林晨蕾，鄭慶昌

（福建農(nóng)林大學(xué)a.公共管理學(xué)院；b.經(jīng)濟(jì)學(xué)院，福州 350002）

0 引言

“養(yǎng)兒防老”是中國農(nóng)村社會(huì)盛行的傳統(tǒng)養(yǎng)老觀念[1]。但這種過度依賴子女“反饋式”的養(yǎng)老模式在日益加深的人口老齡化背景下遭遇前所未有的挑戰(zhàn)和危機(jī)。我國人口老齡化、高齡化速度快且農(nóng)村更為嚴(yán)重。2010年“六普”數(shù)據(jù)顯示，我國農(nóng)村60歲及以上人口占14.98%，65歲以上為10.06%，明顯超過城市的11.48%與7.68%。相對(duì)于城鎮(zhèn)，如何實(shí)現(xiàn)“老有所養(yǎng)”顯得更為嚴(yán)峻、更為緊迫。2009年國務(wù)院發(fā)布《關(guān)于新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)試點(diǎn)的指導(dǎo)意見》，正式啟動(dòng)在新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)（簡稱“新農(nóng)保”）試點(diǎn)，借此以政府主導(dǎo)的農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老開始嵌入到農(nóng)村家庭養(yǎng)老之中，并與家庭養(yǎng)老形成一種互補(bǔ)[2]。

然而，社會(huì)養(yǎng)老與家庭養(yǎng)老之間無論是替代還是互補(bǔ)都不能忽略一個(gè)客觀事實(shí)，即老年個(gè)體健康存在異質(zhì)性。1980年英國政府向國會(huì)提交了《Black Report》，指出了由于社會(huì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境的差異導(dǎo)致不同社會(huì)階層國民的健康水平差異，這就是社會(huì)健康差異現(xiàn)象。但是，在中國這種差異并沒有因?yàn)樯鐣?huì)的發(fā)展、技術(shù)的進(jìn)步而消除，反而有擴(kuò)大的趨勢。從邏輯上講，新農(nóng)保與家庭養(yǎng)老的替代或互補(bǔ)關(guān)系可能因老年個(gè)體間的健康差異而有所差別。程令國等[3]也認(rèn)為新農(nóng)保對(duì)子女的代際經(jīng)濟(jì)支持是“擠入”還是“擠出”，不同身體健康狀況的老人會(huì)有所差異，不能簡單地一概而論。因此，本文將嘗試解答這個(gè)問題。首先根據(jù)日常生活自理能力、工具性日常生活活動(dòng)和認(rèn)知能力等客觀健康指標(biāo)對(duì)農(nóng)村老年人進(jìn)行聚類分析，將老年人的健康狀況評(píng)定為三個(gè)等級(jí)（I、II、III，I為健康最高等級(jí)，之后逐級(jí)遞減），然后從生活照料、精神慰藉與經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)三個(gè)維度出發(fā)，重點(diǎn)依次分析對(duì)不同健康狀況老年人而言，新農(nóng)保對(duì)家庭養(yǎng)老產(chǎn)生什么樣的影響？即新農(nóng)保是替代了家庭養(yǎng)老還是補(bǔ)充了家庭養(yǎng)老？更為關(guān)鍵的是要回答新農(nóng)保對(duì)三個(gè)不同健康等級(jí)老年群體家庭養(yǎng)老的替代或互補(bǔ)作用是一致還是有所區(qū)別？

縱觀已有文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)[4-12]，現(xiàn)有的農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與農(nóng)村家庭養(yǎng)老關(guān)系的研究中，一方面，對(duì)家庭養(yǎng)老變量的考察從最初的代際經(jīng)濟(jì)支持往生活照料與精神慰藉方面延伸。另一方面，在探討新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村家庭養(yǎng)老的影響過程中，逐漸從單一視角向雙重視角擴(kuò)展，即研究對(duì)象同時(shí)兼顧老人及其子女。但是在考察農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村家庭養(yǎng)老的影響時(shí)需要考慮到個(gè)體的健康差異性。由于人類存在個(gè)體差異，每一個(gè)體不可能具有同等的健康水平。那么他們對(duì)社會(huì)養(yǎng)老及家庭養(yǎng)老的需求就會(huì)有差別。因此，作為對(duì)已有相關(guān)研究的補(bǔ)充，本文擬做以下改進(jìn)：一方面，基于數(shù)據(jù)的可得性，選取日常生活自理能力、工具性日常生活活動(dòng)和認(rèn)知能力等指標(biāo)來評(píng)定老年人健康狀況，然后用K-均值聚類方法對(duì)老年人的健康進(jìn)行評(píng)級(jí)。另一方面，在控制了年齡、性別、婚姻等因素之后，從健康差異的視角及單純從老年人角度出發(fā)，對(duì)新農(nóng)保對(duì)家庭養(yǎng)老的替代或互補(bǔ)機(jī)制進(jìn)行了逐一評(píng)價(jià)。

1 數(shù)據(jù)來源與變量選取

1.1 數(shù)據(jù)來源說明

本文所需研究數(shù)據(jù)來源于中國老年健康影響因素跟蹤調(diào)查（簡稱CLHLS）調(diào)查數(shù)據(jù)。CLHLS是由北京大學(xué)健康老齡與發(fā)展研究中心和國家發(fā)展研究院聯(lián)合組織的一項(xiàng)縱向調(diào)查。該調(diào)查項(xiàng)目于1998年進(jìn)行基線調(diào)查，此后每隔2～3年進(jìn)行跟蹤調(diào)查。該調(diào)查范圍覆蓋全國23個(gè)省區(qū)市，調(diào)查對(duì)象為65～110歲的老年人群，調(diào)查內(nèi)容包括老年人的個(gè)人特征、生活自理能力、軀體功能、認(rèn)知功能、社會(huì)和家庭支持照料等問題。本文以“農(nóng)村戶籍”為樣本的首要篩選依據(jù)，刪除4620個(gè)城鎮(zhèn)老年樣本，同時(shí)根據(jù)本文的目的和需要，剔除相關(guān)變量中信息缺失的樣本后，最終得到農(nóng)村老年有效樣本1799個(gè)。樣本年齡分布方面，平均年齡為84.988歲，其中女性老人的比例高于男性，分別為56.25%，和43.75%。身體健康狀況方面，身體健康等級(jí)為I、II和III的比例的分別為57.92%、24.51%和17.57%。總體而言，樣本具有較高的代表性。

1.2 變量指標(biāo)選取

（1）健康指標(biāo)。健康指標(biāo)是本研究重要的健康評(píng)級(jí)依據(jù)。本文采用日常生活自理能力（ADLs）、工具性日常生活活動(dòng)量表（IADLs）和認(rèn)知能力（MMSE）來評(píng)定老年人健康狀況。一方面，與病人健康自評(píng)指標(biāo)相比，ADLs、IADLs和MMSE較少受到主觀偏見與其他社會(huì)經(jīng)濟(jì)學(xué)指標(biāo)的干擾，能夠比較直觀判斷老

年人的健康水平；另一方面，ADLs與IADLs測算出來的數(shù)值為連續(xù)性變量，這便于使用K-均值聚類方法進(jìn)行分析。本文關(guān)于ADLs與IADLs的測量和計(jì)算，采用學(xué)界通用的“卡茲日常生活能力量表”，問卷中相關(guān)指標(biāo)選項(xiàng)為“自己無法獨(dú)立完成”、“有點(diǎn)困難”和“沒有困難”，并分別賦值為0、1、2；然后對(duì)相應(yīng)測量指標(biāo)分值進(jìn)行加總；最后ADLs得分的取值范圍為0～12，IADLs得分的取值范圍為0～16，得分越高，意味著老年人的生理健康狀況越好。MMSE量表總分范圍為0～30分。通過對(duì)三個(gè)量表的統(tǒng)計(jì)分析，Cronbach’s α值分別為 0.85、0.94和 0.94，說明這三個(gè)量表的信度很好。

（2）家庭養(yǎng)老。本文模型的因變量為家庭養(yǎng)老。學(xué)者們普遍認(rèn)為，家庭養(yǎng)老主要體現(xiàn)養(yǎng)老責(zé)任的代際傳遞，其內(nèi)容包括經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)、生活照顧及精神慰藉[13]。在調(diào)查問卷中，“生活照料”方面，相關(guān)指標(biāo)選項(xiàng)為“當(dāng)您身體不舒服時(shí)或生病時(shí)主要是誰來照料您”；“精神慰藉”方面，相關(guān)指標(biāo)選項(xiàng)為“與子女交談”、“向子女求助”及“與子女分享想法”，只要子女有提供其中一項(xiàng)及以上，賦值為“1”，否則為“0”；“經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)”方面，相關(guān)指標(biāo)選項(xiàng)為“您的子女給您現(xiàn)金（或?qū)嵨镎酆希┒嗌僭?，在回歸模型中為使回歸結(jié)果更穩(wěn)健與可信，對(duì)其進(jìn)行自然對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換。

（3）新農(nóng)合。本文的關(guān)鍵自變量為被訪者是否參加新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)，該變量為啞變量。在問卷中對(duì)應(yīng)的指標(biāo)選項(xiàng)為“您是否參加了養(yǎng)老保險(xiǎn)？”，被訪者肯定答復(fù)賦值為“1”，否則為“0”。

（4）控制變量?，F(xiàn)有大量實(shí)證研究證明，老人享受家庭養(yǎng)老還受個(gè)人特征、家庭狀況、經(jīng)濟(jì)條件及區(qū)域類型的影響[14]。綜合考慮已有相關(guān)研究，并結(jié)合本文實(shí)際情況，關(guān)于控制變量的選取，其中個(gè)體特征包括性別、年齡、教育、婚姻、健康狀況、子女個(gè)數(shù)；經(jīng)濟(jì)條件主要指去年家庭人均年收入水平（在模型中采用對(duì)數(shù)值）；區(qū)域類型劃分為西部、中部與東部。

上述4類變量的定義及描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1所示。

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)

2 研究方法

2.1 聚類分析

聚類分析方法是根據(jù)樣本數(shù)據(jù)的諸多特征，在未事先指定分類標(biāo)準(zhǔn)的前提下，將樣本按照“親疏程度”的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行自動(dòng)分類，是一種建立分類的多元統(tǒng)計(jì)分析的重要方法。常用的聚類方法主要有K-均值聚類和系統(tǒng)聚類兩種方法。其中系統(tǒng)聚類方法可以對(duì)變量或樣本進(jìn)行聚類，而且所使用的變量既可以是連續(xù)變量也可以是分類變量，但當(dāng)樣本量太大時(shí)，分類數(shù)量較難確定[15]。事實(shí)上系統(tǒng)聚類方法在聚類變量極多時(shí)往往會(huì)出現(xiàn)將樣本分出許多小類的問題。而K-均值聚類方法一是需要預(yù)先明確樣本的分類數(shù)量，二是要求所使用的變量均為連續(xù)變量。因此，基聚類方法的優(yōu)劣于和本文研究數(shù)據(jù)的特點(diǎn)，本文采用的是K-均值聚類方法。為了確定最佳樣本數(shù)，同時(shí)又考慮到實(shí)際分類不宜過多，本文分別針對(duì)聚類個(gè)數(shù)三個(gè)和四個(gè)嘗試進(jìn)行對(duì)比（如下頁表2、下頁表3）。不難發(fā)現(xiàn)，三個(gè)的聚類叢集中心值是逐級(jí)遞減，符合常理，但是四類的聚類叢集中心值第三類三個(gè)變量的中心值最高，但是其他三個(gè)等級(jí)的三個(gè)變量并不呈現(xiàn)遞減或遞增規(guī)律。因此，結(jié)果顯示將農(nóng)村老年人健康等級(jí)劃分為三個(gè)等級(jí)較為合理。

2.2 回歸方程分析

一是Logit模型：Logit模型適用于樣本數(shù)據(jù)中因變量為分類變量，自變量為二分類或多分類。并用來預(yù)測一個(gè)分類變量中每一分類所發(fā)生的概率。為了考察新農(nóng)保對(duì)家庭養(yǎng)老中“精神慰藉”與“生活照料”的影響，本文采用Logit回歸模型進(jìn)行估計(jì)，其方程如下所示：

通過整理可以得到：

在式（1）和式（2）中，P為子女提供“精神慰藉”與“生活照顧”的概率；β0表示回歸的截距，即常數(shù)項(xiàng)；χi表示自變量向量；μ表示隨機(jī)干擾項(xiàng)。

二是OLS模型：由于子女對(duì)老人的經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)為連續(xù)變量，故使用OSL對(duì)其進(jìn)行統(tǒng)計(jì)估計(jì)?；貧w方程如下:

式（3）中yi為因變量，即子女對(duì)老人提供的經(jīng)濟(jì)支持，Wi為本文的關(guān)鍵變量，表示是否參加新農(nóng)保，χi表示一系列控制變量組成的向量，μi表示隨機(jī)干擾項(xiàng)，下標(biāo)i代表每個(gè)個(gè)體。

表2 最終叢集中心

表3 最終叢集中心

3 模型估計(jì)結(jié)果及分析

3.1 新農(nóng)保對(duì)生活照料的影響

表4顯示，在全樣本模型中新農(nóng)保對(duì)生活照料有顯著的負(fù)向影響，也就是說參保老人對(duì)子女的依賴程度在下降?？赡艿脑蚴悄壳霸谖覈r(nóng)村社會(huì)保養(yǎng)保險(xiǎn)實(shí)行的是“捆綁式”繳費(fèi)，即以家庭為單位進(jìn)行繳費(fèi)后，老人達(dá)到退休年齡后才能享受新農(nóng)保待遇。在這一現(xiàn)實(shí)政策背景下，有相當(dāng)部分子女認(rèn)為自己為父母繳納新農(nóng)保費(fèi)用即為他們提供生活保障，從而放心外出務(wù)工。但事實(shí)上，大量農(nóng)村勞動(dòng)力外流導(dǎo)致留守老人與其子女間的社會(huì)距離不斷拉大，子女無法在家照料老人。

但是在健康評(píng)級(jí)分群體模型中，只有健康評(píng)級(jí)為“I”的老人，養(yǎng)老保險(xiǎn)的回歸系數(shù)符號(hào)與全體樣本一致，且在5%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，而其他分類樣本影響并不顯著?？赡艿慕忉尵褪?，在樣本中老人的平均年齡為85歲左右（見表1），屬于高齡老年人。對(duì)于健康不佳的老人而言，他們可能是臥病在床甚至是失能老人，需要家人或?qū)I(yè)的護(hù)理人員進(jìn)行生活照顧。因此，一方面對(duì)于健康狀況為“II”和“III”的老人而言，享有新農(nóng)保的老年人意味著有固定養(yǎng)老金收入，可以尋求有償生活照料，但現(xiàn)實(shí)中養(yǎng)老金待遇較低，難以滿足雇傭照料勞動(dòng)力的要求。另一方面，對(duì)于已參保健康評(píng)級(jí)“I”的老人，其子女放心外出務(wù)工，進(jìn)而擠出了子女的生活照料。

3.2 新農(nóng)保對(duì)精神慰藉的影響

如表5所示，在全樣本模型中新農(nóng)保對(duì)精神慰藉影響顯著，且為負(fù)相關(guān)。參保老人其子女提供精神慰藉的概率是未參保老人的68.80%（e-0.374）?？赡艿慕忉屓缦拢浩湟?，新農(nóng)保作為一種正式社會(huì)養(yǎng)老支持，尤其是在家庭養(yǎng)老資源缺失的情況下，會(huì)強(qiáng)化老人的自我保障意識(shí)，心理層面上增強(qiáng)其對(duì)社會(huì)養(yǎng)老產(chǎn)生依賴感（COX D，2004）；其二，新農(nóng)保可能通過實(shí)際居住安排間接影響精神慰藉，即老人獲得子女精神慰藉會(huì)因居住方式不同（同子女居住、獨(dú)居、養(yǎng)老院）而存在一定差異（為此下文將對(duì)這一機(jī)制做出進(jìn)一步的分析）。

表4 基于健康差異的新農(nóng)保對(duì)生活照料的影響

表5 基于健康差異的新農(nóng)保對(duì)精神慰藉的影響

在分群體樣本模型中，新農(nóng)保對(duì)精神慰藉的影響存在一定差異。對(duì)健康等級(jí)“III”的老人而言，新農(nóng)保對(duì)其子女是否提供精神慰藉的影響不顯著。但新農(nóng)保弱化了子女對(duì)健康等級(jí)為“I”和“II”老年人的精神慰藉，有養(yǎng)老保險(xiǎn)的健康等級(jí)為“I”和“II”老年人獲得精神慰藉的概率分別是沒有養(yǎng)老保險(xiǎn)老年人的72.54%（e-0.321）、54.12%（e-0.614）。由于新農(nóng)保已經(jīng)成為一項(xiàng)長期的制度安排，在這種情況下，他們對(duì)新農(nóng)保的依賴增強(qiáng)，獨(dú)立生活能力逐步提高，更加自信，從而弱化了子女的精神慰藉。

3.3 新農(nóng)保對(duì)經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)行為的影響

在子女代際經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)移方面，無論是全體樣本估計(jì)還是分類估計(jì)，結(jié)果都不顯著（見表6）。也就是說農(nóng)村老人是否參加新農(nóng)保并沒有改變子女的經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)行為，即使有效果也不明顯。張川川[2]認(rèn)為新農(nóng)合養(yǎng)老金收入對(duì)子女的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)移的替代作用有限，因?yàn)樽优廊皇抢先巳粘Ｉ畹淖钪饕?jīng)濟(jì)來源[3]。同時(shí)從表6可以發(fā)現(xiàn)，健在子女個(gè)數(shù)在全體樣本模型與分類樣本模型中結(jié)果一致，顯著正相關(guān)，這也再次印證前面的觀點(diǎn)。

從分群體樣本來看，無論老人健康狀況是“I”、“II”還是“III”，是否參保都不影響子女的代際經(jīng)濟(jì)支持。這似乎有悖常理，因?yàn)橛绕鋵?duì)那些健康狀況不佳的未參加新農(nóng)保的老年人，因?yàn)橛锌赡芤腿苏疹櫳钇鹁踊蛞嗍褂冕t(yī)療服務(wù)，在一定程度上子女對(duì)其經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)移支付應(yīng)該增加。在對(duì)樣本老人醫(yī)療費(fèi)用支付情況統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，他們醫(yī)療費(fèi)用由子女支付的，在全體樣本中占55.83%，在分樣本中健康狀況（I、II、III）分別占43.45%、70.78%、75.56%。這就說明了，樣本農(nóng)村老人的醫(yī)療支出主要還是由子女承擔(dān)。這也就不難理解，新農(nóng)保雖然作為一重要社會(huì)養(yǎng)老經(jīng)濟(jì)支持政策，但是由于補(bǔ)助不高（全體樣本農(nóng)村老人平均每月領(lǐng)取養(yǎng)老金為203.12元），當(dāng)新農(nóng)合無法報(bào)銷的醫(yī)療費(fèi)用，即使參加了新農(nóng)保也是束手無策，剩下只能依靠子女。

表6 基于健康差異的新農(nóng)保對(duì)經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)行為的影響

4 影響機(jī)制分析

上述研究發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)保主要對(duì)子女提供的生活照料與精神慰藉產(chǎn)生影響。新農(nóng)保對(duì)不同健康狀況的老年群體其子女提供生活照料與精神慰藉的影響并不固定，其影響機(jī)制也許是通過實(shí)際居住安排發(fā)生變化。為此，本文將新農(nóng)保與實(shí)際居住安排構(gòu)建交互項(xiàng)，分別加入回歸模型（表7、表8）。

表7 新農(nóng)保與居住安排交互項(xiàng)對(duì)生活照料的影響

表8 新農(nóng)保與居住安排交互項(xiàng)對(duì)精神慰藉的影響

表7結(jié)果顯示，首先，模型a、模型1a、模型2a和模型3a，控制了其他變量，加入了居住安排，新農(nóng)保對(duì)子女提供生活照料的作用并未改變。即新農(nóng)保仍然只在全樣本及健康等級(jí)為“I”的模型中影響顯著。其次，模型a、模型1a、模型2a，控制其他變量后，居住安排都沒有通過顯著性檢驗(yàn)。而模型3a中居住安排對(duì)子女是否提供生活照料有顯著的負(fù)向影響，即在健康狀況“III”分群體樣本中，相比于與其他居住方式的老人，與子女居住獲得子女生活照料的概率更高。最后，新農(nóng)保與居住安排交互項(xiàng)，除了在模型2b沒有通過顯著性檢驗(yàn)，其他模型都為顯著負(fù)向影響。即表明在全體樣本、健康評(píng)級(jí)“I”與健康評(píng)級(jí)“II”的分群體樣本，與子女一起居住的老人，新農(nóng)保對(duì)子女提供生活照料的負(fù)向作用非但沒有弱化，反而起到了負(fù)向的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

表8分析了新農(nóng)保與居住安排交互項(xiàng)對(duì)農(nóng)村老年人精神慰藉的影響。首先，可以看出，無論全樣本模型還是分樣本模型，加入了居住安排后，新農(nóng)保對(duì)子女提供精神慰藉的作用一樣未改變，即在全體樣本以及健康評(píng)級(jí)“I”與健康評(píng)級(jí)“II”的分群體樣本，新農(nóng)保依舊是弱化了子女對(duì)老年人的精神慰藉。其次，無論在全體樣本還是分群體樣本，居住安排影響子女對(duì)老年人的精神慰藉效果不一。結(jié)果表明，只有健康狀況“I”和“II”的樣本，相對(duì)于其他居住安排（如獨(dú)居、住養(yǎng)老院）而言，與子女居住的老人獲得子女提供的精神慰藉的概率更高。最后，在模型b、1b、2b和3b加入新農(nóng)保與居住安排的交互項(xiàng)后，發(fā)現(xiàn)交互項(xiàng)對(duì)子女是否提供精神慰藉的影響并不顯著。換言之，新農(nóng)保對(duì)精神慰藉的作用并未因老人的居住安排不同而發(fā)生變化。

5 結(jié)論

本文采用中國老年健康影響因素跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，對(duì)基于新農(nóng)保的社會(huì)養(yǎng)老對(duì)家庭養(yǎng)老的影響及其不同健康狀況老人群體間的差異進(jìn)行實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)：第一，在生活照料和精神慰藉方面，新農(nóng)保在一定程度上替代了家庭養(yǎng)老，但是新農(nóng)保對(duì)子女代際經(jīng)濟(jì)支持的影響并不顯著，這說明在農(nóng)村家庭養(yǎng)老中代際經(jīng)濟(jì)支持具有不可替代性。第二，通過進(jìn)一步研究得新農(nóng)保通過老人的實(shí)際居住安排的調(diào)節(jié)效應(yīng)對(duì)生活照料起到一定的負(fù)向調(diào)節(jié)作用。第三，新農(nóng)保對(duì)家庭養(yǎng)老的影響存在明顯的健康差異。新農(nóng)保只對(duì)健康等級(jí)為“I”或“II”農(nóng)村老人的生活照料和精神慰藉影響顯著，也就是說對(duì)于健康等級(jí)為“III”的農(nóng)村老人而言，新農(nóng)保無法動(dòng)搖其家庭養(yǎng)老的地位。此外，居住安排也只強(qiáng)化了健康等級(jí)為“I”和“III”老人生活照料的負(fù)向調(diào)節(jié)作用。