替代抑或互补：社会养老与家庭养老协同性研究

林晨蕾，郑庆昌

（福建农林大学a.公共管理学院；b.经济学院，福州 350002）

0 引言

“养儿防老”是中国农村社会盛行的传统养老观念[1]。但这种过度依赖子女“反馈式”的养老模式在日益加深的人口老龄化背景下遭遇前所未有的挑战和危机。我国人口老龄化、高龄化速度快且农村更为严重。2010年“六普”数据显示，我国农村60岁及以上人口占14.98%，65岁以上为10.06%，明显超过城市的11.48%与7.68%。相对于城镇，如何实现“老有所养”显得更为严峻、更为紧迫。2009年国务院发布《关于新型农村社会养老保险试点的指导意见》，正式启动在新型农村社会养老保险（简称“新农保”）试点，借此以政府主导的农村社会养老开始嵌入到农村家庭养老之中，并与家庭养老形成一种互补[2]。

然而，社会养老与家庭养老之间无论是替代还是互补都不能忽略一个客观事实，即老年个体健康存在异质性。1980年英国政府向国会提交了《Black Report》，指出了由于社会经济环境的差异导致不同社会阶层国民的健康水平差异，这就是社会健康差异现象。但是，在中国这种差异并没有因为社会的发展、技术的进步而消除，反而有扩大的趋势。从逻辑上讲，新农保与家庭养老的替代或互补关系可能因老年个体间的健康差异而有所差别。程令国等[3]也认为新农保对子女的代际经济支持是“挤入”还是“挤出”，不同身体健康状况的老人会有所差异，不能简单地一概而论。因此，本文将尝试解答这个问题。首先根据日常生活自理能力、工具性日常生活活动和认知能力等客观健康指标对农村老年人进行聚类分析，将老年人的健康状况评定为三个等级（I、II、III，I为健康最高等级，之后逐级递减），然后从生活照料、精神慰藉与经济供养三个维度出发，重点依次分析对不同健康状况老年人而言，新农保对家庭养老产生什么样的影响？即新农保是替代了家庭养老还是补充了家庭养老？更为关键的是要回答新农保对三个不同健康等级老年群体家庭养老的替代或互补作用是一致还是有所区别？

纵观已有文献可以发现[4-12]，现有的农村社会养老保险与农村家庭养老关系的研究中，一方面，对家庭养老变量的考察从最初的代际经济支持往生活照料与精神慰藉方面延伸。另一方面，在探讨新农保对农村家庭养老的影响过程中，逐渐从单一视角向双重视角扩展，即研究对象同时兼顾老人及其子女。但是在考察农村社会养老保险对农村家庭养老的影响时需要考虑到个体的健康差异性。由于人类存在个体差异，每一个体不可能具有同等的健康水平。那么他们对社会养老及家庭养老的需求就会有差别。因此，作为对已有相关研究的补充，本文拟做以下改进：一方面，基于数据的可得性，选取日常生活自理能力、工具性日常生活活动和认知能力等指标来评定老年人健康状况，然后用K-均值聚类方法对老年人的健康进行评级。另一方面，在控制了年龄、性别、婚姻等因素之后，从健康差异的视角及单纯从老年人角度出发，对新农保对家庭养老的替代或互补机制进行了逐一评价。

1 数据来源与变量选取

1.1 数据来源说明

本文所需研究数据来源于中国老年健康影响因素跟踪调查（简称CLHLS）调查数据。CLHLS是由北京大学健康老龄与发展研究中心和国家发展研究院联合组织的一项纵向调查。该调查项目于1998年进行基线调查，此后每隔2～3年进行跟踪调查。该调查范围覆盖全国23个省区市，调查对象为65～110岁的老年人群，调查内容包括老年人的个人特征、生活自理能力、躯体功能、认知功能、社会和家庭支持照料等问题。本文以“农村户籍”为样本的首要筛选依据，删除4620个城镇老年样本，同时根据本文的目的和需要，剔除相关变量中信息缺失的样本后，最终得到农村老年有效样本1799个。样本年龄分布方面，平均年龄为84.988岁，其中女性老人的比例高于男性，分别为56.25%，和43.75%。身体健康状况方面，身体健康等级为I、II和III的比例的分别为57.92%、24.51%和17.57%。总体而言，样本具有较高的代表性。

1.2 变量指标选取

（1）健康指标。健康指标是本研究重要的健康评级依据。本文采用日常生活自理能力（ADLs）、工具性日常生活活动量表（IADLs）和认知能力（MMSE）来评定老年人健康状况。一方面，与病人健康自评指标相比，ADLs、IADLs和MMSE较少受到主观偏见与其他社会经济学指标的干扰，能够比较直观判断老

年人的健康水平；另一方面，ADLs与IADLs测算出来的数值为连续性变量，这便于使用K-均值聚类方法进行分析。本文关于ADLs与IADLs的测量和计算，采用学界通用的“卡兹日常生活能力量表”，问卷中相关指标选项为“自己无法独立完成”、“有点困难”和“没有困难”，并分别赋值为0、1、2；然后对相应测量指标分值进行加总；最后ADLs得分的取值范围为0～12，IADLs得分的取值范围为0～16，得分越高，意味着老年人的生理健康状况越好。MMSE量表总分范围为0～30分。通过对三个量表的统计分析，Cronbach’s α值分别为 0.85、0.94和 0.94，说明这三个量表的信度很好。

（2）家庭养老。本文模型的因变量为家庭养老。学者们普遍认为，家庭养老主要体现养老责任的代际传递，其内容包括经济供养、生活照顾及精神慰藉[13]。在调查问卷中，“生活照料”方面，相关指标选项为“当您身体不舒服时或生病时主要是谁来照料您”；“精神慰藉”方面，相关指标选项为“与子女交谈”、“向子女求助”及“与子女分享想法”，只要子女有提供其中一项及以上，赋值为“1”，否则为“0”；“经济供养”方面，相关指标选项为“您的子女给您现金（或实物折合）多少元”，在回归模型中为使回归结果更稳健与可信，对其进行自然对数转换。

（3）新农合。本文的关键自变量为被访者是否参加新型农村社会养老保险，该变量为哑变量。在问卷中对应的指标选项为“您是否参加了养老保险？”，被访者肯定答复赋值为“1”，否则为“0”。

（4）控制变量。现有大量实证研究证明，老人享受家庭养老还受个人特征、家庭状况、经济条件及区域类型的影响[14]。综合考虑已有相关研究，并结合本文实际情况，关于控制变量的选取，其中个体特征包括性别、年龄、教育、婚姻、健康状况、子女个数；经济条件主要指去年家庭人均年收入水平（在模型中采用对数值）；区域类型划分为西部、中部与东部。

上述4类变量的定义及描述性统计结果见表1所示。

表1 变量定义及描述性统计

2 研究方法

2.1 聚类分析

聚类分析方法是根据样本数据的诸多特征，在未事先指定分类标准的前提下，将样本按照“亲疏程度”的标准进行自动分类，是一种建立分类的多元统计分析的重要方法。常用的聚类方法主要有K-均值聚类和系统聚类两种方法。其中系统聚类方法可以对变量或样本进行聚类，而且所使用的变量既可以是连续变量也可以是分类变量，但当样本量太大时，分类数量较难确定[15]。事实上系统聚类方法在聚类变量极多时往往会出现将样本分出许多小类的问题。而K-均值聚类方法一是需要预先明确样本的分类数量，二是要求所使用的变量均为连续变量。因此，基聚类方法的优劣于和本文研究数据的特点，本文采用的是K-均值聚类方法。为了确定最佳样本数，同时又考虑到实际分类不宜过多，本文分别针对聚类个数三个和四个尝试进行对比（如下页表2、下页表3）。不难发现，三个的聚类丛集中心值是逐级递减，符合常理，但是四类的聚类丛集中心值第三类三个变量的中心值最高，但是其他三个等级的三个变量并不呈现递减或递增规律。因此，结果显示将农村老年人健康等级划分为三个等级较为合理。

2.2 回归方程分析

一是Logit模型：Logit模型适用于样本数据中因变量为分类变量，自变量为二分类或多分类。并用来预测一个分类变量中每一分类所发生的概率。为了考察新农保对家庭养老中“精神慰藉”与“生活照料”的影响，本文采用Logit回归模型进行估计，其方程如下所示：

通过整理可以得到：

在式（1）和式（2）中，P为子女提供“精神慰藉”与“生活照顾”的概率；β0表示回归的截距，即常数项；χi表示自变量向量；μ表示随机干扰项。

二是OLS模型：由于子女对老人的经济供养为连续变量，故使用OSL对其进行统计估计。回归方程如下:

式（3）中yi为因变量，即子女对老人提供的经济支持，Wi为本文的关键变量，表示是否参加新农保，χi表示一系列控制变量组成的向量，μi表示随机干扰项，下标i代表每个个体。

表2 最终丛集中心

表3 最终丛集中心

3 模型估计结果及分析

3.1 新农保对生活照料的影响

表4显示，在全样本模型中新农保对生活照料有显著的负向影响，也就是说参保老人对子女的依赖程度在下降。可能的原因是目前在我国农村社会保养保险实行的是“捆绑式”缴费，即以家庭为单位进行缴费后，老人达到退休年龄后才能享受新农保待遇。在这一现实政策背景下，有相当部分子女认为自己为父母缴纳新农保费用即为他们提供生活保障，从而放心外出务工。但事实上，大量农村劳动力外流导致留守老人与其子女间的社会距离不断拉大，子女无法在家照料老人。

但是在健康评级分群体模型中，只有健康评级为“I”的老人，养老保险的回归系数符号与全体样本一致，且在5%统计水平上显著，而其他分类样本影响并不显著。可能的解释就是，在样本中老人的平均年龄为85岁左右（见表1），属于高龄老年人。对于健康不佳的老人而言，他们可能是卧病在床甚至是失能老人，需要家人或专业的护理人员进行生活照顾。因此，一方面对于健康状况为“II”和“III”的老人而言，享有新农保的老年人意味着有固定养老金收入，可以寻求有偿生活照料，但现实中养老金待遇较低，难以满足雇佣照料劳动力的要求。另一方面，对于已参保健康评级“I”的老人，其子女放心外出务工，进而挤出了子女的生活照料。

3.2 新农保对精神慰藉的影响

如表5所示，在全样本模型中新农保对精神慰藉影响显著，且为负相关。参保老人其子女提供精神慰藉的概率是未参保老人的68.80%（e-0.374）。可能的解释如下：其一，新农保作为一种正式社会养老支持，尤其是在家庭养老资源缺失的情况下，会强化老人的自我保障意识，心理层面上增强其对社会养老产生依赖感（COX D，2004）；其二，新农保可能通过实际居住安排间接影响精神慰藉，即老人获得子女精神慰藉会因居住方式不同（同子女居住、独居、养老院）而存在一定差异（为此下文将对这一机制做出进一步的分析）。

表4 基于健康差异的新农保对生活照料的影响

表5 基于健康差异的新农保对精神慰藉的影响

在分群体样本模型中，新农保对精神慰藉的影响存在一定差异。对健康等级“III”的老人而言，新农保对其子女是否提供精神慰藉的影响不显著。但新农保弱化了子女对健康等级为“I”和“II”老年人的精神慰藉，有养老保险的健康等级为“I”和“II”老年人获得精神慰藉的概率分别是没有养老保险老年人的72.54%（e-0.321）、54.12%（e-0.614）。由于新农保已经成为一项长期的制度安排，在这种情况下，他们对新农保的依赖增强，独立生活能力逐步提高，更加自信，从而弱化了子女的精神慰藉。

3.3 新农保对经济供养行为的影响

在子女代际经济转移方面，无论是全体样本估计还是分类估计，结果都不显著（见表6）。也就是说农村老人是否参加新农保并没有改变子女的经济供养行为，即使有效果也不明显。张川川[2]认为新农合养老金收入对子女的经济转移的替代作用有限，因为子女依然是老人日常生活的最主要经济来源[3]。同时从表6可以发现，健在子女个数在全体样本模型与分类样本模型中结果一致，显著正相关，这也再次印证前面的观点。

从分群体样本来看，无论老人健康状况是“I”、“II”还是“III”，是否参保都不影响子女的代际经济支持。这似乎有悖常理，因为尤其对那些健康状况不佳的未参加新农保的老年人，因为有可能要雇人照顾生活起居或要更多使用医疗服务，在一定程度上子女对其经济转移支付应该增加。在对样本老人医疗费用支付情况统计发现，他们医疗费用由子女支付的，在全体样本中占55.83%，在分样本中健康状况（I、II、III）分别占43.45%、70.78%、75.56%。这就说明了，样本农村老人的医疗支出主要还是由子女承担。这也就不难理解，新农保虽然作为一重要社会养老经济支持政策，但是由于补助不高（全体样本农村老人平均每月领取养老金为203.12元），当新农合无法报销的医疗费用，即使参加了新农保也是束手无策，剩下只能依靠子女。

表6 基于健康差异的新农保对经济供养行为的影响

4 影响机制分析

上述研究发现，新农保主要对子女提供的生活照料与精神慰藉产生影响。新农保对不同健康状况的老年群体其子女提供生活照料与精神慰藉的影响并不固定，其影响机制也许是通过实际居住安排发生变化。为此，本文将新农保与实际居住安排构建交互项，分别加入回归模型（表7、表8）。

表7 新农保与居住安排交互项对生活照料的影响

表8 新农保与居住安排交互项对精神慰藉的影响

表7结果显示，首先，模型a、模型1a、模型2a和模型3a，控制了其他变量，加入了居住安排，新农保对子女提供生活照料的作用并未改变。即新农保仍然只在全样本及健康等级为“I”的模型中影响显著。其次，模型a、模型1a、模型2a，控制其他变量后，居住安排都没有通过显著性检验。而模型3a中居住安排对子女是否提供生活照料有显著的负向影响，即在健康状况“III”分群体样本中，相比于与其他居住方式的老人，与子女居住获得子女生活照料的概率更高。最后，新农保与居住安排交互项，除了在模型2b没有通过显著性检验，其他模型都为显著负向影响。即表明在全体样本、健康评级“I”与健康评级“II”的分群体样本，与子女一起居住的老人，新农保对子女提供生活照料的负向作用非但没有弱化，反而起到了负向的调节效应。

表8分析了新农保与居住安排交互项对农村老年人精神慰藉的影响。首先，可以看出，无论全样本模型还是分样本模型，加入了居住安排后，新农保对子女提供精神慰藉的作用一样未改变，即在全体样本以及健康评级“I”与健康评级“II”的分群体样本，新农保依旧是弱化了子女对老年人的精神慰藉。其次，无论在全体样本还是分群体样本，居住安排影响子女对老年人的精神慰藉效果不一。结果表明，只有健康状况“I”和“II”的样本，相对于其他居住安排（如独居、住养老院）而言，与子女居住的老人获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加入新农保与居住安排的交互项后，发现交互项对子女是否提供精神慰藉的影响并不显著。换言之，新农保对精神慰藉的作用并未因老人的居住安排不同而发生变化。

5 结论

本文采用中国老年健康影响因素跟踪调查数据，对基于新农保的社会养老对家庭养老的影响及其不同健康状况老人群体间的差异进行实证分析发现：第一，在生活照料和精神慰藉方面，新农保在一定程度上替代了家庭养老，但是新农保对子女代际经济支持的影响并不显著，这说明在农村家庭养老中代际经济支持具有不可替代性。第二，通过进一步研究得新农保通过老人的实际居住安排的调节效应对生活照料起到一定的负向调节作用。第三，新农保对家庭养老的影响存在明显的健康差异。新农保只对健康等级为“I”或“II”农村老人的生活照料和精神慰藉影响显著，也就是说对于健康等级为“III”的农村老人而言，新农保无法动摇其家庭养老的地位。此外，居住安排也只强化了健康等级为“I”和“III”老人生活照料的负向调节作用。