。調查共回收1 600 份問卷，覆蓋陜西、河南、甘肅、云南等30 個省、市、自治區61 個不同的村，經審核，剔除了一部分的無效問卷，最終得到有效問卷1 300份，有效率為81.25%。其中陜西和河南的調查樣本占48.85%，由于陜西和河南作為中國中西部的縮影，具有一定代表性，而其他28 個省的分布較為均勻，雖然調查存在一定偏差，但由于調查涵蓋省份較廣，因此調查數據具有一定代表性。

基于本研究需要，將研究對象限定為18 歲及以上的農村未婚男性，在剔除了養老擔憂及感知婚姻擠壓等關鍵變量上存在缺失值和無效值的樣本后，最終進入分析的農村未婚男性樣本為404 個。

2.2 變量設置

1）因變量：本研究的因變量為養老擔憂。采用題項“您擔心自己以后的養老問題嗎”對農村未婚男性的養老擔憂進行測量，選項為“完全不擔心、不太擔心、一般、比較擔心、非常擔心”。

2）自變量：自變量選取感知婚姻擠壓和生活質量。“感知婚姻擠壓”采用7 個題項進行測量，包括“您對自己現在還沒有結婚感到失望嗎”“您在意自己到現在還沒有結婚嗎”“您有因為自己未婚而抬不起頭（或受到過歧視）嗎”等，每個題的選項均采用Likert 的5 級評分。探索性因子分析發現，7 個題項均為單因子負荷，各成分與潛在因子的相關系數均大于0.639，且潛在因子的特征根大于4.11，其方差解釋率為58.84%，說明這7 個成分是該潛在因子的顯性表現。分析時將其中一道反向題目正向化處理后，7 道題進行加總，總分越高，表明個體感知到的婚姻擠壓越強烈。量表具有良好的信度（α=0.881）和效度（KMO=0.901）?！吧钯|量”采用Diener 等［14］開發的生活質量量表。該量表共有5 個項目，每個問題的選項得分為5 級，得分越高，則生活質量越高。該量表已經得到大量使用和驗證，具有良好的信度與效度。在本研究中，該量表的內部一致性系數為0.906。

3）控制變量：控制變量包括影響農村未婚男性未來養老擔憂的個體特征和社會環境特征。模型中各變量的定義、賦值和基本情況如表1 所示。

表1 變量的描述性統計

2.3 統計模型

由于本研究的被解釋變量——養老擔憂是有序三分類變量，因此采用多元有序Logistic 回歸模型進行分析。將被解釋變量設為Y，賦值為0、1、2，分別表示農村未婚男性對養老問題不擔心、一般擔心、很擔心。自變量分別記為X1、X2、…、Xm，表達式為：

農村未婚男性對養老不同擔心程度發生的概率為P，表達式為：

農村未婚男性對養老問題擔心的程度概率之比（Odds），記為P1/1-Pi，其數學表達式為：

將Odds做對數處理，則得到有序多分類邏輯回歸模型的表達式：

式中，α為常數項，m表示解釋變量的個數，i表示農村未婚男性養老擔憂程度等級，即0≤i≤2。βi為解釋變量系數，表示解釋變量影響農村未婚男性養老擔憂方向和程度。

3 實證分析

3.1 模型檢驗

本研究分別構建了4 個模型來考察農村未婚男性養老擔憂的影響因素，模型1 是控制變量對養老擔憂影響的有序Logistic 回歸模型，模型2 是在模型1 的基礎上加入感知婚姻擠壓變量，驗證感知婚姻擠壓對養老擔憂的直接影響模型，模型3 是在模型1的基礎上加入生活質量變量，驗證生活質量對養老擔憂的直接影響模型，模型4 是在模型1 的基礎上同時納入感知婚姻擠壓與生活質量，驗證養老擔憂影響因素的影響效應模型。表2 為4 個模型的模型檢驗信息，4 個模型的卡方檢驗顯著性均遠小于0.01，說明統計性顯著；4 個模型的Pearson 值和偏差統計量的顯著性均大于0.05，不能否定零假設，即模型的擬合效果好；4 個模型的平行線檢驗顯著性均大于0.05，說明各回歸方程相互平行，表明有序Logistic回歸適合于本研究的數據分析。

3.2 回歸結果分析

表3 為有序Logistic 回歸分析結果。模型1 是控制變量對被解釋變量的影響回歸結果，模型2 是控制其他因素后，解釋變量感知婚姻擠壓對養老擔憂的影響回歸結果，結果顯示，感知婚姻擠壓會顯著正向影響農村未婚男性的養老擔憂。模型3 是控制其他因素影響后，生活質量對養老擔憂的影響回歸結果，結果顯示，生活質量會顯著負向影響農村未婚男性養老擔憂，即生活質量越高的農村未婚男性對未來養老的擔憂程度越低。模型4 是控制其他因素影響后，感知婚姻擠壓和生活質量對養老擔憂的影響回歸結果，結果表明，感知婚姻擠壓和生活質量仍然對養老擔憂具有顯著影響，但其回歸系數變小。家庭（子女）養老是中國農村地區盛行的傳統養老方式，然而，受到婚姻擠壓的農村未婚男性將面臨配偶缺失和子女缺失的困境，從而無法實現傳統養老保障，因此感知到的婚姻擠壓越強烈，對未來養老就會越擔憂。生活質量是一個反映個體生活總體水平和生活條件的綜合性主觀評價指標［9］。擁有高水平生活質量的人群對生活總體及各方面的滿意度更高。

3.3 中介效應檢驗

首先，判斷中介效應是否存在，即判斷解釋變量（X）、中介變量（M）和被解釋變量（Y）的路徑（X→M→Y）中的回歸系數是否統計顯著。在本研究中，解釋變量為感知婚姻擠壓、中介變量為生活質量、被解釋變量為養老擔憂。表4 為感知婚姻擠壓對生活質量的回歸結果。模型5 是控制變量對生活質量的回歸結果，模型6 是控制其他因素后，感知婚姻擠壓對生活質量的回歸結果，被解釋變量感知婚姻擠壓對生活質量的回歸系數（b6=-0.288）是統計顯著的，這與已有研究結果一致［15-17］。表3 中模型2 的回歸結果顯示，被解釋變量感知婚姻擠壓對養老擔憂的回歸系數（b1=0.169）統計顯著；模型4中感知婚姻擠壓和生活質量對養老擔憂的回歸系數（b2=0.159，b3=-0.054）都是統計顯著，并且感知婚姻擠壓的回歸系數由0.169 降低到0.159。模型6 可得系數b6=-0.288，SE=0.040，Za=-7.20，表3 模型4 可得系數b3=-0.054，SE=0.025，Zb=-2.16，用R軟件的RMediation 軟件包的乘積分布法運行后，得到Za×Zb的95%的置信區間是［0.015 552，0.007 583］，置信區間不含0，表明生活質量在婚姻擠壓和養老擔憂之間的中介效應顯著。

表4 農村未婚男性生活質量的回歸分析結果

4 結論與建議

本研究基于調查數據，采用多元有序Logistic 回歸探討了感知婚姻擠壓、生活質量對農村未婚男性養老擔憂的影響及其具體作用機制，得到以下結論：①感知婚姻擠壓會顯著提高農村未婚男性的養老擔憂，感知到婚姻擠壓越強烈的農村未婚男性對未來養老越擔憂。②感知婚姻擠壓會顯著降低農村未婚男性的生活質量。③較高的生活質量能顯著降低農村未婚男性對未來養老擔憂程度。④生活質量在感知婚姻擠壓與養老擔憂的關系中起著部分中介作用，生活質量能顯著減緩感知婚姻擠壓對農村未婚男性未來養老擔憂的影響。

基于研究結論，提出如下建議：①重視農村未婚男性未來養老問題。受婚姻擠壓的農村未婚男性可能會面臨長期甚至是終身未婚的困境，這將直接導致其未來傳統養老主體缺失，傳統養老保障難以實現。同時，遭受婚姻擠壓的農村未婚男性人口數量龐大，但卻較為分散，如果不加以關注并采取有效措施，他們很有可能成為積極應對老齡化進程中的新問題。②要統籌兼顧農村未婚男性的婚姻擠壓問題與未來養老難題。營造更加多元化、包容的婚姻文化氛圍，為農村未婚男性提供更好的生活空間，減少社會對他們的偏見，緩解婚姻擠壓帶來的各種壓力。建立健全針對男性過剩人口未來養老生活的保障制度，加大建設農村醫療衛生服務體系、社會養老保障體系，真正意義上實現“老有所養、老有所依”。③可以采取社會工作介入等方法幫助農村未婚男性人群樹立健康積極向上的人生觀，正確客觀地認識自己的處境，樂觀積極地面對生活，同時，從國家、社會和村落等多方面采取措施，提升農村未婚男性的生活質量，降低對未婚養老問題的憂慮和擔心。