胡仕勇 李 佳

(武漢理工大學(xué)政治與行政學(xué)院，湖北武漢，430063)

農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)反饋的影響因素分析*
——基于CHARLS全國(guó)基線調(diào)查數(shù)據(jù)

胡仕勇 李 佳

(武漢理工大學(xué)政治與行政學(xué)院，湖北武漢，430063)

農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)反饋是本土化家庭養(yǎng)老研究領(lǐng)域的重要問題。論文運(yùn)用 “中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查”(CHARLS)全國(guó)基線數(shù)據(jù)，以親子兩代分居家庭為研究對(duì)象，通過非條件logistic模型，分析了微觀領(lǐng)域影響農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)反饋的因素。研究結(jié)果表明：在個(gè)體因素層面，年齡對(duì)代際經(jīng)濟(jì)反饋呈現(xiàn)正向顯著性影響，受教育程度則為負(fù)向顯著性影響；在家庭因素層面，子女?dāng)?shù)量以及對(duì)孫輩的投資狀況等因素對(duì)農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)反饋存在著正向顯著性影響。基于數(shù)據(jù)結(jié)果，論文提出了加強(qiáng)對(duì)農(nóng)村高齡老年人的關(guān)注、加快農(nóng)村養(yǎng)老制度建設(shè)以及積極提升家庭發(fā)展能力等對(duì)策。

農(nóng)村老年人；代際經(jīng)濟(jì)反饋；影響因素；分居家庭

第六次人口普查結(jié)果顯示，我國(guó)60歲以上老年人近七成分布在農(nóng)村。一方面，我國(guó)農(nóng)村老齡化面臨著增速快、規(guī)模大、未富先老的狀況；另一方面，社會(huì)轉(zhuǎn)型又造成了孝文化缺失、家庭結(jié)構(gòu)變遷等問題。*資料來源：《中國(guó)老齡事業(yè)的發(fā)展》白皮書，國(guó)務(wù)院，2011。在這兩方面因素的共同影響下，我國(guó)農(nóng)村老年人代際支持問題越發(fā)突出。代際經(jīng)濟(jì)反饋?zhàn)鳛榇H支持研究的一個(gè)重要內(nèi)容，直接影響到農(nóng)村老年人晚年生活的質(zhì)量與幸福感，受到國(guó)家與社會(huì)的廣泛關(guān)注。因此，研究代際經(jīng)濟(jì)反饋的影響因素，對(duì)進(jìn)一步改善農(nóng)村老年人的代際支持狀況，促進(jìn)中國(guó)農(nóng)村老齡事業(yè)的發(fā)展具有重要的研究意義。

一、文獻(xiàn)綜述

老年人代際經(jīng)濟(jì)反饋影響因素的文獻(xiàn)中，從微觀領(lǐng)域看大體可分為個(gè)體層面因素(性別、年齡、受教育程度和健康狀況等影響變量)以及家庭層面因素(子女?dāng)?shù)量、收入狀況以及父母對(duì)子孫輩的投資狀況等影響變量)兩方面的研究?jī)?nèi)容。

在個(gè)體因素層面，學(xué)者們關(guān)注了性別對(duì)代際經(jīng)濟(jì)反饋的影響。蔡麟(2007)、朱旭紅(2011)等認(rèn)為農(nóng)村女性老年人在經(jīng)濟(jì)生活自立性上弱于男性老年人，且在對(duì)家庭成員的經(jīng)濟(jì)依賴上高于男性，女性對(duì)代際經(jīng)濟(jì)反饋的依賴性高于男性，[1][2]同時(shí)林添福(2005)則表示在農(nóng)村，性別差異對(duì)農(nóng)村代際經(jīng)濟(jì)反饋不存在著顯著影響。[3]對(duì)于年齡影響變量，國(guó)內(nèi)學(xué)者(陳皆明，1998；杜鵬，1998；劉愛玉，2000)認(rèn)為年齡對(duì)代際經(jīng)濟(jì)反饋支持存在著顯著影響，高齡老年人更易獲得來自子代的經(jīng)濟(jì)反饋支持。[4][5][6]針對(duì)受教育程度影響變量，研究者們(Fuqin，1994；徐勤，1996；Lee，1997；劉愛玉，2000；張燁霞，2007)大多認(rèn)為父代與子代的受教育水平與代際經(jīng)濟(jì)反饋之間存在著相關(guān)關(guān)系。父母的受教育程度和家庭資源分配策略會(huì)影響到子女的受教育程度，進(jìn)而會(huì)影響其對(duì)父母的代際經(jīng)濟(jì)反饋。[7][8][9][10]針對(duì)健康狀況影響變量，國(guó)內(nèi)外研究者(徐勤，1996；熊躍根，1998；Sun，2002；Silverstein，Yang，2006；王躍生，2008)認(rèn)為父母的健康狀況直接關(guān)系到家庭代際經(jīng)濟(jì)反饋的可及性。[11][12][13][14][15]在家庭因素層面，子女?dāng)?shù)量對(duì)代際經(jīng)濟(jì)反饋影響的文獻(xiàn)中，國(guó)內(nèi)外的研究存在較大的爭(zhēng)議。郭志剛、張愷悌(1996)、徐勤(1996)等認(rèn)為子女?dāng)?shù)量直接影響家庭代際經(jīng)濟(jì)反饋的數(shù)量和規(guī)模。子女?dāng)?shù)越多，家庭代際經(jīng)濟(jì)反饋的數(shù)量也就越多，規(guī)模越大。[16]另一部分研究者(桂世勛、倪波，1995；夏傳玲，1995等)認(rèn)為子女?dāng)?shù)只是影響到潛在照料者的數(shù)量，使子女從一個(gè)高度潛在的照料者轉(zhuǎn)變?yōu)閷?shí)際照料者的過程是多種因素相互作用的結(jié)果。子女?dāng)?shù)對(duì)家庭老年人的經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)、生活照料和情感交流的影響甚微。[17][18]收入影響變量的文獻(xiàn)中，研究者們(于學(xué)軍，1995；杜鵬，2006；石宏偉、朱妍，2008；吳海盛，2009)認(rèn)為收入中養(yǎng)老金的比例越高，子女供養(yǎng)的比例越低，[19][20][21][22]而Sun(2002)則認(rèn)為父母的收入水平與代際經(jīng)濟(jì)反饋沒有直接相關(guān)關(guān)系。[12]學(xué)者們也關(guān)注到了代際交換對(duì)代際經(jīng)濟(jì)反饋的影響，Nussbaum and Sen(1993)、陳功(2003)指出，父代對(duì)子代的投資與子代提供的經(jīng)濟(jì)贍養(yǎng)有著緊密的聯(lián)系，[23][24]而張燁霞(2007)等認(rèn)為如果父母正在向子女提供家務(wù)與孩子照看，其獲得代際經(jīng)濟(jì)反饋的可能性反而小。對(duì)于孫輩投資，學(xué)者們(Yang，1996；Cong Z，2007；宋璐、李樹茁，2010)認(rèn)為老年人提供孫代經(jīng)濟(jì)供給會(huì)增加子代對(duì)父代的代際經(jīng)濟(jì)反饋。[25]

國(guó)內(nèi)外學(xué)者既往的理論與經(jīng)驗(yàn)研究，為論文提供了扎實(shí)的研究基礎(chǔ)，但也存在著一些不足和問題：(1)較少運(yùn)用全國(guó)性代表數(shù)據(jù)；(2)研究對(duì)于健康狀況、受教育程度、子女?dāng)?shù)量、父母對(duì)子孫輩的投資狀況等因素對(duì)代際經(jīng)濟(jì)反饋的影響仍存在諸多爭(zhēng)議；(3)既往研究中，未說明父代與子代的居住安排狀況。在子代與父代同居同灶以及同居分灶的居住安排中，代際經(jīng)濟(jì)反饋在家庭經(jīng)濟(jì)開支中很難被分離與測(cè)量?！爸袊?guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查”(CHARLS)提供了親子兩代分居家庭的數(shù)據(jù)，為論文的分析提供了高質(zhì)量的數(shù)據(jù)。

基于此，論文利用全國(guó)性代表數(shù)據(jù)(CHARLS)，以親子兩代分居家庭為研究對(duì)象，運(yùn)用STATA 12.0軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)，通過非條件logistic模型分析了個(gè)體因素與家庭因素對(duì)農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)反饋的影響關(guān)系。

二、研究設(shè)計(jì)

(一)概念界定與研究對(duì)象

我國(guó)著名學(xué)者費(fèi)孝通先生于1982年提出了本土化家庭代際反饋的重要理論，他指出在中國(guó)家庭文化中，代際是甲代撫育乙代，乙代贍養(yǎng)甲代，乙代撫育丙代，丙代又贍養(yǎng)乙代。上一代養(yǎng)育下一代，同時(shí)下一代對(duì)上一代進(jìn)行贍養(yǎng)，簡(jiǎn)稱“反饋模式”；在西方，則是甲代撫育乙代，乙代撫育丙代，一代代地進(jìn)行著接力傳遞，簡(jiǎn)稱“接力模式”。[26]吳海盛(2009)將代際經(jīng)濟(jì)反饋界定為家庭內(nèi)部?jī)纱蓡T之間的經(jīng)濟(jì)互動(dòng)，由子代向父代經(jīng)濟(jì)回饋的過程。[20]結(jié)合學(xué)者們的研究，將代際經(jīng)濟(jì)反饋定義為家庭內(nèi)部親子兩代中下一代向上一代反饋的經(jīng)濟(jì)支持。不同于以往的研究，為將代際經(jīng)濟(jì)反饋與家庭開支分離，論文選定親子兩代分居家庭展開研究。

(二)研究假設(shè)

根據(jù)研究文獻(xiàn)，農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)反饋的影響因素在微觀層面由個(gè)體因素與家庭因素組成。個(gè)體因素包括性別、年齡、受教育程度和健康狀況等影響變量，家庭因素則包含子女?dāng)?shù)量、收入狀況以及父母對(duì)子孫輩的投資狀況等影響變量。論文假設(shè)，個(gè)體因素與家庭因素對(duì)農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)反饋存在著顯著性影響。結(jié)合具體研究變量，論文建立如下相關(guān)假設(shè)：

H1：個(gè)體對(duì)農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)反饋產(chǎn)生顯著性影響；

H2：年齡對(duì)農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)反饋產(chǎn)生顯著性影響；

H3：受教育程度對(duì)農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)反饋產(chǎn)生顯著性影響；

H4：健康狀況對(duì)農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)反饋產(chǎn)生顯著性影響；

H5：子女?dāng)?shù)量對(duì)農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)反饋產(chǎn)生顯著性影響；

H6：收入狀況對(duì)農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)反饋產(chǎn)生顯著性影響；

H7：投資子代對(duì)農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)反饋產(chǎn)生顯著性影響；

H8：投資孫代對(duì)農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)反饋產(chǎn)生顯著性影響。

三、數(shù)據(jù)與變量

(一)數(shù)據(jù)來源

論文數(shù)據(jù)來源于2011年“中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查”(CHARLS)數(shù)據(jù)庫。該調(diào)查由北京大學(xué)國(guó)家發(fā)展研究院每?jī)赡赀M(jìn)行一次，旨在收集中國(guó)45歲及以上中老年人家庭和個(gè)人的微觀數(shù)據(jù)。問卷內(nèi)容涵蓋了人口學(xué)背景、健康狀況和功能、醫(yī)療保健和保險(xiǎn)、工作、退休和養(yǎng)老金，家庭和個(gè)人的收入、支出與資產(chǎn)等方面的信息。問卷調(diào)查采用了多階段抽樣，在縣/區(qū)和村居抽樣階段采取PPS抽樣方法，最終抽取樣本包括10257戶家庭的17708個(gè)樣本。在刪除缺乏關(guān)鍵信息或不完整的觀察值后，論文獲得的農(nóng)村老年人有效樣本數(shù)為6314人。

樣本的基本特征如表1所示。從年齡結(jié)構(gòu)、受教育程度、婚姻狀況這三個(gè)層面上可以看出樣本具有較好的代表性。

表1 調(diào)查樣本的基本特征

(二)變量及其操作化

1.因變量

論文的因變量是農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)反饋獲得狀況。在CHARLS問卷中，該變量是通過詢問受訪者“過去一年，您或您的配偶從您的沒住在一起的孩子那里收到過任何經(jīng)濟(jì)支持嗎？”來獲取的，共有“是”和“否”兩個(gè)選項(xiàng)，是一個(gè)二分變量。筆者將“是”即獲得過經(jīng)濟(jì)支持賦值為1，將“否”即未獲得過經(jīng)濟(jì)支持賦值為0。

2.自變量

影響農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)反饋獲得狀況由個(gè)體和家庭特征影響因素構(gòu)成。個(gè)體因素包括性別(X1)、年齡(X2)、受教育程度(X3)和健康狀況(X4)，家庭因素包括子女?dāng)?shù)量(X5)、收入狀況以及父母對(duì)子代、孫輩的投資狀況。論文通過設(shè)置領(lǐng)取養(yǎng)老金狀況(X6)和其他收入獲得狀況(X7)這兩個(gè)變量來代表收入狀況。其他收入是指農(nóng)村老年人獲得養(yǎng)老金以外的其他收入。通過給過子代大額經(jīng)濟(jì)支持來代表對(duì)子代的投資狀況(X8)。在CHARLS問卷中，大額經(jīng)濟(jì)支持指的是5000元以上的貨幣或等價(jià)實(shí)物。通過設(shè)置給予孫輩經(jīng)濟(jì)投資狀況(X9)和照顧孫輩狀況(X10)兩個(gè)變量來代表父母對(duì)孫輩的投資狀況。相關(guān)變量的賦值、含義及描述性統(tǒng)計(jì)見表2。

表2 相關(guān)變量的賦值、含義及描述性統(tǒng)計(jì)

(三)模型建構(gòu)

論文所考察的是農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)反饋獲得狀況，且假定其選擇只有兩種：“農(nóng)村老年人已獲得代際經(jīng)濟(jì)反饋”和“農(nóng)村老年人未獲得代際經(jīng)濟(jì)反饋”。對(duì)于此二類選擇問題，在綜合考慮自變量類型的情況下，論文通過建立Logistic模型對(duì)其影響因素進(jìn)行量化分析。

其模型形式為：

(1)

式(1)中，Pi為已獲得代際經(jīng)濟(jì)反饋的農(nóng)村老年人的概率，α為常數(shù)項(xiàng)，χj表示第j個(gè)影響農(nóng)村老年人獲得代際經(jīng)濟(jì)反饋的自變量，m為自變量的個(gè)數(shù)，βj是自變量回歸系數(shù)。農(nóng)村老年人已獲得代際經(jīng)濟(jì)反饋的概率與農(nóng)村老年人未獲得代際經(jīng)濟(jì)反饋的概率的比值pi為事件發(fā)生比，對(duì)其進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，得到Logistic回歸模型的線性表達(dá)式為：

(2)

為獲得量化分析結(jié)果的穩(wěn)健性，對(duì)估計(jì)模型的標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行了穩(wěn)健調(diào)整(robust)，同時(shí)按照5%的顯著性水平臨界值，選取通過顯著性水平的變量重新進(jìn)行估計(jì)模型運(yùn)算。通過2個(gè)估計(jì)模型的BIC值以及正確分類的概率(以0.5的概率為分割點(diǎn))等指標(biāo)，選取擬合最優(yōu)的估計(jì)模型進(jìn)行結(jié)果分析。BIC的表達(dá)式為：

BICK=-G2+DFK×lnN

(3)

四、結(jié)果分析

(一)農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)反饋狀況

從代際經(jīng)濟(jì)反饋頻數(shù)分布狀況中可以得出，51.7%的農(nóng)村老年人獲得了代際經(jīng)濟(jì)反饋，48.3%的農(nóng)村老年人未獲得。這表明，目前農(nóng)村家庭中仍有約半數(shù)的老年人群處于未獲得子代的經(jīng)濟(jì)反饋狀態(tài)，農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)反饋存在較嚴(yán)重的問題，傳統(tǒng)的農(nóng)村家庭秩序受到較大的破壞，農(nóng)村家庭反饋模式的普適性有待進(jìn)一步商榷。

(二)估計(jì)模型的穩(wěn)健性分析與假設(shè)檢驗(yàn)

論文利用STATA12.0統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行分析，運(yùn)用非條件Logistic模型驗(yàn)算了個(gè)體因素與家庭因素對(duì)農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)反饋的影響。在模型估計(jì)統(tǒng)計(jì)過程中，首先將論文設(shè)定的影響農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)反饋的因素引入模型，得到模型結(jié)果Ⅰ；為確保數(shù)學(xué)模型的穩(wěn)健性，根據(jù)估計(jì)系數(shù)的顯著性水平檢驗(yàn)結(jié)果，剔除掉未通過顯著性水平檢驗(yàn)的解釋變量，再重新擬合估計(jì)方程，得到模型Ⅱ，具體結(jié)果如表3所示。

表3 農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)反饋Logistic模型的估計(jì)結(jié)果

注：對(duì)估計(jì)模型的標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行了穩(wěn)健性調(diào)整(Robust)；*、**、***分別表示顯著性水平小于0.05、0.01、0.001。

在表3中，模型Ⅰ、模型Ⅱ都通過了顯著性水平檢驗(yàn)。模型Ⅰ與模型Ⅱ?yàn)榍短啄Ｐ?，通過LR Chi2數(shù)值以及BI C值比較，可以發(fā)現(xiàn)模型Ⅱ?yàn)檩^優(yōu)模型(模型Ⅱ的LR Chi2值更大，BIC值更小)，對(duì)估計(jì)系數(shù)具有更好的解釋效力。同時(shí)通過比較模型Ⅰ與模型Ⅱ的正確分類預(yù)測(cè)值(分別為61.93%與61.41%)，兩者相差較小，表明未通過顯著性水平檢驗(yàn)的變量對(duì)模型預(yù)測(cè)的敏感性未造成明顯影響。

通過模型Ⅱ中各變量對(duì)代際經(jīng)濟(jì)反饋影響的顯著性水平，可以發(fā)現(xiàn)年齡、受教育程度、子女?dāng)?shù)量、收入狀況、對(duì)孫輩的投資狀況存在著顯著性影響，即論文研究假設(shè)H2、H4、H5、H6與H8通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，而論文研究假設(shè)H1、H3以及H7均未通過5%的顯著性水平檢驗(yàn)。

(三)農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)反饋影響因素分析

1.個(gè)體因素對(duì)代際經(jīng)濟(jì)反饋的影響

(1)年齡。從Logistic估計(jì)模型及交互分析結(jié)果來看，年齡與代際經(jīng)濟(jì)反饋間存在正相關(guān)關(guān)系，這表明，在農(nóng)村，老年人年齡越大，獲得代際經(jīng)濟(jì)反饋狀況便越好。在Logistic估計(jì)模型Ⅱ中，相關(guān)系數(shù)b值為0.274，通過轉(zhuǎn)換得到的發(fā)生比(eb)為1.315，即在控制其他變量的情況下，年齡每上升一個(gè)等級(jí)，農(nóng)村老年人獲得代際經(jīng)濟(jì)反饋的概率將增加31.5%。

(2)受教育程度。在Logistic估計(jì)模型中，老年人的受教育程度與其獲得代際經(jīng)濟(jì)反饋的狀況存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，即老年人受教育程度越高，獲得代際經(jīng)濟(jì)反饋的可能性便越小。具體來說，其b與eb值分別為-0.835與0.83，這表明在控制其他因素的情況下，人受教育程度每上升一個(gè)等級(jí)，農(nóng)村老年獲得代際經(jīng)濟(jì)反饋的概率將下降17%，這與劉愛玉(2000)的研究結(jié)論大體一致。劉愛玉(2000)認(rèn)為文化水平低的父母獲得的經(jīng)濟(jì)支持要比其他文化水平的老年人相對(duì)較高，[6]進(jìn)而會(huì)負(fù)面影響到代際經(jīng)濟(jì)反饋供給狀況。

2.家庭因素對(duì)農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)反饋的影響

(1)子女?dāng)?shù)量與其他收入的影響狀況。從Logistic估計(jì)模型及交互分析中發(fā)現(xiàn)，子女?dāng)?shù)量與其他收入獲得越多，子女所提供的代際經(jīng)濟(jì)反饋數(shù)量越多。在Logistic估計(jì)模型Ⅱ中，農(nóng)村老年人家庭的子女?dāng)?shù)量對(duì)其獲得代際經(jīng)濟(jì)反饋影響的凈相關(guān)系數(shù)b為0.217，通過轉(zhuǎn)換得到的發(fā)生比(eb)為1.242，即在控制其他因素的情況下，子女?dāng)?shù)量每增加一名，農(nóng)村老年人獲得代際經(jīng)濟(jì)反饋的概率將上升24.2%。其他收入狀況影響變量的b和eb值分別為0.218、1.244，即在控制其他因素的影響下，存在著其他收入，農(nóng)村老年人獲得經(jīng)濟(jì)反饋的概率將上升24.4%。

(2)對(duì)孫代投資的影響狀況。在控制其他變量的影響下，向?qū)O輩提供經(jīng)濟(jì)投資獲得代際經(jīng)濟(jì)反饋的概率是沒有提供經(jīng)濟(jì)投資獲得代際經(jīng)濟(jì)反饋概率的2.277倍，同時(shí)向?qū)O輩提供照顧，獲得代際經(jīng)濟(jì)反饋的概率將增加39%。通過進(jìn)一步對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行交互分析，當(dāng)老年人既未提供經(jīng)濟(jì)投資又未花費(fèi)時(shí)間照顧孫輩時(shí)，獲得代際經(jīng)濟(jì)反饋的比例為47.96%，而當(dāng)老年人向?qū)O輩既提供了經(jīng)濟(jì)照顧又花費(fèi)了時(shí)間照顧時(shí)，獲得經(jīng)濟(jì)反饋的比例則為71.98%。數(shù)據(jù)表明，老年人向?qū)O輩進(jìn)行時(shí)間和金錢方面的投資會(huì)獲得更多的代際經(jīng)濟(jì)反饋，這與Yang(1996)、Cong Z(2007)及宋璐、李樹茁(2010)得出的結(jié)論一致。

隔代養(yǎng)育(grandparenting)作為東方家庭文化的重要內(nèi)容，對(duì)家庭的發(fā)展能力具有重要作用。農(nóng)村老年人通過隔代養(yǎng)育，減輕了子代的家庭撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)，同時(shí)也增加老年自己的代際經(jīng)濟(jì)反饋，集中體現(xiàn)了中國(guó)農(nóng)村的合作式家庭特點(diǎn)。Chen(1996)、Lee(1997)以及閻云翔(2009)等人的研究也顯示是農(nóng)村家庭合作范式對(duì)中國(guó)目前農(nóng)村家庭的代際關(guān)系仍然具有很強(qiáng)的解釋力。

五、結(jié)論與對(duì)策

論文基于2011年“中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查”(CHARLS)數(shù)據(jù)，以親子兩代分居家庭為研究對(duì)象，運(yùn)用非條件Logistic模型分析得出我國(guó)農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)反饋的影響因素。結(jié)果表明：在親子兩代分居家庭中，農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)反饋存在比較嚴(yán)重的缺失問題，中國(guó)傳統(tǒng)的家庭秩序受到較大的挑戰(zhàn)。在個(gè)體因素中，年齡與受教育程度是對(duì)農(nóng)村老年人代際經(jīng)濟(jì)反饋存在著顯著性影響，而健康狀況則并未通過顯著性檢驗(yàn)；在家庭因素中，子女?dāng)?shù)量、其他收入獲得狀況及對(duì)孫輩的投資狀況與代際經(jīng)濟(jì)反饋間存在著正向顯著性影響，中國(guó)農(nóng)村家庭仍然存在著合作式家庭的特征。

基于以上結(jié)論，論文提出以下幾點(diǎn)建議與對(duì)策：

第一，加強(qiáng)對(duì)農(nóng)村高齡老年人的關(guān)注與呵護(hù)。雖然農(nóng)村高齡老年人理論上比低齡老人獲得代際經(jīng)濟(jì)反饋的概率要高，但由于自身的年齡限制，經(jīng)濟(jì)需求、精神需求大，且獲得其他收入的渠道較少，生存狀況更應(yīng)該得到社會(huì)的關(guān)注。因此，對(duì)待農(nóng)村高齡老年人，一方面，應(yīng)該給予他們更多的政策傾斜，在醫(yī)療救助、社會(huì)保險(xiǎn)方面提供更多的幫助；另一方面，可以運(yùn)用法律、經(jīng)濟(jì)手段提高家庭贍養(yǎng)高齡老年人的積極性，可對(duì)贍養(yǎng)年邁父母的家庭提供優(yōu)先使用社會(huì)服務(wù)設(shè)施的權(quán)利，從而支持農(nóng)村高齡老年人養(yǎng)老事業(yè)的發(fā)展。

第二，加快農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老制度建設(shè)，保障因子女?dāng)?shù)量少、其他收入獲得較低等原因?qū)е碌拇H經(jīng)濟(jì)反饋缺乏的農(nóng)村老年人的生存、發(fā)展權(quán)利。將家庭養(yǎng)老、社區(qū)養(yǎng)老與社會(huì)養(yǎng)老有機(jī)結(jié)合，建立包括醫(yī)療保險(xiǎn)、養(yǎng)老保障、社會(huì)救助等全方位的社會(huì)保障體系，通過更廣泛的動(dòng)員，建立農(nóng)村養(yǎng)老的專業(yè)志愿者隊(duì)伍，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村全覆蓋的目標(biāo)，確保農(nóng)村老年人都能實(shí)現(xiàn)“老有所養(yǎng)”。

第三，積極提升家庭發(fā)展能力。對(duì)于身體素質(zhì)較好的農(nóng)村老年人，可以在子女幫扶的基礎(chǔ)上，發(fā)揮自身的潛能，發(fā)展庭院經(jīng)濟(jì)，即利用土地發(fā)展養(yǎng)殖、種植活動(dòng)，增加自身的收入。同時(shí)，提供給孫代一定的經(jīng)濟(jì)投資、時(shí)間照顧等服務(wù)，幫助子代緩解家庭贍養(yǎng)壓力，有利于老年人獲得子代的經(jīng)濟(jì)反饋，有利于社會(huì)人力資本的合理利用，提升家庭發(fā)展的能力。

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(責(zé)任編輯：H)

Analysis on the Influencing Factors of the Intergenerational Economic Feedback of the Rural Elderly：Based on national baseline survey data of CHARLS

HU Shiyong LI Jia

The intergenerational economic feedback of the rural elderly is an important issue in the field of family support for the aged.In this paper,using the data of China Health and retirement tracking survey(CHARLS)in 2011,the paper analyzes the factors that affect the intergenerational economic feedback of rural elderly in China through the non-conditional logistic model.The results show that:in terms of individual factors,age and intergenerational economic feedback has a positive and significant correlation,education level is negatively related to significant; in the family characteristics,number of children,income status and the grandchildren of investment and rural elderly people intergenerational feedback is positive significant.Based on the analysis results,it puts forward the measures to strengthen the attention of the rural elderly,to speed up the construction of the rural pension system,and actively promote the development of the family.

rural elderly，intergenerational economic feedback，influence factors，separated families

*本文系國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“代際合作視角下農(nóng)村家庭養(yǎng)老現(xiàn)狀與對(duì)策”(項(xiàng)目編號(hào)：14BRK002)階段成果。李佳為本文通訊作者。