農村老年人口絕對貧困及其影響因素

韓華為+高琴+徐月賓

摘 要： 基于物質剝奪視角構建了農村老年人絕對貧困形成機制框架，利用來自河南和陜西兩省216個村莊的大樣本農戶調查數(shù)據(jù)，通過五個維度的物質剝奪指標對農村老年人絕對貧困進行了直接測量，并進一步系統(tǒng)考察了經濟資源和基本需要兩個層面的因素對老年人絕對貧困的影響。結果發(fā)現(xiàn)，農村老年人在住房和醫(yī)療兩個維度的剝奪比例最高。傳統(tǒng)的收入貧困測量手段并不能準確識別出實際經歷物質剝奪的農村貧困老年人。除了收入之外，不同類型的家庭資產、信貸支持、政府救助等其他經濟資源都能有效緩解老年人物質剝奪狀況。而獨居和負面健康沖擊則會顯著提高老年人的剝奪發(fā)生率和嚴重程度。

關鍵詞： 老年絕對貧困；物質剝奪；健康沖擊；居住安排

中圖分類號： C92-05 文獻標識碼：A 文章編號：1000-4149（2017）05-0070-14

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2017.05.007

Elderly Absolute Poverty and Its Determinants in Rural China：

An Empirical Study under Material Deprivation Approach

HAN Huawei1， GAO Qin2， XU Yuebin1

（1. School of Social Development and Public Policy， Beijing Normal University， Beijing 100875， China；

2. School of Social Work， Columbia University， New York NY 10027， America）

Abstract： This paper develops a conceptual framework based on a material deprivation approach to explain elderly absolute poverty in rural China. Using a large household survey dataset from 216 villages in Henan and Shaanxi provinces and multidimensional material deprivation indicators， the study directly measures elderly absolute poverty and investigates the determinants of its incidence rate and severity. We find that among five dimensions of material deprivation， the incidence rates of housing and medical deprivation are much higher. There is a significant mismatch between poverty measured using a traditional income approach and poverty measured directly in terms of material deprivation indicators. Besides income， other economic resources， such as household assets， credit support， and public assistance， played a positive role in diminishing material deprivation. However， living alone and negative health shock substantially increased the risk and severity of material deprivation.

Keywords： elderly absolute poverty； material deprivation； health shock； living arrangement

一、引言

中國正在經歷快速的人口老齡化過程。第六次人口普查數(shù)據(jù)顯示，2010年全國60歲及以上人口比例為13.3%，65歲及以上人口比例為8.9%，兩項結果均已超過了“老年型人口”的國際標準。預計到2050年，中國60歲及以上人口比例將超過30%[1]。傳統(tǒng)的生命周期理論表明，與青壯年人口相比，老年人會面臨更迅速的體力衰減和更頻繁的健康沖擊，這不僅限制了他們通過參與生產活動獲得收入的能力，而且健康沖擊引發(fā)的醫(yī)療費用也給其帶來沉重的經濟負擔。因此，老年人口陷入貧困的風險比青壯年人口更高[2]。由于農村老年人口大多從事勞動密集型的農業(yè)生產，體力衰減和健康沖擊的致貧效應可能更為顯著。另外，中國當前正在經歷大規(guī)模青壯年人口為尋求就業(yè)機會從農村流向城市的進程，這不僅導致農村老齡化問題較之城市更為嚴重[3]，人口流動引起的農村家庭結構變遷還會對傳統(tǒng)的家庭養(yǎng)老模式產生巨大沖擊[4-5]。生理層面的不利沖擊、家庭結構轉變引致的家庭養(yǎng)老功能弱化，以及農村地區(qū)社會公共服務和養(yǎng)老保障體系的不健全，這些因素使得農村老年人成為一個數(shù)量龐大的弱勢群體[6]。因此，在中國政府大力推進“精準扶貧、精準脫貧”的戰(zhàn)略背景下，農村老年貧困問題成為政策界和學術界共同關注的焦點。

物質剝奪概念最早由湯森（Townsend）提出[7]，后來經過布萊特肖（Bradshaw）等人的發(fā)展，最終成為界定貧困和探索致貧因素的重要視角之一[8]。按照布萊特肖的定義，物質剝奪指個體遭遇資源缺乏，以至于無法滿足其基本需要的狀態(tài)，而這種基本需要被普遍認為是個體維持體面生活所必不可少的[8]。由此可見，在物質剝奪視角下，貧困被認為是由于資源和基本需要之間存在缺口，從而導致個體陷入被剝奪的狀態(tài)。與通過貨幣度量來認識貧困的傳統(tǒng)視角相比，物質剝奪概念是對貧困狀態(tài)本身的直接刻畫，同時，該視角提供的“資源—需要”框架也有助于更全面地認識多個層面的致貧因素。本文首次將物質剝奪視角應用于中國農村老年人口的絕對貧困研究。一方面，我們通過多維度的物質剝奪指標來對農村老年絕對貧困進行更精準的識別，并將其與傳統(tǒng)的收入貧困度量進行比較。另一方面，還將基于物質剝奪視角下的“資源—需要”框架來分析包括居住安排、健康沖擊等多層面的致貧因素，以期為未來有針對性的農村老年減貧干預提供經驗證據(jù)。endprint

二、文獻回顧

盡管貧困是一個多維概念，但是與健康、心理、社會、文化等其他貧困維度相比，物質層面的貧困更具基礎性，這一觀點在老年貧困研究中已經得到確認[9]。從物質角度來看，絕對貧困是指家庭經濟資源不足以滿足其基本物質需要的狀態(tài)。對絕對貧困的識別存在“直接測量”和“間接測量”兩類方法。傳統(tǒng)的收入貧困識別框架屬于間接測量方法，在該框架下，當期收入被用來度量家庭可控的經濟資源水平，而絕對貧困線則代表了家庭基本物質需要的貨幣價值，研究人員通過比較兩者的相對大小來識別絕對貧困。近些年來，收入貧困識別框架在中國農村老年貧困研究領域得到了廣泛應用[6，10-18]。但是，也有不少學者指出，作為一種間接測量方法，傳統(tǒng)收入貧困識別框架存在顯著的缺陷。首先，對于大多數(shù)農村家庭來說，當期收入并不是家庭經濟資源的唯一來源，資產存量、社會保險、信貸支持、公共服務等經濟資源都有助于滿足家庭基本物質需要，從而降低其絕對貧困水平[19-21]。其次，大多數(shù)的絕對貧困線并未考慮不同家庭在基本物質需要方面的差異。這種差異受到家庭結構和健康沖擊等因素的影響，而單一的絕對貧困線無法體現(xiàn)這些因素的效應[19，22]。最后，收入測量誤差也會引致貧困識別偏誤，這一點在農村地區(qū)尤為嚴重[23]。

對絕對貧困的“直接測量”是對家庭貧困經歷，即社會規(guī)范所認可的基本物質需要無法得到滿足狀態(tài)的直接度量[24]。收入水平低于絕對貧困線僅僅是家庭經歷絕對貧困的一種致因，但直接測量手段則是對絕對貧困結果本身的直接刻畫。通過測量視角的轉化，直接測量方法能夠在一定程度上克服間接測量框架存在的各類缺陷，進而對絕對貧困做出更精準的識別?；诙嗑S度物質剝奪指標來識別絕對貧困是應用最為廣泛的直接測量方法之一。湯森在對英國貧困問題的經典研究中最先采用了該方法[7]。其后，隨著更多家戶調查搜集了物質剝奪信息，出現(xiàn)了一系列基于物質剝奪指標探討兒童、單身母親、失業(yè)人口等弱勢群體絕對貧困問題的文獻[25-28]。同時，一些學者也在不同國家背景下使用物質剝奪指標展開了對老年人絕對貧困問題的考察。比如利維（Levy）先后基于HRS 2006和HRS 2008—2010數(shù)據(jù)，深入考察了美國65歲及以上老年人的物質剝奪狀況及其決定因素[29-30]。在兩項研究中均發(fā)現(xiàn)：盡管收入貧困人口陷入物質剝奪的比例更高，但仍存在較高比例的非收入貧困人口遭遇物質剝奪，較差的健康狀況是導致老年人陷入物質剝奪的重要因素。另外，利維還發(fā)現(xiàn)家庭構成對老年物質剝奪情況也存在顯著影響[30]。普倫蒂（Prunty）和法瑞哈（Farinha）等分別考察了愛爾蘭和葡萄牙兩國老年絕對貧困問題，結果均表明，獨居老年人的物質剝奪狀況最為嚴重[31-32]。利用2000年中國城鄉(xiāng)老年人口狀況追蹤調查數(shù)據(jù)，桑德斯（Saunders）等對中國城市老年人口的物質剝奪狀況進行了分析，結果發(fā)現(xiàn)，老年婦女及獨居老年人遭遇物質剝奪的比例更高[33]。

由于絕大多數(shù)中國農村家庭調查并未包含物質剝奪模塊，這限制了物質剝奪視角及其指標在農村老年貧困領域的應用。而本文使用的來自河南和陜西兩省216個村莊的大樣本家戶調查涵蓋了受訪者多個維度的物質剝奪信息?；诖?，我們將首次針對中國農村老年絕對貧困問題展開物質剝奪視角下的系統(tǒng)性實證研究，此外，在理論層面，本文基于物質剝奪視角建構了農村老年絕對貧困形成機制，該框架有助于推進對農村老年貧困更深入的理解及相關政策的進一步優(yōu)化。

三、研究框架和方法

1.研究框架

對于老年人來說，某些特征會導致收入貧困測量并不能準確識別其真實的絕對貧困狀態(tài)[30]。比如，由于生理和認知能力的迅速衰減，即使老年人具有較高的收入，他們也可能因無法實現(xiàn)某些基本功能而陷入困境。另外，對于那些收入很低的老年人，所擁有的資產存量卻可以成為滿足其基本物質需要的重要資源，從而保證其免于遭遇貧困。因此，本文將采用基于物質剝奪指標的直接測量框架來考察農村老年人絕對貧困問題。物質剝奪指個體基本物質需要無法得到滿足的狀態(tài)?；疚镔|需要受到剝奪是對人類積極自由的根本性損害[34]?？紤]到不同的經濟和文化背景，不同的社會對個體基本物質需要的看法不盡相同。但是，獲得足夠的食物以避免饑餓、基本的住房安全、獲得用于取暖和炊事的充足燃料、患病之后及時獲得醫(yī)療服務，以及基本的支付安全被大多數(shù)社會看做是人類生存過程中最為基本的需要，因為它們中間任何一項的缺乏都可能導致個體生存受到巨大威脅[19]。

物質剝奪視角下的農村老年人致貧機制可以通過圖1來進行說明。農村老年絕對貧困源于老年個體可控經濟資源和其基本物質需要之間產生的缺口。農村老年人口的基本需要主要受三個方面的影響。第一個方面包括性別、年齡、教育水平、健康狀況等社會人口特征，這些個體異質性會直接影響老年人口基本需要水平的高低。第二個方面是老年個體的居住安排模式，由于同住的配偶或子女往往能夠提供更多的日常照料，因此和與配偶或子女同住的老年人相比，獨居老年人為實現(xiàn)基本功能而產生的基本需要水平更高。影響老年個體基本需要的第三個因素是家庭風險沖擊，在農村背景下，突發(fā)性傷病引發(fā)的災難性自付醫(yī)療支出是老年人所在家庭最常遭遇的風險沖擊之一[35]。

農村老年個體可以通過多個途徑獲得經濟資源。首先，家庭收入是最直接的經濟來源。其次，包括土地、住房、消費性和生產性耐用品、存款和有價證券等家庭資產同樣是滿足個體基本需要的重要資源。使用青壯年時期積累的資產存量是平滑老年階段消費水平的重要機制。伴隨著體力逐漸衰竭和健康狀況的惡化，農村老年人尤其是高齡老年人會更多依賴存款等資產性資源來滿足其基本生活需要。尤其當遇到較大的風險沖擊時，動用存量資產往往是應對突發(fā)性基本需要的重要途徑。再次，來自于金融機構或親友的信貸也有助于農村老年人應對其基本需要的變化，因此正規(guī)或非正規(guī)的信貸支持同樣體現(xiàn)為經濟資源。最后，隨著中國農村社會保障體系的逐步完善，新型農村合作醫(yī)療和各類公共救助在農村老年人滿足日?；拘枰矫姘l(fā)揮越來越重要的作用，因此它們也成為農村老年人經濟資源的重要組成部分。endprint

2.研究方法

本文對農村老年人口的物質剝奪狀況及其決定因素進行定量研究，主要使用描述性統(tǒng)計分析和回歸分析兩類方法。在描述性分析部分，我們試圖對農村老年人口物質剝奪狀況與收入貧困、居住安排、健康沖擊之間的相關關系做初步的探索。更嚴格的回歸分析主要使用兩類模型。對農村老年人是否發(fā)生物質剝奪進行考察時，由于被解釋變量為0—1變量，所以我們使用Logistic模型。Logistic模型假設個體發(fā)生物質剝奪的累積分布函數(shù)為Logistic分布，經過簡單調整，該模型最終可表示為：

（1） 公式（1）中，xi包括老年個體的社會人口學特征變量，居住安排模式，健康沖擊，包括收入、資產、信貸支持、醫(yī)療保險和政府救助在內的各類經濟資源變量，以及地區(qū)虛擬變量。Pi表示個體i發(fā)生物質剝奪的概率，1-Pi表示個體i未發(fā)生物質剝奪的概率，Pi/（1-Pi）被稱為發(fā)生比率（Odds）。一般情況下，解釋變量發(fā)生單位變化前后發(fā)生比率之比（Odds Ratio）被用來衡量解釋變量對物質剝奪發(fā)生可能性的影響效應，數(shù)值上它等于exp（β^）。

除了考察老年個體是否發(fā)生物質剝奪之外，我們還要進一步分析哪些因素會影響其物質剝奪的嚴重程度。本文用老年個體所發(fā)生的物質剝奪維度數(shù)量來刻畫其剝奪嚴重程度。當被解釋變量為農村老年個體發(fā)生的物質剝奪維度數(shù)量時，由于其取值為0—5之間的整數(shù)，這種數(shù)值類型要求采用計數(shù)回歸模型（Count Data Model），我們主要使用泊松模型來進行回歸。泊松模型假定個體發(fā)生物質剝奪的維度數(shù)服從泊松分布，并且將條件期望函數(shù)設定為：

（2） 公式（2）包含與公式（1）完全相同的解釋變量。此時，回歸系數(shù)估計值β^并不表示邊際效應，而是相應解釋變量對被解釋變量條件均值的半彈性（Semi-elasticity），即當解釋變量增加一個單位時，被解釋變量平均增加的百分點數(shù)。

四、數(shù)據(jù)和變量

1.數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來自北京師范大學社會發(fā)展與公共政策學院于2010年在河南和陜西兩省進行的大樣本農戶生活狀況調查。該調查由亞洲開發(fā)銀行和國家民政部資助。調查采用分層隨機抽樣方法。首先在每個省按照人均GDP的高低各選取3個縣，其次在每個縣內部按照人均收入水平進行分層，然后隨機抽取6個鄉(xiāng)鎮(zhèn)中的36個村莊，最后在每個村莊內各隨機抽取20個農戶。調查對樣本農戶及其所有家庭成員展開。在總樣本中，本文選取60歲及以上的老年人口作為研究對象，刪除關鍵變量的缺失值后，最終獲得來自于兩省6縣36個鄉(xiāng)鎮(zhèn)216個村莊1894個農戶中的2855個農村老年個體樣本。本次調查搜集了農村老年人的社會人口學特征、就業(yè)、健康狀態(tài)、醫(yī)療利用，以及老年人所在家庭的收支和資產狀況等信息。尤其值得一提的是，本調查在問卷中添加了物質剝奪模塊，該部分詢問了老年人在食品、住房、燃料、醫(yī)療等多個維度的物質剝奪情況，為本研究提供了重要的數(shù)據(jù)資料基礎。

2.變量測量

本文被解釋變量為農村老年個體的物質剝奪狀況。具體的，我們選擇食品、住房、燃料、醫(yī)療和支付五個維度的物質剝奪狀況作為考察對象。針對每個維度，如果農村老年人發(fā)生剝奪，則取值為1，否則為0。各個物質剝奪維度的定義及描述性統(tǒng)計結果見表1。在此基礎上，在回歸分析中，我們對每個農村老年人定義若干個加總性物質剝奪變量。第一個為老年人是否發(fā)生物質剝奪，當老年人至少發(fā)生一個維度的物質剝奪時，該變量取值為1，否則為0。第二個是老年人發(fā)生物質剝奪的維度數(shù)，即老年人實際發(fā)生物質剝奪的維度數(shù)量，該變量取值為0—5之間的整數(shù)。另外，在描述性分析中，按照剝奪程度的差異，我們還定義了“至少兩個維度存在剝奪”、“至少三個維度存在剝奪”和“至少四個維度存在剝奪”三個加總性物質剝奪變量，它們同樣為0—1變量。

按照圖1所示的研究框架，本文解釋變量包括以下兩類。第一類是老年個體社會人口學特征變量、老年人居住安排模式，以及健康沖擊變量，這些解釋變量主要與個體的基本物質需要水平有關。其中，老年個體社會人口學特征包括年齡、性別、婚姻狀況、教育程度、政治面貌、自評健康和是否患有嚴重慢性病。老年人居住安排表現(xiàn)為一組虛擬變量，包括獨居、僅與配偶同住、與子女同?。赡苡信渑?，也可能沒有配偶）、與孫子女同?。赡苡信渑?，也可能沒有配偶，但未與子女同?。?和與其他親屬同住。對于健康沖擊，我們通過老年人所在家庭是否發(fā)生災難性自付醫(yī)療支出來度量。進一步的，我們設定M=家庭人均自付醫(yī)療支出/家庭人均純收入。當M<20%時，定義老年人所在家庭未發(fā)生災難性自付醫(yī)療支出；當20%≤M<40%時，定義老年人所在家庭發(fā)生了輕度災難性自付醫(yī)療支出；當40%≤M<80%時，定義老年人所在家庭發(fā)生了中度災難性自付醫(yī)療支出；當M≥80%時，定義老年人所在家庭發(fā)生了重度災難性自付醫(yī)療支出。

第二類解釋變量與老年個體可控的經濟資源有關，主要包括老年人所在家庭人均純收入、家庭資本存量、醫(yī)療保險、信貸支持和政府救濟五類。其中，家庭資本存量通過人均住房面積、人均土地畝數(shù)、銀行存款是否超過5000元、是否擁有彩電、電腦、汽車、摩托車、固定電話、手機、小型拖拉機和三輪車11個變量來度量。信貸支持包括是否能從銀行獲得貸款和是否能從親友獲得借款兩個變量。政府救濟則通過是否可以從政府獲得各類救濟來定義。醫(yī)療保險變量體現(xiàn)為老年人所在家庭是否參加了新農合。最后，為了較好地控制不同省份在物價水平、公共服務可及性等方面的差異，本文解釋變量中還包含了地區(qū)虛擬變量。

表2給出了所有解釋變量的描述性統(tǒng)計結果，同時該表還進一步比較了解釋變量在發(fā)生物質剝奪樣本和未發(fā)生物質剝奪樣本之間的差異。結果顯示，與未發(fā)生物質剝奪樣本相比，那些發(fā)生物質剝奪的老年人樣本表現(xiàn)出如下特征：社會人口學特征方面，發(fā)生物質剝奪的樣本個體年齡更大、教育程度更低、黨員的比例更低、自評健康更差、患有嚴重慢性病的比例更高。居住安排方面，發(fā)生物質剝奪的樣本個體與子女同住的比例更低，而獨居或與其他親屬同住的比例更高。健康沖擊方面，發(fā)生物質剝奪老年人所在家庭的自付醫(yī)療支出顯著高于未發(fā)生物質剝奪老年人所在家庭，這說明前者發(fā)生災難性自付醫(yī)療支出的概率更高。經濟資源占有方面，發(fā)生物質剝奪的個體在家庭人均收入、人均住房面積、除彩電之外的所有耐用品擁有情況、從銀行和親友獲得信貸支持，以及政府救濟在內的各方面都體現(xiàn)出顯著的劣勢。endprint

五、分析結果

1.描述性分析結果

（1）收入貧困與農村老年人物質剝奪。表3描述了農村老年人物質剝奪與其收入貧困之間的關系。按照老年人所在家庭人均純收入/農村官方貧困線這一比例由低到高的順序，我們將總樣本分為4個組群。當該比例小于100%時，樣本老年人被傳統(tǒng)的收入貧困測量框架認定為收入貧困。其中，當該比例小于50%時，樣本老年人被認定為極端收入貧困。另外，當該比例處于100%—150%的區(qū)間時，樣本老年人被認定為邊緣收入貧困。最后，當該比例超過150%時，樣本老年人被認定為非收入貧困。表3結果顯示，總樣本中農村老年人收入貧困發(fā)生率為31.93%，該數(shù)值與農村老年人發(fā)生物質剝奪的比例（32.12%）大體相當。與非收入貧困老年人相比，處于收入貧困和邊緣收入貧困狀態(tài)的老年人發(fā)生各個維度剝奪的比例更高。尤其是對于那些處于極端收入貧困狀態(tài)的老年人，其食品剝奪比例最高（25.82%），其住房和醫(yī)療方面的剝奪比例也達到或接近20%。隨著收入貧困程度的減弱，4個樣本組群在各個維度方面的剝奪比例逐步下降。此外，五個加總性物質剝奪指標（包括至少一、二、三、四個維度存在剝奪和物質剝奪維度數(shù)）結果也表現(xiàn)出相同的趨勢。盡管收入貧困和物質剝奪之間存在正向梯度關系，但表3的結果也表明，相當比例的樣本在收入貧困和物質剝奪兩類狀態(tài)之間并不重合。比如，在極端收入貧困樣本中，有48.78%的老年人并未發(fā)生任何一項物質剝奪，而在非收入貧困樣本中，卻仍然有23.28%的老年人至少在一個維度上存在剝奪。以上結果說明，傳統(tǒng)的間接測量框架在識別絕對貧困時存在顯著的偏誤，而這種偏誤可能來源于間接測量框架對健康沖擊、居住安排等基本需要影響因素和家庭非收入經濟資源的忽視。

（2）居住安排與農村老年人物質剝奪。表4描述了農村老年人物質剝奪與其居住安排之間的關系。根據(jù)康奈利（Connelly）等對中國農村老年人口居住安排的分類[37]，本文中樣本老年人居住安排被分為以下五類：獨居、僅與配偶同住、與子女同?。赡苡信渑?，也可能沒有配偶）、與孫子女同住（可能有配偶，也可能沒有配偶，但未與子女同?。?，以及與其他親屬同住。結果顯示，超過90%的農村樣本老年人與配偶或子女同住，盡管獨居、與孫子女同住和與其他親屬同住的老年人比例不足10%，但是這些群體發(fā)生物質剝奪的比例更高，遭遇物質剝奪的程度也更為嚴重。其中，獨居老年人是最為弱勢的群體，有53.60%的獨居老年人至少發(fā)生一個維度的物質剝奪，有11.77%的獨居老年人至少發(fā)生三個維度的物質剝奪，獨居老年人人均遭遇的物質剝奪維度數(shù)量高達0.99。進一步的，各個維度物質剝奪中，獨居老年人在食品（35.71%）和醫(yī)療（30.07%）兩個方面的剝奪比例最高。在圖1的框架中，居住安排會影響老年個體的基本需要水平，獨居老年人由于難以獲得同住親屬提供的日常照料，所以為實現(xiàn)基本功能而產生的基本需要水平更高，這進一步提高了其遭遇物質剝奪的風險。表4的結果對該假設做出了初步的印證。

（3）健康沖擊與農村老年人物質剝奪。表5描述了農村老年人物質剝奪與其所在家庭遭遇健康沖擊之間的關系。突發(fā)的，并且程度較大的健康沖擊往往會引發(fā)災難性自付醫(yī)療支出，因此我們通過災難性自付醫(yī)療支出的發(fā)生程度來度量健康沖擊。表5中四個組群分別代表所在家庭未發(fā)生、發(fā)生輕度、發(fā)生中度、發(fā)生重度災難性自付醫(yī)療支出的老年人樣本。通過比較發(fā)現(xiàn)，總樣本中33.17%的老年人所在家庭發(fā)生了不同程度的災難性自付醫(yī)療支出，其中有超過10%的老年人所在家庭發(fā)生了重度災難性自付醫(yī)療支出?？傮w來看，家庭遭遇的健康沖擊越大，家中老年人遭遇物質剝奪的可能性越大，剝奪程度也越深。另外，深入考察不同組別在五個具體維度遭遇剝奪的情況，我們發(fā)現(xiàn)，對于其所在家庭未發(fā)生災難性自付醫(yī)療支出的老年人來說，住房剝奪發(fā)生比例最高，而對于其所在家庭發(fā)生災難性自付醫(yī)療支出的老年人來說，醫(yī)療剝奪的發(fā)生比例最高。這說明，健康沖擊會直接引發(fā)較高的醫(yī)療需要，從而使得老年人更容易陷入醫(yī)療剝奪。同時，家庭發(fā)生災難性自付醫(yī)療支出的老年人遭遇食品剝奪、住房剝奪、燃料剝奪和支付剝奪的比例也顯著高于家庭未發(fā)生災難性自付醫(yī)療支出的老年人。這說明，健康沖擊不僅直接誘發(fā)了老年人遭遇醫(yī)療剝奪，而且由于高額的家庭自付醫(yī)療支出可能擠占本來用于滿足其他方面基本需要的家庭預算，進而引發(fā)老年人在食品、住房、燃料和支付方面的剝奪。

（1）農村老年人是否發(fā)生物質剝奪的影響因素。表6第2—3列給出了被解釋變量為“農村老年人是否在至少一個維度上發(fā)生物質剝奪”的Logistic回歸結果。Wald檢驗顯示，該模型整體上對發(fā)生物質剝奪的解釋非常顯著?；貧w結果表明，在社會人口學特征變量中，較高的教育程度、較好的自評健康水平會降低老年人發(fā)生物質剝奪的概率，而患有嚴重慢性病則會顯著提高發(fā)生物質剝奪的概率。居住安排方面，那些獨居和與其他親屬同住的老年人，其發(fā)生物質剝奪的概率分別是與子女同住老年人的1.812倍和2.195倍。健康沖擊方面，與所在家庭未發(fā)生災難性自付醫(yī)療支出的老年人相比，那些所在家庭發(fā)生中度和重度災難性自付醫(yī)療支出的老年人發(fā)生物質剝奪的概率更高。家庭經濟資源中，較高的家庭人均純收入有助于降低老年人發(fā)生物質剝奪的概率，但該效應表現(xiàn)的不是特別顯著（p<0.1）。而那些被傳統(tǒng)收入貧困識別框架所忽略的家庭經濟資源，包括家庭資產（表6中的人均住房面積、彩電、電腦、汽車、摩托車、固定電話、手機、三輪車、銀行存款）、信貸支持（表6中的是否能從銀行獲得貸款和是否能從親友獲得借款），以及政府救濟在降低老年人物質剝奪發(fā)生概率方面的效應則更為顯著。參加新農合未對發(fā)生物質剝奪表現(xiàn)出顯著的效應，這可能是因為該變量的變異度過?。罕?中顯示，總樣本中參加新農合的比例超過了98%。最后，與中部河南的樣本相比，來自西部陜西的樣本發(fā)生物質剝奪的概率更高。

（2）農村老年人物質剝奪程度的影響因素。表6第4—5列給出了被解釋變量為“農村老年人發(fā)生物質剝奪維度數(shù)”的泊松回歸結果，該模型考察了農村老年人物質剝奪嚴重程度的影響因素。Wald檢驗顯示該模型整體上對物質剝奪維度數(shù)的解釋非常顯著?；貧w結果發(fā)現(xiàn)，在社會人口學特征變量中，較高的教育水平和較好的自評健康會顯著降低農村老年人的物質剝奪程度，而患有嚴重慢性病則會提高其物質剝奪程度。居住安排方面，和與子女同住的老年人相比，獨居老年人的物質剝奪程度更高。家庭遭遇健康沖擊會加重農村老年人的物質剝奪程度。與家庭未發(fā)生災難性自付醫(yī)療支出的老年人相比，那些發(fā)生中度和重度災難性自付醫(yī)療支出的老年人陷入物質剝奪的程度更深。與Logistic回歸中對是否發(fā)生物質剝奪的同類效應相比，健康沖擊對物質剝奪程度的影響效應更為顯著。家庭經濟資源方面，家庭人均收入，家庭人均住房面積，包括彩電、電腦、摩托車、固定電話、手機、小型拖拉機、三輪車在內的各類耐用品，銀行存款，從銀行和親友處獲得信貸支持，以及政府救濟對農村老年人物質剝奪程度均表現(xiàn)出顯著的負向效應。這說明，除了家庭收入之外，同樣作為家庭經濟資源的資產、信貸、政府救濟不僅能夠顯著降低農村老年人遭遇物質剝奪的概率，而且還能有效緩解其陷入剝奪的嚴重程度。endprint

六、結論與討論

本文基于物質剝奪視角構建了農村老年人絕對貧困致貧機制框架。利用特有的調查數(shù)據(jù)，通過物質剝奪指標對農村老年人絕對貧困進行了直接測量，并進一步系統(tǒng)性地實證考察了包括居住安排、健康沖擊、家庭資產、信貸支持等多層面的致貧因素。在測量絕對貧困的實踐中，傳統(tǒng)的收入貧困識別策略存在諸多問題，基于物質剝奪指標的直接測量手段能夠有效克服這些缺陷[17]。此外，物質剝奪視角深化了對農村老年人致貧機制的認識，本文以此為基礎所做的經驗分析也為老年貧困領域提供了新的證據(jù)。本文實證分析主要發(fā)現(xiàn)以下一些結論。

第一，總樣本中有32.12%的農村老年人至少在一個維度上發(fā)生了物質剝奪，人均物質剝奪維度數(shù)為0.45，在五個維度中，住房剝奪的比例最高（14.08%），其次為醫(yī)療剝奪（12.58%）和食品剝奪（10.05%），而燃料剝奪（6.33%）和支付剝奪（1.71%）的比例最低。

第二，盡管收入貧困與物質剝奪之間存在正向的梯度關系，但是收入貧困并不能準確地預測物質剝奪。具體表現(xiàn)為，在極端收入貧困樣本中，有48.78%的老年人并未發(fā)生任何一項物質剝奪，而在非收入貧困樣本中，卻仍然有23.28%的老年人至少在一個維度上存在剝奪。

第三，不同居住安排的老年人在物質剝奪結果方面差異顯著，尤其是獨居老年人不僅物質剝奪發(fā)生率最高（53.60%），而且物質剝奪的程度也最為嚴重（人均物質剝奪維度數(shù)為0.99個）。

第四，與所在家庭未受到健康沖擊的老年人相比，那些家中遭受健康沖擊的老年人在物質剝奪狀況方面更為嚴重，更高的剝奪發(fā)生比例不僅直接體現(xiàn)在醫(yī)療維度上，而且還體現(xiàn)在住房、食品、燃料和支付維度上。

第五，回歸分析結果表明，較低的受教育水平、較差的健康狀況、獨居、所在家庭遭遇健康沖擊均會顯著提高農村老年人物質剝奪的發(fā)生概率和嚴重程度。而包括家庭收入、家庭資產、信貸支持和政府救濟在內的經濟資源，則在發(fā)生率和嚴重程度兩個方面均有助于緩解農村老年人的物質剝奪狀況。

以收入貧困作為被解釋變量，一些文獻同樣考察了相關因素對農村老年人絕對貧困狀態(tài)的影響，并且得出與本文相類似的結論。比如，王瑜、汪三貴和伊萊斯（Giles）等發(fā)現(xiàn)較高的教育水平會顯著降低農村老年人發(fā)生收入貧困的概率[17-18]。較差的健康水平對農村老年人收入貧困的正向效應則在劉生龍、李軍、蔡昉等和帕克（Park）等的研究中得到證實[6，13-14]。此外，楊菊華、陳志光基于單一的物質剝奪指標（老年人自評生活來源是否夠用）分析了農村老年人絕對貧困的影響因素[4]。該研究發(fā)現(xiàn)，除了教育水平、健康狀況等個體特征之外，老年人居住安排對其絕對貧困也具有顯著影響，其中獨居老年人陷入絕對貧困的可能性更高。盡管與本文實證結論相一致，但由于以上研究在老年人絕對貧困的測量方面均存在問題，因而削弱了其結果的可靠性。本文結論顯示，收入貧困測量結果并不能準確預測老年人絕對貧困（物質剝奪）的實際經歷。而通過單一的剝奪指標“老年人自評生活來源是否夠用”來識別絕對貧困可能引起較大的測量誤差[4]。與之相比，本文所使用的多維度物質剝奪指標能夠更精準地識別老年絕對貧困，從而有利于得出更可靠的實證結論。另外，由于以上文獻在實證模型中均未控制家庭資產、信貸支持等經濟資源，這也會對其回歸結果產生混淆效應。

基于圖1中構造的致貧機制框架，可以較為清晰地理解本文實證結論。一方面，個體特征、居住安排和家庭健康沖擊都會通過改變老年人的基本物質需要水平，從而進一步影響其絕對貧困狀況。具體的，教育水平與認知能力、健康管理和財務管理能力密切相關，所以較高的教育程度往往會降低老年人的基本需要水平，從而減輕其對經濟資源的依賴。較差的健康狀況和突發(fā)的健康沖擊則意味著老年人對營養(yǎng)、醫(yī)療和照料等方面有更高的需要水平。獨居老年人無法獲得同住親屬提供的生活協(xié)助和日常照料，因此也會產生相對更高的基本需要水平。這些因素均會提高農村老年人絕對貧困的發(fā)生概率和嚴重程度。另一方面，除了家庭收入之外，包括房產、耐用品、存款在內的家庭資產，信貸支持，政府救濟也是應對基本需要的經濟資源。尤其對于農村老年人來說，當收入不足以滿足其基本需要時，耗用家庭資產是重要的籌資手段。另外，在農村社區(qū)中、作為社會支持的主要形式之一，來自親友的借貸是老年人應對突發(fā)性物質需要的重要途徑。最后，隨著農村社會保障體系和公共服務供給體系的不斷完善，來自政府的現(xiàn)金和非現(xiàn)金救濟也逐漸成為老年人應對日常基本需要的重要經濟來源。

本文結論具有重要的政策啟示意義。

第一，在基本物質需要的各個方面中，農村老年人口在住房和醫(yī)療兩個維度的剝奪比例最高，住房不安全和患傷病后無法及時就醫(yī)仍然是農村老年人口絕對貧困最為常見的形態(tài)。另外，家庭健康沖擊不僅會顯著提高老年人陷入醫(yī)療剝奪的概率，而且還對其他維度的物質福利產生不利影響。因此，有針對性地加強住房和醫(yī)療方面政策干預力度，包括農村危房改造補助、醫(yī)療救助、新型農村合作醫(yī)療和大病醫(yī)保等，有利于最直接和有效地降低農村老年絕對貧困。

第二，以收入為基礎的貧困識別策略在認定老年絕對貧困人口時存在較大偏誤，這要求一些以家計調查為基礎的減貧項目優(yōu)化其瞄準方法。比如，一些老年人盡管收入很低，但由于在居住安排和資產占有方面的優(yōu)勢，使得其基本物質需要能夠得到充分的滿足。在農村低保政策執(zhí)行中如果單純以收入來確定低保資格，那么這些本身并未經歷絕對貧困的老年人就會被錯誤地認定為低保人口，這顯然不利于改善低保救助的減貧效果。因此，在確定減貧項目參與資格時，家庭資產和健康沖擊等非收入因素都應該得到充分的重視。

第三，中國人口和社會的轉型導致農村老年人獨居現(xiàn)象越發(fā)普遍，而農村獨居老年人的絕對貧困發(fā)生率和貧困程度都更高。這要求在未來老年救助政策的設計和執(zhí)行中，更多地將居住安排納入考量。尤其是對于獨居老年人，在救助對象資格認定和救助水平方面都應該給予優(yōu)先的照顧。endprint

第四，家庭資產和信貸支持在緩解農村老年絕對貧困方面具有顯著作用，未來政策應該積極探索通過盤活老年人資產，以及提供信貸優(yōu)惠來提高其生活福利的機制。

本研究盡管以老年個體為考察單位，但并未深入分析家庭內部資源分配機制對農村老年絕對貧困的影響。在家庭經濟資源給定的情況下，不同的家庭分配機制會導致差異化的老年福利水平。這種影響在多代同住的家庭中尤其重要，這種分配機制不僅受到不同家庭成員在基本需要、社會經濟地位等方面異質性的影響，而且還受到社會規(guī)范、家庭倫理、宗教信仰等方面的影響。該問題有待結合定性和定量兩類資料進行更深入的研究。另外，本文使用了來自于中西部兩個省份的橫截面數(shù)據(jù)，因此無法做出全國性的推斷，也無法考察農村老年絕對貧困的動態(tài)持續(xù)性特征。因此，我們建議目前已經開展的具有全國代表性的家戶追蹤調查，比如中國健康與養(yǎng)老追蹤調查（CHARLS）、中國家庭追蹤調查（CFPS）、中國社會綜合調查（CGSS）等，能夠納入物質剝奪模塊，從而為未來老年貧困研究提供更好的數(shù)據(jù)支持。物質剝奪是對經濟絕對貧困的度量，它對老年人健康、社會參與、主觀福利等其他維度的貧困具有重要影響[38-40]。未來的研究也應積極探索物質剝奪對農村老年人其他貧困維度的作用機制和影響效果。

參考文獻：

[1]ZIMMER Z. Health and living arrangement transitions among China s oldest-old [J]. Research on Aging， 2008（15）：215-234.

[2]ROWNTREE S. Poverty： a study of town life [M]. London： Macmillan， 1901： 45-52.

[3]彭希哲， 胡湛. 公共政策視角下的中國人口老齡化 [J]. 中國社會科學， 2011（3）： 121-138.

[4]楊菊華， 陳志光. 老年絕對經濟貧困的影響因素：一個定量和定性分析 [J]. 人口研究， 2010（9）： 51-67.

[5]LIU H， HAN X， XIAO Q， LI S， FELDMAN M. Family structure and quality of life of elders in rural China： the role of the new rural social pension [J]. Journal of Aging & Social Policy， 2015， 27（2）： 123-138.

[6]CAI F， GILES J， OKEEFE P， WANG D. The elderly and old age support in rural China： challenges and prospects [R]. World Bank， 2012.

[7]TOWNSEND P. Poverty in the United Kingdom： a survey of household resources and standards of living [M]. Harmonsworth： Penguin Books， 1979： 46-49.

[8]BRADSHAW J， FINCH N. Overlaps in dimensions of poverty [J]. Journal of Social Policy， 2003， 32（4）： 513-525.

[9]王翠琴， 徐海峰. 農村老年貧困的類型與成因探析：基于鄂東白村的考察 [J]. 華中農業(yè)大學學報（社會科學版）， 2016（2）： 82-89.

[10]于學軍. 老年人口貧困問題研究[M]//中國老齡科學研究中心. 中國城鄉(xiāng)老年人口狀況一次性抽樣調查數(shù)據(jù)分析. 北京： 中國標準出版社， 2003： 445-452.

[11]喬曉春， 張愷悌， 孫陸軍， 張玲. 對中國老年貧困人口的估計 [J]. 人口研究， 2005（2）： 8-15.

[12]王小林， 尚曉媛， 徐麗萍. 中國老年人主觀福利及貧困狀態(tài)研究 [J]. 山東社會科學， 2012（4）： 22-28.

[13]劉生龍， 李軍. 健康、勞動參與及中國農村老年貧困 [J]. 中國農村經濟， 2012（1）： 56-68.

[14]PARK A， SHEN Y， STRAUSS J， ZHAO Y. Relying on whom？ poverty and consumption financing of China s elderly [M]//SMITH J， MAJMUNDAR M. Aging in Asia： Findings from New and Emerging Data Initiatives. Washington D C： National Academies Press， 2012： 148-172.

[15]ZHAO Y， PARK A， STRAUSS J， GILES J. Challenges of population aging in China： evidence from the national baseline survey of the China health and retirement longitudinal study [R]. CCER Research Report， 2013.

[16]張川川， GELES J， 趙耀輝. 新型農村社會養(yǎng)老保險政策效果評估： 收入、貧困、消費、主觀福利和勞動供給 [J]. 經濟學（季刊）， 2014（1）： 203-230.endprint

[17]王瑜， 汪三貴. 人口老齡化與農村老年貧困問題——兼論人口流動的影響 [J].中國農業(yè)大學學報（社會科學版）， 2014（1）： 108-120.

[18]GILES J， HUANG Y. Are the elderly left behind in a time of rapid demographic and economic change？ a comparative study of the poverty and well-being of East Asia s elderly [R]. World Bank Background Paper for the East Asia and Pacific Regional Report on Aging， 2015.

[19]BEVERLY S. Measures of material hardship： rationale and recommendations [J]. Journal of Poverty， 2001， 5（1）： 23-41.

[20]李實. 中國個人收入分配研究回顧與展望 [J]. 經濟學（季刊）， 2003（2）： 379-404.

[21]KORENMAN S， REMLER D. Rethinking elderly poverty： time for health inclusive poverty measure？ [R]. NBER Working Paper， No. 18900， 2013.

[22]SEN A. The standard of living： lecture I， concepts and critiques [M]//HAWTHORN G. The Standard of Living. New York： Cambridge University Press， 1987： 1-19.

[23]韓華為， 徐月賓. 農村最低生活保障制度的瞄準效果研究：來自河南、陜西省的調查 [J]. 中國人口科學， 2013（4）： 117-125.

[24]SEN A. Issues in the measurement of poverty [J]. Scandinavian Journal of Economics， 1979， 81（2）： 285-307.

[25]BJARNASON T， SIGURDARDOTTIR T. Psychological distress during unemployment and beyond： social support and material deprivation among youth in six Northern European countries [J]. Social Science & Medicine， 2003， 56： 973-985.

[26]MEYER B， SULLIVAN J. The effect of welfare and tax reform： the material well-being of single mothers in the 1980s and 1990s[J]. Journal of Public Economics， 2004， 88： 1387-1420.

[27]WILLITTS M. Measuring child poverty using material deprivation： possible approaches [R]. Department for Work and Pensions（DWP） Working Paper 28， 2006.

[28]CHZHEN Y. Child poverty and material deprivation in the European Union during the great recession [R]. Unicef Office of Research Working Paper， 2014.

[29]LEVY H. Income， material hardship and use of public programs among the elderly [R]. University of Michigan Retirement Research Center Working Paper， 2009.

[30]LEVY H. Income， poverty， and material hardship among older Americans [J]. The Russell Sage Foundation Journal of the Social Sciences， 2015， 1（1）： 55-77.

[31]PRUNTY M. Older people in poverty in Ireland： an analysis of EU-SILC 2004 [R]. Combat Poverty Agency Working Paper， 2007.

[32]FARINHA C， ANDRADE I. The age-old problem of old age poverty in Portugal [R]. University of Lisbon， the Centre for Applied Mathematics and Economics Working Paper， 2013.

[33]SAUNDERS P， SUN L. Poverty and hardship among the aged in urban China [J]. Social Policy and Administration， 2006， 42（2）：138-157.endprint

[34]DASGUPTA P. An inquiry into well-being and destitution [M]. New York： Clarendon Press， 1993： 15-17.

[35]WAGSTAFF A. The economic consequences of health shock： evidence from Vietnam [J]. Journal of Health Economics， 2007， 26： 82-100.

[36]XU K， EVANS D， KAWABATA K. Household catastrophic health expenditure： a multicountry analysis[J]. The Lancet， 2003， 362（9378）： 111-117.

[37]CONNELLY R， MAURERFAZIO M. Left behind， at-risk， and vulnerable elders in rural China [J]. China Economic Review， 2016， 37： 140-153.

[38]GROFFEN D， BSOMA H， AKKER M， KEMPEN G， EIJK J. Material deprivation and health-related dysfunction in older Dutch people： findings from the SMILE study [J]. The European Journal of Public Health， 2008， 18（3）： 258-263.

[39]HEFLIN C， ICELAND J. Poverty， material hardship， and depression [J]. Social Science Quarterly， 2009， 90（5）： 1051-1071.

[40]MOOD C， JONSSON J. The social consequences of poverty： an empirical test on longitudinal data [J]. Social Indicator Research， 2016， 127： 633-652.endprint