經(jīng)濟(jì)水平對我國城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老方式的影響-一項經(jīng)驗研究基于507份調(diào)查問卷的分析

經(jīng)濟(jì)水平對我國城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老方式的影響一項經(jīng)驗研究基于507份調(diào)查問卷的分析

一引言人口老齡化（populationaging）是社會經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展和人們生活水平逐步提高進(jìn)程中必然出現(xiàn)的一種人口年齡結(jié)構(gòu)老化現(xiàn)象。其量化標(biāo)準(zhǔn)為：一個國家或者地區(qū)60歲及以上老年人口達(dá)到人口總數(shù)的10%或者65歲及以上老年人口占人口總數(shù)的7%以上、14歲以下兒童人口占總?cè)丝诘?0%以下、老少人口比例在30%以上、年齡中位數(shù)在30歲以上。2000年“五普”時，我國60歲、65歲及以上老年人口占全國總?cè)丝诘谋壤謩e為10.5%、6.96%，14歲以下兒童人口比例為22.89%，年齡中位數(shù)為28.95歲，這表明我國已經(jīng)進(jìn)入人口老齡化社會。我國五次人口普查的人口年齡結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)顯示，65歲及以上人口占總?cè)丝诘谋壤尸F(xiàn)逐年增長的態(tài)勢。1953～2000年，65歲及以上老年人口年平均增長率為1.5%。2000年65歲及以上老年人口是1953年的3.5倍，同期80歲及以上高齡人口增加了5.5倍。到2005年，60歲、65歲及以上人口占總?cè)丝诒戎胤謩e為11.03%、7.69%（見表1）。21世紀(jì)的中國將是一個不可逆轉(zhuǎn)的老齡社會。我國老年人口正在以年均高于3.0%的速度增長。到2050年，60歲以上老年人口總量將超過4億，老齡化水平推進(jìn)到30%以上，其中80歲及以上老年人口將達(dá)到9448萬，占老年人口的21.78%。與“五普”相比，60歲及以上人口的比重上升了0.76個百分點（其中65歲及以上人口比重上升了0.73個百分點）。[1]聯(lián)合國預(yù)測數(shù)據(jù)也顯示：我國2030年與2050年65歲及以上老人占總?cè)丝诘谋壤龑⒎謩e達(dá)到15.78%、22.6%（U.N.，1998）。這表明我國人口老齡化正呈現(xiàn)日益加快、加重的趨勢。表1我國五次人口普查及2005年1%人口抽樣調(diào)查的老齡化及高齡化情況一般認(rèn)為，“未富先老”是中國人口老齡化的一個重要特點。由于人口老齡化所導(dǎo)致的老年人口撫養(yǎng)比例的快速提高，需要撫養(yǎng)的老年人口的絕對數(shù)也呈現(xiàn)快速增長的態(tài)勢。但在中國這樣一個經(jīng)濟(jì)相對落后的發(fā)展中國家，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的制約，勢必會影響老齡人口生活質(zhì)量的提高。因此，選擇恰當(dāng)?shù)?、適合中國國情的養(yǎng)老方式，對于提高老年人口生活質(zhì)量具有重要意義?；谶@一背景，我們在閩南地區(qū)[2]對城鄉(xiāng)居民的養(yǎng)老方式以及對影響它們的經(jīng)濟(jì)因素進(jìn)行了抽樣調(diào)查。作為一項經(jīng)驗研究，本文依據(jù)這次抽樣調(diào)查的數(shù)據(jù)，以期在對我國東部沿海地區(qū)城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老方式分析的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步探究經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老方式的影響程度。二我國養(yǎng)老方式的變遷常言道，“百善孝為先”“常存仁孝心，則天下凡不可為者，皆不忍為，所以孝居百行之先”。[3]中國儒家文化非常強(qiáng)調(diào)子女對父母的孝敬，把“孝”放在一個非常重要的位置，這對中國傳統(tǒng)社會的家庭養(yǎng)老方式產(chǎn)生了重要影響。第一，中國傳統(tǒng)文化諸如“養(yǎng)兒防老，積谷防饑”對“孝”的詮釋和發(fā)揮，對于中國傳統(tǒng)社會養(yǎng)老模式的選擇起著規(guī)范作用，使養(yǎng)老由一個簡單的個人行為，演變?yōu)橐环N規(guī)范的社會行為，形成“上一代撫養(yǎng)下一代、下一代再撫養(yǎng)下一代”的“反饋（反哺）”模式。[4]第二，中國傳統(tǒng)文化中的“三綱五?！笔剐⒂^念被絕對化、宗教化?！案笧樽泳V”，未有父子，已先有父子之理，孝子要想方設(shè)法孝敬父母。由此，被模式化的家庭養(yǎng)老理念經(jīng)數(shù)千年的積淀在人們的觀念中根深蒂固，形成定勢。第三，封建國家實行“家國同構(gòu)”“家國一體”的政治結(jié)構(gòu)，歷代法律對子女孝行為的獎掖以及對不孝行為的懲罰措施，強(qiáng)化了孝行為的激勵作用。第四，對老年人本身來說，生活照顧和精神慰藉比經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)更有實在的意義。他們與子女共同居住，更容易獲得子女在經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)、生活照顧和精神慰藉等方面的各種支持，形成其樂融融的家庭氛圍。對此，英國傳教士做了精細(xì)的描述：“中國人十分專注于家庭生活，并且對他們懷有深厚的感情。事實上，這種感情似乎已經(jīng)占據(jù)了他們的全部內(nèi)心。”（麥高溫，1998：271）可以說，基于傳統(tǒng)儒家孝文化的影響以及老年人在生活照顧和精神慰藉等方面的現(xiàn)實需要，以血緣關(guān)系為基礎(chǔ)、由家庭成員共同承擔(dān)責(zé)任的家庭養(yǎng)老方式形成了中國傳統(tǒng)社會的最主要養(yǎng)老方式。于是，這種形成于小農(nóng)經(jīng)濟(jì)社會基礎(chǔ)之上的養(yǎng)老方式，在封建制度的維護(hù)下，歷經(jīng)社會變化演繹成一種社會倫理制度。如果有誰違反了它，就會背負(fù)“不孝”的千古罵名。隨著社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，包括社會養(yǎng)老、自我養(yǎng)老以及其他形式的養(yǎng)老正悄悄地出現(xiàn)在人們的生活中。但直至目前，家庭養(yǎng)老仍為我國多數(shù)城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老的主要方式。國家統(tǒng)計局于1994年10月所進(jìn)行的人口變動抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)顯示（見表2），57.1%的老年人主要靠子女或其他親屬提供經(jīng)濟(jì)幫助；排在第二位的是老年人自己的勞動收入，占25.0%；靠離退休金養(yǎng)老的只有15.6%；社會保險和救濟(jì)為1.2%，其他來源為1.0%。由此可見，我國老年人晚年生活的經(jīng)濟(jì)收入來源仍然集中在三大支柱上，即子女或親屬供養(yǎng)（家庭養(yǎng)老）、老年人自己的勞動收入（自我養(yǎng)老）和離退休金（社會養(yǎng)老）。隨著我國社會經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展和人口城市化的發(fā)展，這三個來源會此消彼長。從發(fā)展趨勢上看，依靠子女或其他親屬提供經(jīng)濟(jì)幫助的老年人比例可能會下降，而主要依靠離退休金生活的老年人比例將會持續(xù)增加。養(yǎng)老方式的多元化，是因為個體間存在顯著的社會差異，最突出的就表現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)保障能力的差異上。低收入者對家庭成員的依賴性比較大，而較高收入者則對養(yǎng)老的質(zhì)量和高質(zhì)量的助老服務(wù)提出了要求。由于我國老年人群的收入水平存在明顯的差異，因此他們的養(yǎng)老方式也存在明顯差異。城市老年人的收入水平高，而且離退休金通常是城市老年人最主要的收入來源；相比之下，農(nóng)村老年人的收入水平低，而且個人勞動收入和子女供給通常是農(nóng)村老年人最主要的經(jīng)濟(jì)來源。數(shù)據(jù)顯示，城市老年人的主要經(jīng)濟(jì)來源為離退休金收入，社會養(yǎng)老的比例高達(dá)48.5%，其次是家庭養(yǎng)老（34.9%），再次是自我養(yǎng)老（14.3%）；而農(nóng)村老年人的養(yǎng)老保障則仍然是以家庭養(yǎng)老為主，家庭養(yǎng)老比例高達(dá)64.2%。農(nóng)村老年人以自身勞動收入作為主要經(jīng)濟(jì)來源的居第二位，占29.2%，只有4.4%的農(nóng)村老年人以退休金收入作為主要經(jīng)濟(jì)來源。也就是說，城市居民的養(yǎng)老方式分別為社會養(yǎng)老、家庭養(yǎng)老和自我養(yǎng)老，三者比例是1∶0.7∶0.3，而農(nóng)村則是家庭養(yǎng)老、自我養(yǎng)老和社會養(yǎng)老，三者比例是14.6∶6.6∶1。表21994年全國、城市、農(nóng)村養(yǎng)老方式比例關(guān)于我國養(yǎng)老方式變遷的影響因素，不同學(xué)者用不同方法、引用不同數(shù)據(jù)得出不同的結(jié)論。但一般認(rèn)為，養(yǎng)老方式變遷是包括人口學(xué)因素、社會經(jīng)濟(jì)因素等多種因素共同作用的結(jié)果。不同養(yǎng)老方式的選擇，如從家庭養(yǎng)老方式到社會養(yǎng)老方式的轉(zhuǎn)變，需要非常雄厚的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)作為支撐。因此，社會經(jīng)濟(jì)因素對養(yǎng)老方式轉(zhuǎn)變的作用不能低估。在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)時代，家庭是生產(chǎn)和消費的單位，老年人在家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中發(fā)揮重要作用，自然要由家庭進(jìn)行養(yǎng)老；而在工業(yè)經(jīng)濟(jì)時代，家庭已不再是生產(chǎn)的單位，而主要是生活和消費的單位。老年人將畢生精力都貢獻(xiàn)給了社會，社會也為老年人提供了養(yǎng)老金和社會化服務(wù)網(wǎng)絡(luò)，所以，社會養(yǎng)老在這時就是順理成章之事了（姚遠(yuǎn)，1999）。李建新等通過對中西部農(nóng)村養(yǎng)老觀念、養(yǎng)老方式的研究發(fā)現(xiàn)，年齡、性別、受教育程度、職業(yè)狀態(tài)等個體特征對老年人的養(yǎng)老意愿和養(yǎng)老方式都有顯著影響，但他們的住房面積、收入狀況等因素對養(yǎng)老方式選擇的影響更加明顯（李建新、于學(xué)軍等，2004）。褚湜婧、孫鵑娟以“2006年中國城鄉(xiāng)老年人口狀況追蹤調(diào)查”數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，對影響城市老年人養(yǎng)老意愿的諸因素做了分析，研究發(fā)現(xiàn)：老年人的婚姻狀況、受教育程度、經(jīng)濟(jì)條件、健康狀況、擁有兒女?dāng)?shù)量等對老年人選擇居住方式有較大影響；依靠子女養(yǎng)老仍然是城市老年人偏好的養(yǎng)老方式，他們更愿意與子女同住或者居家養(yǎng)老，而不愿入住養(yǎng)老機(jī)構(gòu)（褚湜婧、孫鵑娟，2010）。龍書芹、風(fēng)笑天通過對江蘇四城市老年人生活狀況的調(diào)查資料發(fā)現(xiàn)，老年人月收入對他們的居住方式的選擇有顯著影響。一般而言，經(jīng)濟(jì)收入的提高，能夠使人們有更大的選擇空間和余地，使人們能夠不為經(jīng)濟(jì)所累，過自己想要的生活（龍書芹、風(fēng)笑天，2007）。三數(shù)據(jù)來源及變量選擇作為一項經(jīng)驗研究，本文使用的數(shù)據(jù)來自2010年底對閩南地區(qū)的廈門、泉州和漳州三市不同群體所做的抽樣調(diào)查。調(diào)查樣本按照分層抽樣的方法選取調(diào)查對象。本次調(diào)查共發(fā)放600份問卷，回收問卷558份，有效問卷為507份，所占比例分別為93.0%、84.5%。樣本基本情況為：（1）戶口所在地：城鎮(zhèn)戶口占25.2%，城市戶口占30.5%，農(nóng)村戶口占44.3%。（2）年齡情況：20歲及以下占2.2%，21～40歲占26.0%，41～55歲占23.7%，55歲及以上占48.1%。（3）性別情況：男占64.9%，女占35.1%。（4）婚姻狀況：未婚占3.9%，已婚占96.1%。（5）文化程度：初中及以下占14.8%，高中及中專占28.8%，大學(xué)占47.5%，研究生及以上占8.7%，有0.2%的缺失值。（6）身體狀況：健康占55.3%，一般占24.3%，體弱多病占20.4%。本次問卷調(diào)查中所設(shè)計的有關(guān)養(yǎng)老方式的因變量包括兩個方面的內(nèi)容，即分別為愿意養(yǎng)老方式、事實養(yǎng)老方式。（1）愿意養(yǎng)老方式。設(shè)置以下4個選項：家庭養(yǎng)老，自我養(yǎng)老，社會養(yǎng)老，其他。調(diào)查對象愿意養(yǎng)老方式的選項百分比分別為75.2%、17.6%、6.1%、0.7%；有2人沒有選擇，即有0.4%的缺失值。（2）事實養(yǎng)老方式。包括兩種情況，如果是老人，則指他們本人的養(yǎng)老情況；如果是子女，則是指他們老人的養(yǎng)老情況。設(shè)置以下4個選項：家庭養(yǎng)老（主要是指在家庭里靠子女或者親屬提供生活來源的養(yǎng)老方式），自我養(yǎng)老（主要是指靠自己勞動或者積蓄提供生活來源的養(yǎng)老方式），社會養(yǎng)老（主要是指靠退休金或者集體經(jīng)濟(jì)提供生活來源的養(yǎng)老方式），其他（如靠社會捐贈、慈善機(jī)構(gòu)或者商業(yè)機(jī)構(gòu)提供生活來源的養(yǎng)老方式）。調(diào)查對象事實養(yǎng)老方式的選項百分比分別為76.8%、17.4%、5.2%、0.2%；有1人沒有選擇，即有0.2%的缺失值。（3）城、鄉(xiāng)不同地區(qū)居民的愿意養(yǎng)老、事實養(yǎng)老情況，由于城、鄉(xiāng)不同地區(qū)居民的個體情況存在較大差異，因此他們對愿意養(yǎng)老、事實養(yǎng)老的選擇也不相同。表3是城、鄉(xiāng)不同地區(qū)居民愿意養(yǎng)老、事實養(yǎng)老交叉表。就家庭養(yǎng)老方式來說，農(nóng)村居民最多，而城市居民最少；就社會養(yǎng)老方式來說，則農(nóng)村居民最少，而城市居民最多。本次調(diào)查所設(shè)計的關(guān)于經(jīng)濟(jì)因素的協(xié)變量主要有以下兩個（其他協(xié)變量，如年齡、教育程度、職業(yè)，由于和本研究沒有太大關(guān)系，本文故不作說明）。表3城、鄉(xiāng)不同地區(qū)居民愿意養(yǎng)老、事實養(yǎng)老交叉表（1）經(jīng)濟(jì)水平變量（以人均年收入計算）。以泉州為例，2009年泉州市城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、市區(qū)居民人均可支配收入、農(nóng)民人均純收入分別為22913、25043、8563元（同年，廈門人均年收入高于泉州，但漳州人均年收入稍低于泉州）（泉州市統(tǒng)計局，2010：88～90）。考慮到閩南地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平的實際情況，其變量設(shè)定為以下區(qū)間：10000元及以下、10001～20000元、20001～30000元、30001～60000元、60001～100000元、100000元及以上。（2）住房情況（從一定意義上說，住房面積的大小也是反映個人經(jīng)濟(jì)收入高低的一個重要指標(biāo)。經(jīng)驗數(shù)據(jù)顯示，個人經(jīng)濟(jì)收入越高，其住房結(jié)構(gòu)、住房面積也相應(yīng)地越大）。[5]因此，我們將住房情況作為經(jīng)濟(jì)因素的一個重要輔助變量。包括住房性質(zhì)（自建、租賃、自購商品房、經(jīng)濟(jì)適用房），住房結(jié)構(gòu)（二居室、三居室、四居室、五居室及以上、其他），住房面積（50平方米以下、50～80平方米、80～100平方米、100～120平方米、120平方米以上）。四主要研究結(jié)果（一）變量間的相關(guān)系數(shù)表4為經(jīng)濟(jì)因素與養(yǎng)老方式的相關(guān)系數(shù)矩陣。經(jīng)濟(jì)收入與愿意養(yǎng)老方式、事實養(yǎng)老方式之間的Kendall’stau_b的相關(guān)系數(shù)分別為-0.242、-0.224，表明經(jīng)濟(jì)收入與愿意養(yǎng)老方式、事實養(yǎng)老方式之間表現(xiàn)出較弱的負(fù)相關(guān)關(guān)系；經(jīng)濟(jì)收入與愿意養(yǎng)老方式、事實養(yǎng)老方式之間的Spearman’srho等級相關(guān)系數(shù)分別-0.245、-0.225，表明經(jīng)濟(jì)收入與愿意養(yǎng)老方式、事實養(yǎng)老方式之間表現(xiàn)出較弱的負(fù)相關(guān)關(guān)系；兩者的概率ρ值都小于0.05，通過顯著性檢驗。也就是說，隨著個人經(jīng)濟(jì)年收入的增加，城鎮(zhèn)居民的意愿養(yǎng)老方式、事實養(yǎng)老方式從“家庭養(yǎng)老”“自我養(yǎng)老”“社會養(yǎng)老”“其他”依次發(fā)生轉(zhuǎn)變。本次調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，分別有96.2%、98.8%的城鎮(zhèn)居民將“家庭養(yǎng)老”作為意愿養(yǎng)老方式、事實養(yǎng)老方式的第一選項。表4經(jīng)濟(jì)因素與養(yǎng)老方式的相關(guān)系數(shù)矩陣如果以住房面積、住房結(jié)構(gòu)為控制變量，經(jīng)濟(jì)收入與愿意養(yǎng)老方式、事實養(yǎng)老方式之間的相關(guān)系數(shù)分別-0.247、-0.240，-0.258、-0.248，表明兩兩之間表現(xiàn)出較弱的負(fù)相關(guān)關(guān)系，且概率ρ值小于0.05，通過顯著性檢驗（如表5）。這和在沒有控制變量的情況下相比，經(jīng)濟(jì)收入與其相關(guān)關(guān)系沒有發(fā)生太大的變化。表5住房面積、結(jié)構(gòu)為控制變量的經(jīng)濟(jì)因素與養(yǎng)老方式的相關(guān)系數(shù)矩陣（二）變量間的卡方檢驗結(jié)果由于養(yǎng)老方式屬于定類測量數(shù)據(jù)，而經(jīng)濟(jì)水平、住房面積屬于區(qū)間的定序測量數(shù)據(jù)（住房結(jié)構(gòu)屬于定類測量數(shù)據(jù)），我們對經(jīng)濟(jì)水平、住房面積（住房結(jié)構(gòu)）與養(yǎng)老方式變量進(jìn)行卡方檢驗，進(jìn)一步檢驗經(jīng)濟(jì)水平對居民養(yǎng)老方式的影響程度。這里僅以個人經(jīng)濟(jì)年收入與愿意養(yǎng)老方式（事實養(yǎng)老方式）為例作說明。表6給出了個人經(jīng)濟(jì)年收入與愿意養(yǎng)老方式（事實養(yǎng)老方式）的卡方檢驗結(jié)果。由于雙側(cè)近似概率值（Asymp.Sig.-2-sided）都小于0.005，所以有理由拒絕個人經(jīng)濟(jì)年收入與愿意養(yǎng)老方式（事實養(yǎng)老方式）之間是獨立的原假設(shè)，認(rèn)為個人經(jīng)濟(jì)年收入與愿意養(yǎng)老方式（事實養(yǎng)老方式）之間是相關(guān)的。這從檢驗統(tǒng)計量（Value）也可以看出來。如個人人均年收入與愿意養(yǎng)老方式之間的皮爾遜卡方（PearsonChi-Square）檢驗值為5.423，遠(yuǎn)大于0.02的最小期望值（minimumexpectedcount）；又如個人人均年收入與事實養(yǎng)老方式之間的皮爾遜卡方（PearsonChi-Square）檢驗值為5.508，也遠(yuǎn)大于0.01的最小期望值（minimumexpectedcount）。表6個人經(jīng)濟(jì)年收入*愿意養(yǎng)老方式（事實養(yǎng)老方式）的列聯(lián)表表7是個人人均年收入與愿意養(yǎng)老方式、事實養(yǎng)老方式的Eta系數(shù)列聯(lián)表。Eta值分別為-0.053、-0.062。這表明個人人均年收入與愿意養(yǎng)老方式、事實養(yǎng)老方式之間存在較弱的負(fù)相關(guān)關(guān)系。這和前面的Kendall’stau_b的相關(guān)系數(shù)、Spearman’srho等級相關(guān)系數(shù)相差不大，從而更進(jìn)一步說明了經(jīng)濟(jì)水平與居民養(yǎng)老方式之間存在一定的關(guān)系。表7個人人均年收入與愿意養(yǎng)老方式（事實養(yǎng)老方式）的Eta系數(shù)列聯(lián)表（三）變量間的曲線估計從個人人均年收入與事實養(yǎng)老方式的重疊散點圖中可以看出，它們兩者之間存在一定的非線性關(guān)系。因此，我們對個人人均年收入與事實養(yǎng)老方式之間做進(jìn)一步的曲線估計。表8是個人人均年收入與事實養(yǎng)老之間的二次曲線（Quadratic）、三次曲線（Cubic）、S曲線（S）以及指數(shù)曲線（Exponential）的綜合方差重要指標(biāo)列表，包括解釋量（R2）、F統(tǒng)計量觀測值、自由度（df）、相應(yīng)的概率ρ值、常數(shù)項以及相應(yīng)的參數(shù)估計系數(shù)。表中數(shù)據(jù)顯示，三次曲線的解釋量最大（R2=0.452），其次是指數(shù)曲線（R2=0.232），且三次曲線的統(tǒng)計量觀測值（F=0.454）也大于指數(shù)曲線的統(tǒng)計量觀測值（F=0.447）；它們的概率ρ值都小于0.05，通過了顯著性檢驗。也就是說，在個人人均年收入與事實養(yǎng)老方式之間的三種模型中，三次曲線模型的似合效果相對來說較好一些。其擬合函數(shù)關(guān)系可用Y=0.891+0.116x-0.032x2+0.003x3來表示。表8綜合方差表（ModelSummaryandParameterEstimates）五結(jié)語一般來說，社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平?jīng)Q定著居民養(yǎng)老方式的結(jié)構(gòu)、規(guī)模和水平。本文通過對在閩南地區(qū)所進(jìn)行的關(guān)于經(jīng)濟(jì)水平與我國城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老方式的調(diào)查數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)水平對愿意養(yǎng)老方式、事實養(yǎng)老方式都會產(chǎn)生一定的影響。這從經(jīng)濟(jì)水平（個人人均年收入、住房面積、住房結(jié)構(gòu)）與愿意養(yǎng)老方式、事實養(yǎng)老方式之間的Kendall’stau_b、Spearman’srho等級相關(guān)系數(shù)、卡方檢驗以及Eta檢驗都可以發(fā)現(xiàn)。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與意愿養(yǎng)老方式、事實養(yǎng)老方式之間雖然有一定的關(guān)系，但定量相關(guān)系數(shù)表明，經(jīng)濟(jì)收入的提高對意愿（事實）養(yǎng)老方式變遷的作用有限，或者說，經(jīng)濟(jì)收入對意愿（事實）養(yǎng)老方式的影響有限。如，個人人均年收入與愿意養(yǎng)老方式、事實養(yǎng)老方式的Kendall’stau_b的相關(guān)系數(shù)分別只有-0.242、-0.224，表現(xiàn)出較弱的負(fù)相關(guān)關(guān)系。我們認(rèn)為，養(yǎng)老方式變遷是社會文化、經(jīng)濟(jì)條件、樣本個體因素等一系列因素共同作用的結(jié)果。特別地，在中國這樣一個深受“百善孝為先”傳統(tǒng)文化影響的國家里，經(jīng)濟(jì)因素對養(yǎng)老方式的影響必然會在“文化滯后”[6]現(xiàn)象的制約下大打折扣。另外，研究結(jié)果還顯示，城市、城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)居民對養(yǎng)老方式的選擇有較大的差距。這是我國目前城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)在養(yǎng)老方式上的體現(xiàn)。目前，我國養(yǎng)老保障體系分為三大塊：國家機(jī)關(guān)、事業(yè)單位由人事部門負(fù)責(zé)；工礦企業(yè)由勞動部門負(fù)責(zé)；農(nóng)村（含鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)）由民政部門負(fù)