農(nóng)村老年人養(yǎng)老居住安排的同群效應(yīng)

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摘要：文章在定性分析農(nóng)村老年人養(yǎng)老居住安排的同群效應(yīng)基礎(chǔ)上，利用2011年與2013年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）數(shù)據(jù)，采用二元Logit模型，實證分析了農(nóng)村老年人養(yǎng)老居住安排的同群效應(yīng)。結(jié)果顯示，在控制農(nóng)村老年人日常生活能力、個人特征、子女特征后，同村老年人與子女居住的占比對老年人選擇與子女居住的養(yǎng)老居住安排有顯著正效應(yīng)，說明具有明顯的同群效應(yīng)，同時，穩(wěn)健性檢驗表明該結(jié)論是穩(wěn)健的。

關(guān)鍵詞：同群效應(yīng)；居住安排；CHARLS

一、引言

截止至2014年年底，中國65歲及以上人口接近1.38億，占當年全國總?cè)丝诘?0.06%，在中國進入老齡化社會15年后，老齡人口比超過國際老齡化標準3%以上，增長率超過四成。隨著老年人口比重增長，中國的養(yǎng)老問題日趨嚴峻。養(yǎng)老問題中的一個重要方面是“誰來養(yǎng)”的問題，即負責老年人的贍養(yǎng)主體為何。中國傳統(tǒng)家庭以孝道思想與親子關(guān)系為紐帶，子女成為養(yǎng)老中的重要角色，子女參與的家庭養(yǎng)老成為老年人養(yǎng)老的一種主要養(yǎng)老模式，在農(nóng)村家庭，以子女與老年人為主體的家庭養(yǎng)老受到許多關(guān)注。在由老年人及其子女構(gòu)建的雙向代際關(guān)系的更替?zhèn)鞒兄校优c老年人在養(yǎng)老中依然處于重要地位。

養(yǎng)老居住安排是養(yǎng)老的一種具體表現(xiàn)，老年人與子女同住時，子女向老年人提供經(jīng)濟支持、生活照料和情感慰藉。程翔宇研究指出整體而言，與子女共同居住的老年人生活質(zhì)量最好，且家庭支持與社會支持均能顯著提高老年人生活質(zhì)量。但是，隨著家庭規(guī)模日益小型化、核心化，共同居住難以實現(xiàn)、家庭支持逐漸弱化，老年人因而對社會支持和社會化養(yǎng)老機構(gòu)的需求將與日俱增。老年人養(yǎng)老居住安排在城市與農(nóng)村發(fā)生相應(yīng)調(diào)整，不同的養(yǎng)老居住安排下老年人的生活質(zhì)量存在明顯差異。城鄉(xiāng)差距進一步促使有社會或機構(gòu)養(yǎng)老需求的農(nóng)村老年人無法支付相應(yīng)費用，養(yǎng)老資源配置不合理，生活質(zhì)量下降。

國內(nèi)外學(xué)者對老年人養(yǎng)老居住安排的影響因素有許多研究。作為健康表征的日常生活活動能力和日常生活利用工具能力是影響老年人養(yǎng)老居住安排的重要變量。許多研究表明，子女特征，包括子女的年齡、數(shù)量、受教育程度、婚姻狀況和性別，會對老年人養(yǎng)老居住安排產(chǎn)生顯著影響。此外，年齡、性別、婚姻狀況、所屬地域和家庭收入這類個人特征也會對老年人的養(yǎng)老居住安排產(chǎn)生重要作用。從已有研究中可以看出，很少有專門針對老年人養(yǎng)老居住安排的同群效應(yīng)研究，有鑒于此，本文基于是否與子女居住的角度，定性與定量分析農(nóng)村老年人養(yǎng)老居住安排的同群效應(yīng)。

二、農(nóng)村老年人居住安排的同群效應(yīng)

同群效應(yīng)（Peer Effects）源于教育學(xué)的相關(guān)問題研究，隨著時間推移，同群效應(yīng)在經(jīng)濟學(xué)、社會學(xué)等領(lǐng)域也受到廣泛關(guān)注。由于信息不對稱、欲規(guī)避風險，心理偏好以及人與人之間的相互影響，群體中的個人會出現(xiàn)模仿行為，即傾向于模仿同伴群體中的大部分人的行為選擇。信息不充分的情況下，人們通過觀察他人的行為來收集信息，使自己的行為趨同于他人的行為，這可使自己在信息不完全條件下獲得最大效用。

同群效應(yīng)的作用機制主要有三方面：1.內(nèi)源互動作用，一個決策者的行為偏好在某種程度上隨著群體的行為而變化；2.前后關(guān)系相互作用，一個決策者某種方式行為傾向會隨著群體成員的外在特征而變化；3.相關(guān)效應(yīng)，在同一群體中的一個決策者往往因為與群體成員有相似的個人特征或制度環(huán)境而有相似的行為表現(xiàn)。

在同村范圍內(nèi)，農(nóng)村老年人在相同的自然環(huán)境和社會環(huán)境中長期生活，形成具有相似村規(guī)習(xí)俗的同伴群體。群體間的交流較為密切，在村內(nèi)村規(guī)習(xí)俗的引導(dǎo)下，同村的農(nóng)村老年人逐漸在行為上形成偏好，使群體中的個體進行行為模仿，進而向群體偏好趨近。隨著社會變遷，農(nóng)村的家庭結(jié)構(gòu)發(fā)生變化，是否與子女居住成為劃分養(yǎng)老居住安排的重要依據(jù)之一。相對于城市，農(nóng)村地區(qū)的信息傳遞較為遲緩，不同地區(qū)的村子的信息傳遞情況存在差異。在對養(yǎng)老居住安排進行決策時，農(nóng)村老年人通過同伴群體間的信息交互，以同村老年人的平均養(yǎng)老居住安排情況為參照，向多數(shù)同村老年人的養(yǎng)老居住安排靠攏，減少個體與群體養(yǎng)老居住安排的差異，從而降低個體與群體養(yǎng)老居住安排差異帶來的風險。同村的農(nóng)村老年人中存在同群效應(yīng)的作用條件。

三、模型、變量與數(shù)據(jù)

（一）模型與變量

本文采用二元Logit模型：

ln=β0+β1COGi+β2X1i+β3X2t+Xβ+ui（1）

其中，p（Yi=1）表示i位農(nóng)村老年人與子女居住的概率；COGi為同群效應(yīng)變量，用除老年人之外，選擇與子女居住的同村老年人占該村所有老年人的比例表征；X1i為i位農(nóng)村老年人日常生活能力變量，X1i=1表示老年人在穿衣、洗澡、吃飯、下床、如廁、控制大小便方面沒有困難，X1i=0表示老年人在上述6項日常行為之一有困難或無法完成；X2t表示i位農(nóng)村老年人的日常生活利用工具能力變量，X2t=1表示老年人的家務(wù)、做飯、購物、管理錢財、打電話等方面沒有困難，X2t=0表示老年人在上述日常生活利用工具能力的日常行為之一有困難或無法完成；X為其它控制變量，包括老年人年齡；性別；老年人子女的最小年齡；老年人子女的最大年齡；老年人子女的數(shù)量；老年人子女的最低受教育程度；老年人子女的最高受教育程度；農(nóng)村老年人的已婚子女數(shù)量；老年人家中男孩占子女數(shù)量的比例；婚姻狀況；老年人家庭年收入；老年人所在的地區(qū)。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文研究所用數(shù)據(jù)源自北京大學(xué)發(fā)展研究院中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查項目（CHARL）2011年與2013年問卷調(diào)查，調(diào)查覆蓋全國28個?。ㄗ灾螀^(qū)/直轄市）。該調(diào)查每兩年開展一次，主要受訪者年齡在45歲及以上，運用多階段抽樣法，于市、村（區(qū)）各級單位采用PPS抽樣法抽取150個縣級單位，450個村（社區(qū)）級單位。2年調(diào)查的總樣本量約3.5萬，其中，農(nóng)村樣本約2萬，農(nóng)村樣本中刪除本文涉及變量的缺失樣本，得到6038個樣本。

（三）回歸結(jié)果

本文采用STATA12.0軟件對模型（1）進行了估計，表1報告了估計結(jié)果。結(jié)果顯示，在控制了農(nóng)村老年人日常生活能力、個人特征、子女特征后，同村老年人與子女居住的占比對老年人與子女居住的養(yǎng)老居住安排有顯著正效應(yīng)，即，同村老年人選擇與子女居住的占比越高，老年人與子女居住的概率越大。農(nóng)村老年人養(yǎng)老居住安排中的同群效應(yīng)作用明顯。

四、穩(wěn)健性檢驗

考慮到農(nóng)村老年人是養(yǎng)老中的重要主體，農(nóng)村老年人與子女居住，可能更多受到地來自本人意愿而非受同群效應(yīng)的影響，即農(nóng)村老年人養(yǎng)老居住安排中可能并不存在顯著的同群效應(yīng)。為驗證此問題，在模型（1）中加入老年人居住意愿變量，考察同群效應(yīng)變量是否仍然顯著。

（一）模型檢驗

在模型（1）基礎(chǔ)上加入老年人居住意愿變量：

ln=β0+β1RIi+β2COGi+β3X1i+β4X2t+Xβ+ui（2）

其中，RIi為i位老年人的居住意愿變量，RIi=1表示老年人期望與子女居住，RIi=0表示老年人不期望與子女居住。

（二）回歸結(jié)果

表2報告了估計結(jié)果，結(jié)果顯示，在控制了農(nóng)村老年人日常生活能力、子女特征、個人特征后，即使加入老年人的居住意愿變量，同村老年人與子女居住的占比對老年人選擇與子女居住的可能性的影響方向及顯著性仍然保持不變，具有明顯的同群效應(yīng)，說明模型（1）的結(jié)果是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論與政策建議

同群效應(yīng)在教育學(xué)、經(jīng)濟學(xué)、社會學(xué)等領(lǐng)域受到廣泛關(guān)注。首先，本文對農(nóng)村老年人養(yǎng)老居住安排的同群效應(yīng)的作用機制進行了分析，然后在此基礎(chǔ)上，利用2011年與2013年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建計量模型，實證分析了農(nóng)村老年人養(yǎng)老居住安排的同群效應(yīng)，結(jié)果顯示，在控制了農(nóng)村老年人日常生活能力、子女特征、個人特征后，同村老年人與子女居住的占比對老年人選擇與子女居住的可能性有顯著正效應(yīng)，說明具有明顯的同群效應(yīng)。另外，農(nóng)村老年人選擇與子女居住，可能更多的是來自本人意愿，而不存在顯著的同群效應(yīng)，為此本文進行了穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果表明農(nóng)村老年人養(yǎng)老居住安排存在同群效應(yīng)的結(jié)論是穩(wěn)健的。

同群效應(yīng)對農(nóng)村老年人與子女同住的養(yǎng)老居住安排有顯著正效應(yīng)，村級單位之間信息交流不暢形成各村相對封閉的養(yǎng)老環(huán)境，致使農(nóng)村老年人對自身養(yǎng)老居住安排需求缺乏充分了解，該效應(yīng)帶來的負面影響擴大，導(dǎo)致經(jīng)濟和社會的不協(xié)調(diào)發(fā)展。有關(guān)政府部門和機構(gòu)可以定期組織跨村域養(yǎng)老信息的交流活動，擴大農(nóng)村老年人養(yǎng)老居住安排的信息溝通范圍，減少同群效應(yīng)的負面影響。同時，農(nóng)村老年人可以通過網(wǎng)絡(luò)、電子產(chǎn)品等信息媒介設(shè)備加以輔助，完善自身對農(nóng)村養(yǎng)老居住安排需求的認識，也讓農(nóng)村老年人的居住意愿得以進一步表達，從而指導(dǎo)農(nóng)村老年人的養(yǎng)老居住安排更為合理，提高老年人養(yǎng)老生活質(zhì)量、養(yǎng)老資源利用效率和相關(guān)公共決策合理性。

參考文獻：

[1]劉昌平.城市化：解決中國農(nóng)村養(yǎng)老問題的關(guān)鍵[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2001（08）.

[2]王述智，張仕平.關(guān)于當前中國農(nóng)村養(yǎng)老問題及其研究的思考[J].人口學(xué)刊，2001（01）.

[3]楊善華，賀常梅，劉曙光.責任倫理與城市居民的家庭養(yǎng)老——以“北京市老年人需求調(diào)查”為例[J].北京大學(xué)學(xué)報（ 哲學(xué)社會科學(xué)版），2004（01）.

[4]王德強，王濤.農(nóng)村子女履行贍養(yǎng)義務(wù)偏好影響因素的實證分析[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2016（12）.

[5]程翔宇.居住安排與老年人生活質(zhì)量——基于CLHLS數(shù)據(jù)的實證研究[J].社會保障研究，2016（01）.

[6]Douglas A. Wolf. Kin Availability and the Living Arrangements of Older Women[J].Social Science Research， 1984（13）.

[7]Jacqueline Lowe Worobey， Ronald J. Angel. Functional Capability and Living Arrangements of Unmarried Elderly Persons [J].Journal of Gerontology，1990（45）.

[8]尹德挺.中國高齡老人生活自理能力縱向動態(tài)研究[J].人口學(xué)刊，2007（06）.

[9]沈可，程令國，魏星.居住模式如何影響老年人的幸福感[J].世界經(jīng)濟文匯，2013（06）.

[10]焦開山.老年人的健康狀況與其居住安排的關(guān)系研究[J].醫(yī)學(xué)社會學(xué)，2014（07）.

[11]Omar Rahman. Age and Gender V

ariation in the Impact of Household Structure on Elderly Mortality [J].International Journal of Epidemiology，1999（03）.

[12]Merril Silverstein， Zhen Cong， Shu

zhuo Li. Intergenerational Transfers and Living Arrangements of Older People in Rural China： Consequences for Psychological Well-being.Journal of Gerontology [J].Social Sciences，2006.

[13]風笑天.第一代獨生子女父母的家庭結(jié)構(gòu)：全國五大城市的調(diào)查分析[J].社會科學(xué)研究，2009（02）.

[14]張莉.對我國高齡老人居住方式影響因素的分析[J].華中科技大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2016（01）.

[15]曲嘉瑤，孫陸軍.中國老年人的居住安排與變化：2000～2006[J].人口學(xué)刊，2011（02）.

[16]楊恩艷，裴勁松，馬光榮.中國農(nóng)村老年人居住安排影響因素的實證分析[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2012（01）.

[17]段世江，李薇.我國農(nóng)村老年人居住安排影響因素研究[J].河北大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2013（01）.

[18]莊緒榮，張麗萍.失能老人養(yǎng)老狀況分析[J].人口學(xué)刊，2016（03）.

[19]Edward Glaeser， Jose Alexandre Sc

heinkman， Bruce I. Sacerdote. Crime and Social Interactions[J].Social Science Electronic Publishing，1996（111）.

[20]Gordon C. Winston， David J. Zim

merman. Peer Effects in Higher Education [J].Social Science Electronic Publishing，2003（02）.

[21]陸銘，張爽.“人以群分”：非市場互動和群分效應(yīng)的文獻評論[J].經(jīng)濟學(xué)（季刊），2007（03）.

[22]曹妍.大陸移民學(xué)生如何影響香港本地學(xué)生的學(xué)業(yè)成就？——基于PISA數(shù)據(jù)的同伴效應(yīng)實證研究[J].教育與經(jīng)濟，2013（04）.

[23]Mark T. Leary， Michael R. Robe

rts. Do Peer Firms Affect Corporate Financial Policy？[J].The Journal of Finance， 2014（01）.

[24]李強.同伴效應(yīng)對中國農(nóng)村青少年體重的影響[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2014（03）.

[25]程誠.大學(xué)生消費的同群效應(yīng)[J].青年研究，2015（02）.

[26]傅超，楊曾，傅代國.“同伴效應(yīng)”影響了企業(yè)的并購商譽嗎？——基于我國創(chuàng)業(yè)板高溢價并購的經(jīng)驗證據(jù)[J].中國軟科學(xué)，2015（11）.

[27]潘靜，陳廣漢.家庭決策、社會互動與勞動力流動[J].經(jīng)濟評論，2014（03）.

[28]Charles F. Manski. Economic Anal

ysis of Social Interactions[J].Social Science Electronic Publishing，2000（03）.

（作者單位：浙江農(nóng)林大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院。余康為本文通訊作者）