新農(nóng)保養(yǎng)老金收益對(duì)農(nóng)村老年人健康行為的影響及其作用機(jī)制

錢文榮 李夢(mèng)華

(浙江大學(xué) 中國農(nóng)村發(fā)展研究院， 浙江 杭州 310058)

一、 引 言

改革開放以來，隨著經(jīng)濟(jì)及衛(wèi)生事業(yè)的迅速發(fā)展，我國正在經(jīng)歷持續(xù)的老齡化過程[1]58。改革開放之初，我國農(nóng)村地區(qū)老齡化水平約為5%，與城鎮(zhèn)相當(dāng)。1999年，農(nóng)村地區(qū)較城鎮(zhèn)先行進(jìn)入老齡化階段。至2018年末，農(nóng)村60歲以上人口占農(nóng)村總?cè)丝诘?0.46%，比全國平均水平高2.58個(gè)百分點(diǎn)，其中65歲以上人口占比達(dá)13.84%，亦高于全國的11.94%(1)數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局《2019年中國人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》， https://www.yearbookchina.com/navibooklist-n3020021405-1.html， 2020年5月14日。。我國老齡化速度加快，且農(nóng)村地區(qū)老齡化程度持續(xù)高于城鎮(zhèn)。

在老齡化不斷加重的背景下，如何應(yīng)對(duì)養(yǎng)老問題、實(shí)現(xiàn)健康老齡化逐漸成為我國各項(xiàng)工作的重點(diǎn)。同城鎮(zhèn)相比，農(nóng)村地區(qū)所面臨的局面更為嚴(yán)峻。一方面，受城鄉(xiāng)二元體制的影響，我國農(nóng)村地區(qū)社會(huì)保障制度建設(shè)相對(duì)落后，城鄉(xiāng)社會(huì)保障水平相差懸殊；人口流動(dòng)政策的逐步瓦解使農(nóng)村青年勞動(dòng)力不斷向城鎮(zhèn)流動(dòng)，農(nóng)村“空巢老人”不斷增加，獨(dú)身老人比例持續(xù)增加。另一方面，隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，農(nóng)村地區(qū)孝文化缺失嚴(yán)重，存在不孝敬父母、不履行贍養(yǎng)父母義務(wù)等現(xiàn)象[2]71。在這一背景下，農(nóng)村老年人的孤獨(dú)感、無助感愈發(fā)強(qiáng)烈，對(duì)養(yǎng)老的擔(dān)憂亦不斷加重，由此產(chǎn)生的負(fù)面情緒往往會(huì)引發(fā)或加重抽煙、酗酒等行為。煙酒行為同個(gè)體健康及社會(huì)福利緊密相關(guān)，作為心理的慰藉品，煙酒能緩解孤獨(dú)、壓力，但不利于身體健康[3-4]，同時(shí)還會(huì)增加社會(huì)的生產(chǎn)成本及醫(yī)療保障支出[5-6]。當(dāng)前我國正在積極實(shí)施健康老齡化戰(zhàn)略，因而從煙酒行為視角關(guān)注農(nóng)村老年人健康行為，研究健康行為的影響因素具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

受農(nóng)村養(yǎng)老問題的影響，2009年9月我國正式開啟新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)(簡(jiǎn)稱“新農(nóng)?！?試點(diǎn)工作。作為構(gòu)建我國覆蓋城鄉(xiāng)的社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)體系的重要措施，新農(nóng)保承擔(dān)著“實(shí)現(xiàn)廣大農(nóng)村居民老有所養(yǎng)、促進(jìn)家庭和諧”等重要使命[7]，民眾對(duì)其寄予厚望。那么，新農(nóng)保政策實(shí)施以來，農(nóng)村老年人的養(yǎng)老問題是否有所改善？政策對(duì)促進(jìn)家庭和諧的效果如何？最終，新農(nóng)保養(yǎng)老金收入對(duì)農(nóng)村老年人的健康行為產(chǎn)生了怎樣的影響？本文將根據(jù)中國家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies，CFPS)數(shù)據(jù)對(duì)以上問題進(jìn)行分析。

二、 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

(一) 文獻(xiàn)綜述

有關(guān)保險(xiǎn)與健康行為之間關(guān)系的研究，當(dāng)前國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)主要從保險(xiǎn)對(duì)人們抽煙、喝酒、運(yùn)動(dòng)以及食物攝入這四種健康行為的影響進(jìn)行分析。一些學(xué)者認(rèn)為，保險(xiǎn)會(huì)導(dǎo)致被保人不良健康行為。例如，Khwaja發(fā)現(xiàn)醫(yī)療保險(xiǎn)會(huì)增加被保人吸煙以及飲酒的概率[8]。Stanciole探究了個(gè)人保險(xiǎn)選擇同吸煙、飲酒、運(yùn)動(dòng)及肥胖間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)醫(yī)療保險(xiǎn)會(huì)增加參保人的不良健康行為[9]。類似的，Dave等亦發(fā)現(xiàn)男性老年人會(huì)因?yàn)榧尤脶t(yī)療保險(xiǎn)而減弱預(yù)防動(dòng)機(jī)，增加不良健康行為[10]。此外，國內(nèi)學(xué)者發(fā)現(xiàn)，參與新型農(nóng)村合作醫(yī)療(新農(nóng)合)會(huì)明顯改變個(gè)人的健康行為，參保人抽煙、酗酒、不運(yùn)動(dòng)以及食用高熱量食物等情況顯著增加，同時(shí)還會(huì)引發(fā)肥胖問題[11]。任燕燕等同樣發(fā)現(xiàn)老年人在參加基本醫(yī)療保險(xiǎn)后會(huì)降低體育運(yùn)動(dòng)的頻率[12]。還有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，醫(yī)療保險(xiǎn)誘導(dǎo)參保人產(chǎn)生更多不健康行為會(huì)受到個(gè)體健康水平的影響，存在明顯的異質(zhì)性[13-15]。

另一方面，還有學(xué)者認(rèn)為保險(xiǎn)并不會(huì)對(duì)參保者的不良健康行為產(chǎn)生影響。Courbage等通過研究發(fā)現(xiàn)，私人保險(xiǎn)不會(huì)對(duì)參保人的抽煙以及運(yùn)動(dòng)行為產(chǎn)生影響[16]；Manning等通過實(shí)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，醫(yī)療保險(xiǎn)水平的高低與參保人的健康行為無關(guān)[17]。國內(nèi)亦有學(xué)者得出了類似的結(jié)果。例如，Lin研究發(fā)現(xiàn)，健康保險(xiǎn)未對(duì)被保人的吸煙及飲酒行為產(chǎn)生顯著影響(2)Lin C.W., ″Moral Hazard in Health Care: Case Study of Taiwan’s Health Insurance,″ Doctoral Dissertation, Colorado State University, 2007.。黃楓等發(fā)現(xiàn)，參加醫(yī)療保險(xiǎn)并不會(huì)誘導(dǎo)參保人不良健康行為[18]。謝明明等認(rèn)為，醫(yī)療保險(xiǎn)的事前道德風(fēng)險(xiǎn)不存在，個(gè)體參保后，其不良健康行為的發(fā)生概率不會(huì)增加[19]。

綜上所述，國內(nèi)外學(xué)術(shù)界有關(guān)保險(xiǎn)對(duì)人們健康行為的影響研究已積累了不少成果，相關(guān)研究主要集中于保險(xiǎn)對(duì)參保人抽煙、飲酒等健康行為的影響，但對(duì)保險(xiǎn)是否會(huì)對(duì)個(gè)體的健康行為產(chǎn)生影響，尚未形成一致的結(jié)論。此外，值得注意的是，在保險(xiǎn)的種類選擇上，現(xiàn)有文獻(xiàn)多是研究醫(yī)療保險(xiǎn)的影響，還有少量文獻(xiàn)探究了私人保險(xiǎn)的影響，但尚未涉及養(yǎng)老保險(xiǎn)。針對(duì)上述不足，在人口老齡化的背景下，本文利用中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，探究新農(nóng)保養(yǎng)老金收益對(duì)農(nóng)村老年人健康行為的影響及其作用機(jī)制。

(二) 理論分析與研究假設(shè)

眾所周知，我國社會(huì)保障制度還存在諸多不足，在城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)體制的長(zhǎng)期影響下，農(nóng)村地區(qū)社會(huì)養(yǎng)老發(fā)展緩慢，農(nóng)村老年人口面臨的養(yǎng)老問題尤為嚴(yán)峻。受儒家文化影響，中國父母多將養(yǎng)老寄托于子女，同時(shí)子女贍養(yǎng)父母也是法定義務(wù)，尤其在相對(duì)保守落后的中國農(nóng)村，子女贍養(yǎng)仍然是養(yǎng)老的首要選擇。

改革開放后，中國社會(huì)經(jīng)歷了巨變。一方面，人口控制政策的實(shí)行使得家庭規(guī)模小型化、類型核心化，“4+2+1”成為社會(huì)典型的家庭格局，年輕人贍養(yǎng)老人的壓力倍增[20]。另一方面，社會(huì)轉(zhuǎn)型使人們的價(jià)值觀有所改變，傳統(tǒng)孝文化受到挑戰(zhàn)[2]71。農(nóng)村家庭由于老年人養(yǎng)老問題所產(chǎn)生的糾紛不斷，諸如子女不履行贍養(yǎng)父母義務(wù)、婆媳關(guān)系不和、老年人吃穿住差等現(xiàn)象普遍存在。對(duì)農(nóng)村老年人來說，其精神狀態(tài)、心理狀況會(huì)由于家庭內(nèi)部的各種矛盾而受到?jīng)_擊，由此可能產(chǎn)生或加重抽煙、酗酒等不良健康行為，而新農(nóng)保養(yǎng)老金收益給農(nóng)村老年人養(yǎng)老帶來了希望，為家庭內(nèi)部矛盾的解決提供了契機(jī)，隨著老年人在養(yǎng)老方面信心的提升以及精神狀況的改善，其不良健康行為可能會(huì)減少?；诖耍疚奶岢鲅芯考僭O(shè)：

H1：新農(nóng)保養(yǎng)老金收益會(huì)減少農(nóng)村老年人的不良健康行為。

健康會(huì)隨著年齡的增長(zhǎng)而貶值[21]。進(jìn)入中老年階段后，人們往往能意識(shí)到身體機(jī)能下降，會(huì)為了謀求健康狀況改善而格外重視保健養(yǎng)生，進(jìn)而減少吸煙、飲酒等對(duì)身體健康有害的行為[22-23]。

中國實(shí)行男60周歲、女50周歲或55周歲的法定退休年齡。雖然農(nóng)民并沒有法定退休年齡，但與城鎮(zhèn)居民相比，農(nóng)村人口進(jìn)入老年階段后，往往較難獲得相應(yīng)的養(yǎng)老金保障，面臨著無收入或低收入的困境。與此同時(shí)，由于家庭矛盾問題，老年人所獲代際支持不足，容易產(chǎn)生看病難、養(yǎng)生保健難等問題。隨著新農(nóng)保政策的實(shí)施，農(nóng)村人口年滿60周歲后也能獲取養(yǎng)老金收益，農(nóng)村老年人在健康消費(fèi)上的困難將能夠部分得到緩解。隨著健康需求的部分滿足以及健康意識(shí)的提高，農(nóng)村老年人不良健康行為減少?；诖?，本文以健康消費(fèi)為渠道變量，提出研究假設(shè)：

H2：新農(nóng)保養(yǎng)老金收益會(huì)增加農(nóng)村老年人的健康消費(fèi)，提高其健康意識(shí)，從而使農(nóng)村老年人的不良健康行為減少。

隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，農(nóng)村家庭的收入方式呈現(xiàn)出多元化發(fā)展的趨勢(shì)，外出務(wù)工逐漸成為家庭收入的重要來源[2]71。在缺乏社會(huì)養(yǎng)老支持的情況下，為農(nóng)村老年人提供養(yǎng)老服務(wù)意味著家中外出務(wù)工人數(shù)減少，家庭收入下降，同時(shí)其他外出務(wù)工人員的負(fù)擔(dān)也將加重，因而可能會(huì)產(chǎn)生家庭成員不愿為老人提供代際支持的情況。

在老年人獲得新農(nóng)保養(yǎng)老金的情況下，上述問題將能夠得到部分解決。已有文獻(xiàn)顯示，社會(huì)保障制度會(huì)對(duì)代際支持產(chǎn)生顯著影響，例如養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)增加子代的代際支持等[24-25]。當(dāng)老年人能夠獲得社會(huì)轉(zhuǎn)移支付時(shí)，子女提供代際支持的可能性會(huì)增加，從而使老人由于情感缺失以及養(yǎng)老問題所產(chǎn)生的焦慮情緒得以緩解，類似抽煙、飲酒的行為也會(huì)減少?；诖?，本文以家庭代際支持為渠道變量，提出研究假設(shè)：

H3：新農(nóng)保養(yǎng)老金收益能夠增加子女代際支持，隨著家庭養(yǎng)老功能的恢復(fù)，農(nóng)村老年人的不良健康行為將會(huì)減少。

受傳統(tǒng)家庭倫理觀念的影響，中國老年人照看孫輩的現(xiàn)象較為普遍。隨著“4+2+1”家庭格局的普遍化，兒童撫育問題進(jìn)一步凸顯，隔代照料儼然成為一種社會(huì)趨勢(shì)[26-27]，且在我國農(nóng)村地區(qū)，特別是貧困地區(qū)，隔代照料尤為常見[28-29]。

已有文獻(xiàn)顯示，領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金能夠使老年人獲得更多的時(shí)間進(jìn)行隔代照料[30-32]，且照看孫輩有利于提升老年人心理健康水平以及認(rèn)知能力[33-35]。在家庭觀念厚重的東亞文化中，進(jìn)行隔代照料的老年人并未將照看孫輩視作某種負(fù)擔(dān)，反而將其作為一種家族榮耀及家庭樂趣，因而不會(huì)帶來負(fù)面情緒[36]。老年人通過與孫輩的互動(dòng)可以獲得更加豐富的老年生活，彌補(bǔ)子女情感支持的缺失，保持積極的生活狀態(tài)[37]。出于對(duì)孫輩健康成長(zhǎng)的重視，進(jìn)行隔代照料的老年人會(huì)減少對(duì)孫輩健康產(chǎn)生危害的不良健康行為?；诖耍疚囊愿舸樟蠟榍雷兞?，提出研究假設(shè)：

H4：新農(nóng)保養(yǎng)老金收益會(huì)增加農(nóng)村老年人進(jìn)行隔代照料的可能性，隔代照料所帶來的積極作用會(huì)使農(nóng)村老年人的不良健康行為減少。

三、 數(shù)據(jù)與方法

(一) 數(shù)據(jù)介紹

本文使用CFPS 2012年數(shù)據(jù)，該調(diào)查是由北京大學(xué)中國社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心組織實(shí)施的一項(xiàng)全國性社會(huì)跟蹤調(diào)查項(xiàng)目，于2010年正式開展。CFPS聚焦我國居民的經(jīng)濟(jì)和非經(jīng)濟(jì)福利，包含了家庭關(guān)系與動(dòng)態(tài)、經(jīng)濟(jì)活動(dòng)以及健康等多項(xiàng)議題，其調(diào)查對(duì)象涵蓋了我國25個(gè)省、區(qū)、市，目標(biāo)樣本達(dá)到16 000戶。

由于參保與否取決于自我選擇，參保樣本的選擇性較強(qiáng)，可能無法客觀代表農(nóng)業(yè)戶籍人口這個(gè)整體，因而本文未簡(jiǎn)單選取參加新農(nóng)保的樣本。依據(jù)研究目標(biāo)，本文以所在社區(qū)已開展新農(nóng)保試點(diǎn)的農(nóng)業(yè)戶籍人口為研究對(duì)象，原因在于該樣本為適保對(duì)象，同時(shí)具有參與新農(nóng)保的機(jī)會(huì)。同時(shí)，為了保證研究結(jié)果的可靠性，本文剔除了除新農(nóng)保之外還參與了其他類型養(yǎng)老保險(xiǎn)的樣本。

(二) 變量選取

1.因變量

(1)近期是否吸煙。本文根據(jù)樣本對(duì)“過去一個(gè)月，您是否吸煙”的回答確定近期是否吸煙指標(biāo)取值，若樣本選擇“是”，則近期是否吸煙指標(biāo)取值為1，否則為0。描述性統(tǒng)計(jì)顯示近一個(gè)月以來樣本中有31%的人吸煙。

(2)吸煙數(shù)量。本文根據(jù)樣本對(duì)“您現(xiàn)在平均每天吸多少煙”的回答確定吸煙數(shù)量指標(biāo)取值，單位為支。描述性統(tǒng)計(jì)顯示樣本每日吸煙數(shù)量的均值為5.27支。

(3)近期是否飲酒。這一指標(biāo)主要針對(duì)白酒，本文根據(jù)樣本對(duì)“過去一個(gè)月，您是否每周喝酒3次以上”的回答確定近期是否飲酒指標(biāo)取值，若樣本選擇“是”，則近期是否飲酒指標(biāo)取值為1，否則為0。描述性統(tǒng)計(jì)顯示近一個(gè)月以來樣本中有9%的人飲酒。

(4)飲酒數(shù)量。這一指標(biāo)主要針對(duì)白酒，根據(jù)樣本對(duì)“您過去一周大概喝了多少”的回答確定飲酒數(shù)量指標(biāo)取值，單位為兩。描述性統(tǒng)計(jì)顯示樣本每周飲酒數(shù)量的均值為1.76兩。

2.渠道變量

(1)健康消費(fèi)。本文以樣本對(duì)“過去一年，您家直接支付的醫(yī)療支出(不包括已經(jīng)報(bào)銷的和預(yù)計(jì)可以報(bào)銷的費(fèi)用，但包括親友借給或支付的部分)是多少”以及“過去一年，您家保健費(fèi)用支出(包括健身鍛煉及購買相關(guān)產(chǎn)品器械、保健品等)是多少”兩項(xiàng)問題的回答為依據(jù)，取兩個(gè)數(shù)值加總后的對(duì)數(shù)值為健康消費(fèi)指標(biāo)。

(2)家庭代際支持。本文以“是否有子女料理家務(wù)”以及“料理家務(wù)的子女?dāng)?shù)量”來衡量家庭代際支持指標(biāo)。以樣本對(duì)“過去六個(gè)月，您的子女們?yōu)槟鲞^以下哪些事情”的回答確定“是否有子女料理家務(wù)”，當(dāng)樣本回答“料理家務(wù)”時(shí)，則“是否有子女料理家務(wù)”為1，否則為0；此外，本文以樣本對(duì)“過去六個(gè)月，哪些子女為您料理家務(wù)”的回答確定“料理家務(wù)的子女?dāng)?shù)量”。

(3)隔代照料。本文以“是否進(jìn)行隔代照料”以及“照料孫輩的數(shù)量”來衡量隔代照料指標(biāo)。以樣本對(duì)“過去六個(gè)月，您為子女們做過以下哪些事情”的回答確定“是否進(jìn)行隔代照料”，當(dāng)樣本回答“照看孩子”時(shí)，則“是否進(jìn)行隔代照料”為1，否則為0；此外，本文以樣本對(duì)“過去六個(gè)月，您為哪些子女照看孩子”的回答確定“照料孫輩的數(shù)量”。

3.控制變量

根據(jù)已有文獻(xiàn)[38]210[39-40]，本文對(duì)控制變量的選擇盡可能地遵守外生原則，最終選擇民族、婚姻狀況、居住地類型以及是否有日?；顒?dòng)能力障礙。對(duì)健康指標(biāo)的選取，已有研究往往使用自評(píng)健康為健康度量指標(biāo)[41-43]，但其主觀性強(qiáng)，易受到個(gè)體異質(zhì)性特征的影響，內(nèi)生性較強(qiáng)[44-45]，因而本文采用是否有日?；顒?dòng)能力障礙這一指標(biāo)。描述性統(tǒng)計(jì)顯示，90%的樣本為漢族，93%已婚，93%不存在日?；顒?dòng)能力障礙，28%居住在城市。

(三) 實(shí)證策略

本文依據(jù)新農(nóng)保政策的特點(diǎn)，運(yùn)用斷點(diǎn)回歸(RD)檢驗(yàn)新農(nóng)保養(yǎng)老金收益對(duì)農(nóng)村老年人健康行為的影響。在本文中，新農(nóng)保養(yǎng)老金的認(rèn)領(lǐng)遵循年齡設(shè)置，即當(dāng)參保人年滿60周歲時(shí)可領(lǐng)取養(yǎng)老金：

(1)

Di是處理變量，表示是否領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金，領(lǐng)取則為1，未領(lǐng)取為0；Zi為驅(qū)動(dòng)變量，表示樣本i的年齡。(1)式顯示Di為Zi的非連續(xù)函數(shù)，斷點(diǎn)是60歲。若方程(1)成立，則對(duì)(2)式進(jìn)行簡(jiǎn)單的最小二乘回歸，即可得出新農(nóng)保養(yǎng)老金收益對(duì)農(nóng)村老年人健康行為的因果性影響：

Yi=α+βDi+γZi+μi

(2)

若Yi與Zi之間的關(guān)系為非線性，則可得：

Yi=α+βDi+G(Zi)+μi

(3)

G(Zi)為Zi的多項(xiàng)式函數(shù)。若方程(3)成立，則稱本文所使用的斷點(diǎn)回歸為精確斷點(diǎn)回歸(Sharp RD)。Di雖為Zi的非連續(xù)函數(shù)，但多數(shù)情形下斷點(diǎn)處可能并非是0—1的變化，而是增加了Di等于1的可能性：

(4)

本文假設(shè)f1(Zi)>f0(Zi)，即年滿60周歲及以上的參保人認(rèn)領(lǐng)新農(nóng)保養(yǎng)老金的可能性大于60周歲以下的參保人。根據(jù)政策規(guī)則，該假設(shè)易得到認(rèn)可。若方程(4)成立，則本文所運(yùn)用的斷點(diǎn)回歸為模糊斷點(diǎn)回歸(Fuzzy RD)。

模糊斷點(diǎn)回歸估計(jì)可運(yùn)用二階段最小二乘法進(jìn)行，等同于工具變量估計(jì)[46-47]。其中一階段方程為:

Di=ρ+G(Zi)+ωTi+εi

(5)

Ti=1(Zi≥60)為Di的IV，兩階段回歸設(shè)置同(3)式。

模糊斷點(diǎn)回歸估計(jì)可采用非參工具變量法或參數(shù)二階段最小二乘估計(jì)兩種方式進(jìn)行，二者等價(jià)[48-49]。本文報(bào)告參數(shù)二階段最小二乘估計(jì)結(jié)果。樣本與斷點(diǎn)之間的距離為帶寬，帶寬越小，則對(duì)控制變量與G(Zi)的要求越寬松，但會(huì)由于損失觀測(cè)值而降低精度。在實(shí)證結(jié)果與分析部分，本文使用不同帶寬及G(Zi)設(shè)置以檢驗(yàn)相關(guān)結(jié)果的穩(wěn)健性。

四、 實(shí)證結(jié)果與分析

(一) 圖形分析

在進(jìn)行實(shí)證分析前，首先通過圖形顯示驅(qū)動(dòng)變量與處理狀態(tài)及結(jié)果變量間的關(guān)系，這有利于了解斷點(diǎn)回歸的概念。圖1反映了模糊斷點(diǎn)回歸估計(jì)中一階段的結(jié)果，即年齡與是否領(lǐng)取新型農(nóng)保養(yǎng)老金間的關(guān)系，可見，在60歲處存在一個(gè)明顯的斷點(diǎn)，該結(jié)果與新農(nóng)保養(yǎng)老金領(lǐng)取規(guī)則一致。

圖1 年齡的密度(3)豎直線表示age-60=0，即60歲為本文RD估計(jì)所采用的年齡斷點(diǎn)。下圖同。

圖2(A)反映了年齡與結(jié)果變量近一個(gè)月是否吸煙之間的關(guān)系，類似于模糊斷點(diǎn)回歸估計(jì)中簡(jiǎn)約型的結(jié)果。可見，在60歲處是一個(gè)明顯的斷點(diǎn)，近期是否吸煙在60歲處存在顯著下降的跡象。該結(jié)果初步展示了新農(nóng)保養(yǎng)老金收益與農(nóng)村老年人吸煙行為之間的關(guān)系。圖2(B)反映了新農(nóng)保養(yǎng)老金收益與吸煙數(shù)量之間的關(guān)系，結(jié)果與圖2(A)類似。

圖3(A)反映了年齡與結(jié)果變量近一個(gè)月是否飲酒之間的關(guān)系，類似于模糊斷點(diǎn)回歸估計(jì)中簡(jiǎn)約型的結(jié)果?？梢姡?0歲依然是一個(gè)明顯的斷點(diǎn)。圖3(B)反映了新農(nóng)保養(yǎng)老金收益與飲酒數(shù)量之間的關(guān)系，結(jié)果與圖3(A)類似。

圖2 年齡與吸煙行為

圖3 年齡與飲酒行為

(二) 回歸結(jié)果

圖1—3初步反映了年齡與是否領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金、年齡與農(nóng)村老年人健康行為之間的關(guān)系，然而，以上結(jié)果是否可信，還需要通過參數(shù)回歸估計(jì)的方式進(jìn)行驗(yàn)證[50]。

表1為模糊斷點(diǎn)回歸中一階段的結(jié)果，借鑒張川川等的做法，本文以不同的帶寬與不同形式的年齡控制函數(shù)檢測(cè)結(jié)果的穩(wěn)定性[38]212-214。第1—3列分別選取3、4、5的帶寬，以較低階的形式控制年齡趨勢(shì)，并允許年齡趨勢(shì)在斷點(diǎn)前后不同；第4—6列使用了更大的帶寬，以便包含更多的個(gè)體，同時(shí)控制了年齡的高階函數(shù)。估計(jì)結(jié)果表明，年齡規(guī)則與是否領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金之間存在顯著關(guān)系，年滿60周歲可以顯著增加領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金的可能性。依據(jù)Staiger和Stock的法則，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量小于10則證明有弱工具變量問題[51]。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，第一胎性別的聯(lián)合顯著性F統(tǒng)計(jì)量均遠(yuǎn)大于10，表明無弱工具變量問題。

表2 Panel A展示了簡(jiǎn)約方程的回歸結(jié)果，該結(jié)果能夠直觀地反映IV估計(jì)的基礎(chǔ)。其中前兩行報(bào)告了針對(duì)吸煙行為的估計(jì)結(jié)果(對(duì)應(yīng)圖2所示關(guān)系)，可見，年齡規(guī)則使得農(nóng)村老年人近期吸煙的概率顯著下降，每日吸煙數(shù)量顯著下降；后幾行報(bào)告了針對(duì)樣本飲酒行為的影響(對(duì)應(yīng)圖3所示關(guān)系)，可見，年齡規(guī)則對(duì)樣本的飲酒行為以及每周飲酒數(shù)量的影響較小，且統(tǒng)計(jì)上不顯著，運(yùn)用不同帶寬所得的結(jié)果類似。

表2 新農(nóng)保養(yǎng)老金收益對(duì)結(jié)果變量的影響

續(xù)表2

此外，本文在模糊斷點(diǎn)回歸設(shè)定下，運(yùn)用二階段最小二乘法，估計(jì)新農(nóng)保養(yǎng)老金收益對(duì)農(nóng)村老年人健康行為的因果效應(yīng)。表2 Panel B顯示了二階段回歸結(jié)果，其中前兩行的結(jié)果表明新農(nóng)保養(yǎng)老金收益使農(nóng)村老年人近期吸煙的概率降低大約15—38個(gè)百分點(diǎn)，同時(shí)，其每日吸煙數(shù)量減少了大約3—9支，效果顯著；后幾行的結(jié)果表明新農(nóng)保養(yǎng)老金收益與樣本飲酒行為的關(guān)系在統(tǒng)計(jì)上不顯著，運(yùn)用不同帶寬所得到的結(jié)果類似。

(三) 影響機(jī)制分析

以下將分析新農(nóng)保養(yǎng)老金收益影響農(nóng)村老年人健康行為的內(nèi)在機(jī)制，同時(shí)，我們也將進(jìn)一步探討自新農(nóng)保實(shí)施以來，該政策是否初步達(dá)到了廣大農(nóng)村居民老有所養(yǎng)、促進(jìn)家庭和諧等政策目標(biāo)。為了驗(yàn)證研究假設(shè)2—4，本文將依次分析獲得新農(nóng)保養(yǎng)老金收益對(duì)農(nóng)村老年人健康消費(fèi)、獲得家庭代際支持以及進(jìn)行隔代照料等方面的影響。

首先，本文檢驗(yàn)了新農(nóng)保養(yǎng)老金收益對(duì)農(nóng)村老年人健康消費(fèi)的影響。參照鄒紅等[52]118的做法，本文以樣本的醫(yī)療保健支出衡量其健康消費(fèi)，若醫(yī)療保健支出增加，則表明農(nóng)村老年人的健康消費(fèi)提升，健康意識(shí)提高。由表3 Panel A的結(jié)果可見，醫(yī)療保健支出系數(shù)顯著為正，表明領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金增加了農(nóng)村老年人的健康消費(fèi)。已有文獻(xiàn)表明，醫(yī)療保健方面支出的增加將提升老年人的健康意識(shí)，使其更加重視保健養(yǎng)生，進(jìn)而會(huì)減少煙酒等有害健康的物質(zhì)消費(fèi)[52]123。因此，當(dāng)農(nóng)村老年人獲得新農(nóng)保養(yǎng)老金后，健康消費(fèi)顯著增加，健康意識(shí)亦隨之提高，從而在一定程度上改變了吸煙等不良健康行為。

其次，為了驗(yàn)證假設(shè)3，本文以是否有子女料理家務(wù)以及料理家務(wù)的子女?dāng)?shù)量為因變量，檢驗(yàn)了領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金對(duì)農(nóng)村老年人獲得家庭代際支持的影響。表3 Panel B的結(jié)果顯示，新農(nóng)保養(yǎng)老金收益顯著提高了子代幫助農(nóng)村老年人料理家務(wù)的概率，同時(shí)，幫助料理家務(wù)的子女?dāng)?shù)量亦顯著增加。已有研究顯示，家庭代際支持的增加能夠顯著提升農(nóng)村老年人的精神及健康狀況[53]85。因而，當(dāng)家庭代際支持增加時(shí)，農(nóng)村老年人生活缺乏照料的問題將得到一定程度的緩解，子女情感支持缺失情況也將有所改善，隨著家庭養(yǎng)老功能的提升，農(nóng)村老年人的不良健康行為得以減少。

表3 影響機(jī)制分析

最后，本文以樣本是否進(jìn)行隔代照料以及照料孫輩的數(shù)量為因變量，檢驗(yàn)了新農(nóng)保養(yǎng)老金收益對(duì)農(nóng)村老年人隔代照料的影響。由表3 Panel C的結(jié)果可見，新農(nóng)保養(yǎng)老金的領(lǐng)取會(huì)顯著提高農(nóng)村老年人進(jìn)行隔代照料的概率，同時(shí)照料孫輩的數(shù)量亦顯著增加。如理論分析部分所示，在與孫輩的交流互動(dòng)中，老年人的認(rèn)知能力將有所提升，老年人在精神方面的需求也能夠得到更多滿足[33-35]。同時(shí)，為了孫輩的健康成長(zhǎng)，農(nóng)村老年人的不良健康行為也會(huì)減少。

通過機(jī)制的分析，我們能夠初步了解到新農(nóng)保在改善農(nóng)村老年人養(yǎng)老問題、促進(jìn)農(nóng)村家庭和諧等方面的政策效果。已有文獻(xiàn)顯示，農(nóng)村老年人養(yǎng)老所面臨的主要困境為健康狀況差、經(jīng)濟(jì)收入低、生活缺乏照料以及精神慰藉缺失[54]。本文研究發(fā)現(xiàn)，首先，新農(nóng)保養(yǎng)老金收益增加了農(nóng)村老年人的健康消費(fèi)，該結(jié)果從側(cè)面反映了農(nóng)村老年人的經(jīng)濟(jì)收入得到部分提升，進(jìn)而使醫(yī)療保健問題有所改善。由此來看，新農(nóng)保政策的實(shí)施在一定程度上起到了改善農(nóng)村老年人經(jīng)濟(jì)狀況、促進(jìn)健康狀況提升的效果，為我國農(nóng)村養(yǎng)老問題的解決打下了良好的基礎(chǔ)。隨著我國農(nóng)村社會(huì)保險(xiǎn)制度的不斷完善，農(nóng)村居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的深度與廣度將會(huì)得到更深層次的提升，彼時(shí)，制度養(yǎng)老在緩解農(nóng)村老年人養(yǎng)老問題上的效果將會(huì)得到進(jìn)一步顯現(xiàn)。其次，新農(nóng)保養(yǎng)老金收益能夠增加家庭代際支持，這意味著，老年人日常生活的壓力由于子女代際支持的增加而得以減輕，與此同時(shí)，代際支持的增加表明子女同老年人之間的溝通聯(lián)系更加頻繁，這為緩解養(yǎng)老問題所帶來的家庭矛盾提供了條件，老年人在情感方面的需求亦能夠得到一定程度的滿足。最后，在農(nóng)村“空巢老人”不斷增加、情感慰藉缺失嚴(yán)重的情況下，新農(nóng)保養(yǎng)老金收益增加了農(nóng)村老年人進(jìn)行隔代照料的可能性，能夠?yàn)檗r(nóng)村老年人帶來心靈的慰藉，緩解由子女情感支持缺失所帶來的心理問題；同時(shí)，照料孫輩還可以作為一種媒介，為舒緩家庭矛盾創(chuàng)造條件，為促進(jìn)家庭和諧提供助力。

綜上所述，自新農(nóng)保試點(diǎn)工作正式開啟以來，養(yǎng)老金收入為緩解農(nóng)村老年人養(yǎng)老問題提供了支持，在一定程度上為緩解家庭矛盾提供了幫助，證明了其在促進(jìn)農(nóng)村家庭和睦方面的現(xiàn)實(shí)意義。

五、 有效性檢驗(yàn)及進(jìn)一步分析

(一) 有效性檢驗(yàn)

斷點(diǎn)回歸估計(jì)的無偏性及一致性取決于其識(shí)別假設(shè)的成立與否，接下來根據(jù)已有研究所總結(jié)的檢驗(yàn)方式，進(jìn)一步對(duì)本文斷點(diǎn)回歸的有效性進(jìn)行更為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)臋z驗(yàn)。

首先，斷點(diǎn)回歸的有效性要求樣本不可操控或不可完全操控驅(qū)動(dòng)變量，若存在個(gè)體以操縱年齡的方式獲取養(yǎng)老金領(lǐng)取資格的情況，則斷點(diǎn)回歸估計(jì)可能是有偏的。檢測(cè)驅(qū)動(dòng)變量存在選擇性與否的方式之一是檢測(cè)驅(qū)動(dòng)變量密度函數(shù)的連續(xù)性[50,55]。圖4反映了年齡的密度函數(shù)，可見年齡密度函數(shù)在斷點(diǎn)處較為平滑，不存在明顯的跳躍，因而驅(qū)動(dòng)變量并未被操縱。

圖4 年齡的密度

檢測(cè)斷點(diǎn)回歸估計(jì)有效性的另外一種方式為檢測(cè)前定控制變量的連續(xù)性[50]。通常來講，新農(nóng)保養(yǎng)老金收益不會(huì)對(duì)60周歲前的行為產(chǎn)生影響。表4檢測(cè)了前定控制變量的連續(xù)性，回歸采用簡(jiǎn)約型方程，但將原有的因變量變換為本文的控制變量。由表4的回歸結(jié)果可見，民族、婚姻狀況、是否有日常活動(dòng)能力障礙以及居住地類型均未與年滿60周歲的規(guī)則在10%的水平上顯著相關(guān)，從而進(jìn)一步展示了本文斷點(diǎn)回歸估計(jì)的有效性。

表4 控制變量的連續(xù)性檢驗(yàn)

此外，本文還根據(jù)斷點(diǎn)處的設(shè)置進(jìn)行了證偽檢驗(yàn)。若本研究的邏輯成立，則斷點(diǎn)應(yīng)僅在獲取新農(nóng)保養(yǎng)老金概率有跳躍的位置，如60歲、60.1歲、60.2歲等等。當(dāng)我們以距離60歲較遠(yuǎn)處設(shè)斷點(diǎn)時(shí)，則本文相關(guān)結(jié)果應(yīng)不顯著；若顯著，則證明另有其他內(nèi)在機(jī)制對(duì)農(nóng)村老年人的健康行為產(chǎn)生沖擊。表5報(bào)告了證偽檢驗(yàn)的回歸結(jié)果，本文在Panel A以年滿59歲為斷點(diǎn)、Panel B以年滿61歲為斷點(diǎn)分別進(jìn)行估計(jì)，可見，相關(guān)結(jié)果均不存在顯著關(guān)系，再次表明了本文斷點(diǎn)回歸估計(jì)的有效性。

表5 證偽檢驗(yàn)

(二) 政策效果的異質(zhì)性問題

當(dāng)政策效果帶有異質(zhì)性時(shí)，模糊斷點(diǎn)回歸所得結(jié)果為局部平均處理效應(yīng)，如果政策效果在全樣本中相同，則其與總體平均處理效應(yīng)相等。基于此，本小節(jié)對(duì)政策效果的異質(zhì)性進(jìn)行分析，以進(jìn)一步了解斷點(diǎn)回歸的內(nèi)涵。借鑒已有文獻(xiàn)的做法[38]220[53]77，本文選取更客觀且使用最廣泛的BMI指標(biāo)為分組依據(jù)，以檢驗(yàn)政策影響的異質(zhì)性。當(dāng)BMI過高(≥25)或過低(≤18)時(shí)取值為0，BMI位于正常范圍內(nèi)(18

如表6所示，新農(nóng)保養(yǎng)老金收益對(duì)健康狀況較好的組效果更好，其中對(duì)抽煙行為的影響僅在健康狀況較好的組中顯著，而對(duì)飲酒行為的影響則均不顯著。其原因可能是，一方面是存在測(cè)量誤差，另一方面則是當(dāng)前新農(nóng)保養(yǎng)老金收益仍較為有限，新農(nóng)保養(yǎng)老金的領(lǐng)取對(duì)個(gè)人不良健康行為的抑制效果有限。分組回歸結(jié)果表明，政策影響確實(shí)存在異質(zhì)性，其差別基本符合理論預(yù)期，從側(cè)面進(jìn)一步表明了本文相關(guān)結(jié)論的可信性。

表6 新農(nóng)保養(yǎng)老金收益對(duì)結(jié)果變量的影響：子樣本估計(jì)(BMI正常=1)

續(xù)表6

(三) 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1．煙酒行為變化的潛在渠道驗(yàn)證:退休

眾所周知，60歲為我國現(xiàn)行退休年齡之一，退休會(huì)降低人們的收入，進(jìn)而減少人們?cè)跓熅品矫娴南M(fèi)；同時(shí)，退休會(huì)減少人們的社交活動(dòng)，進(jìn)而減少人們的煙酒行為[52]121。值得注意的是，退休年齡的規(guī)定主要適用于城鎮(zhèn)地區(qū)，農(nóng)民主要依據(jù)個(gè)人的現(xiàn)實(shí)狀況決定何時(shí)退出勞動(dòng)力市場(chǎng)，但對(duì)農(nóng)民工而言，年齡依然是其能否被雇傭的門檻：用工單位一般不會(huì)招聘超過60歲的員工。因此，納入過去一年曾從事過非農(nóng)工作的農(nóng)業(yè)戶籍人口，則該類個(gè)體可能會(huì)受退休年齡的影響而改變其健康行為，從而導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏。為了排除退休這條潛在渠道對(duì)本文樣本煙酒行為的影響，本文將過去一年曾從事過非農(nóng)工作的個(gè)體進(jìn)行剔除，并重做表2 Panel B的回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示，農(nóng)村老年人近期吸煙的概率顯著下降，每日吸煙數(shù)量顯著下降，但新農(nóng)保養(yǎng)老金收益仍未對(duì)農(nóng)村老年人的飲酒行為帶來顯著影響，由此可見本文相關(guān)結(jié)論較為穩(wěn)健。

2．新農(nóng)保養(yǎng)老金收益對(duì)有吸煙史、飲酒史樣本的影響

前文主要分析了農(nóng)村老年人在獲得新農(nóng)保養(yǎng)老金收益后，其煙酒行為是否發(fā)生變化，因此保留了全部樣本。然而，有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，受各類因素影響而改變不良健康行為的情況僅存在于有吸煙史或喝酒史的個(gè)體中[52]118[58]。為了進(jìn)一步考察本文是否存在類似的情況，我們相應(yīng)地剔除了沒有吸煙史、飲酒史的樣本，并重做表2 Panel B的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，農(nóng)村老年人的每日吸煙量顯著下降。這反映了新農(nóng)保養(yǎng)老金收益對(duì)農(nóng)村老年人吸煙行為的影響不僅僅發(fā)生在“邊際”上，即養(yǎng)老金收益除影響農(nóng)村老年人是否吸煙外，還會(huì)減少有抽煙史的農(nóng)村老年人的每日抽煙量。此外，養(yǎng)老金收益對(duì)農(nóng)村老年人每周飲酒數(shù)量的影響較小，且統(tǒng)計(jì)上不顯著。在剔除過去一年曾經(jīng)從事過非農(nóng)工作的個(gè)體后，有吸煙史、喝酒史的農(nóng)村老年人的煙酒行為變化與以上結(jié)果類似。

六、 結(jié)論與討論

本文通過斷點(diǎn)回歸識(shí)別策略驗(yàn)證了新農(nóng)保養(yǎng)老金收益對(duì)農(nóng)村老年人健康行為的影響。研究發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)保養(yǎng)老金收益使農(nóng)村老年人近期吸煙的概率降低大約15—38個(gè)百分點(diǎn)，每日吸煙數(shù)量減少大約3—9支；然而新農(nóng)保養(yǎng)老金收益并未對(duì)農(nóng)村老年人的飲酒行為產(chǎn)生顯著影響。影響機(jī)制的分析顯示，新農(nóng)保養(yǎng)老金政策的實(shí)施能夠?yàn)榫徑廪r(nóng)村老年人養(yǎng)老問題提供幫助，同時(shí)，該政策在緩解家庭矛盾、促進(jìn)農(nóng)村家庭和睦方面也具有一定的現(xiàn)實(shí)意義：領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金后，農(nóng)村老年人的健康消費(fèi)、獲得家庭代際支持以及進(jìn)行隔代照料的可能性均有所增加，在以上渠道的影響下，農(nóng)村老年人的不良健康行為減少。最后，研究還發(fā)現(xiàn)，健康狀況較好的農(nóng)村老年人受政策影響更大，同時(shí)也更顯著，表明新農(nóng)保的政策影響存在異質(zhì)性。

本文發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村老年人不良健康行為改善的原因在于，新農(nóng)保增加了健康消費(fèi)、家庭代際支持以及隔代照料，農(nóng)村老年人在情感缺失以及對(duì)養(yǎng)老缺乏信心等方面的狀況得到緩解。對(duì)此，我們可從加強(qiáng)農(nóng)村地區(qū)精神文化建設(shè)、完善養(yǎng)老模式等方面入手以提升農(nóng)村老年人養(yǎng)老信心。一方面，國家和社會(huì)應(yīng)進(jìn)一步關(guān)注農(nóng)村老年人的精神文化需求，加強(qiáng)農(nóng)村地區(qū)的文化建設(shè)，豐富農(nóng)村地區(qū)的精神文化生活。同時(shí)，社會(huì)應(yīng)鼓勵(lì)外出的子女多回家看看，從而有效地緩解農(nóng)村老年人的心理壓力，滿足其不斷增長(zhǎng)的精神文化需求。另一方面，改變農(nóng)村地區(qū)依靠家庭養(yǎng)老的現(xiàn)狀，構(gòu)建以家庭養(yǎng)老為主、多種養(yǎng)老模式并存的模式。在家庭養(yǎng)老的基礎(chǔ)上，以社區(qū)養(yǎng)老為依托，制度養(yǎng)老提供支撐，機(jī)構(gòu)養(yǎng)老進(jìn)行補(bǔ)充，四種模式相互補(bǔ)充、共同促進(jìn)、多元并存[2]80-81。此外，在完善社會(huì)養(yǎng)老機(jī)構(gòu)監(jiān)管制度的基礎(chǔ)上，相關(guān)政府部門也應(yīng)考慮在農(nóng)村養(yǎng)老事業(yè)建設(shè)中適當(dāng)?shù)匾胧袌?chǎng)力量，建立政府、養(yǎng)老企業(yè)同農(nóng)民之間的利益共享與風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)機(jī)制[1]63，進(jìn)一步滿足農(nóng)村老年人多樣化的養(yǎng)老需求。

在異質(zhì)性分析中，本文發(fā)現(xiàn)，健康狀況較好的農(nóng)村老年人受政策影響更大更顯著，該結(jié)果可能反映出當(dāng)前新農(nóng)保政策力度有限，養(yǎng)老金收益對(duì)不良健康行為的改善效果尚有提升空間。對(duì)此，政府部門應(yīng)進(jìn)一步提升政策力度，完善社保制度：第一，進(jìn)一步完善新農(nóng)保相關(guān)規(guī)則，提高新農(nóng)?；攫B(yǎng)老金的金額標(biāo)準(zhǔn)，以便參保人對(duì)未來生活與發(fā)展形成良好預(yù)期。第二，加強(qiáng)對(duì)新農(nóng)保的宣傳，進(jìn)一步提升農(nóng)村戶籍人口繳費(fèi)的主動(dòng)性，相關(guān)政策應(yīng)積極設(shè)置繳費(fèi)補(bǔ)貼同個(gè)人分檔繳費(fèi)相關(guān)聯(lián)的激勵(lì)規(guī)則，通過繳費(fèi)年限以及金額的逐步增長(zhǎng)提高養(yǎng)老金的領(lǐng)取額，鼓勵(lì)農(nóng)村戶籍人口長(zhǎng)期繳費(fèi)，從而進(jìn)一步提高社會(huì)養(yǎng)老的影響力。第三，進(jìn)一步構(gòu)建城鄉(xiāng)一體化的社會(huì)保障制度[59]，在制度完善的過程中，要重點(diǎn)彌補(bǔ)農(nóng)村有關(guān)方面的短板，在政策設(shè)定和實(shí)行的方方面面，應(yīng)盡可能地做到城鄉(xiāng)居民的權(quán)利及機(jī)會(huì)公平等。