擠出或溢出：收入不平等對農(nóng)村老人正式照料的影響

□劉 歡 唐 瑤

[內(nèi)容提要]伴隨農(nóng)村人口外流的現(xiàn)實，近年來，政府及社會對于農(nóng)村地區(qū)的正式照料資金支持和服務(wù)供給也在逐步增多，但依然未緩解農(nóng)村家庭照料不足現(xiàn)狀。文章基于這一現(xiàn)實，借助2014與2018年CLHLS追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，利用雙邊隨機(jī)前沿模型，實證檢驗家庭收入不平等對于農(nóng)村老人正式照料的影響及其效應(yīng)。實證結(jié)果顯示，收入不平等溢出效應(yīng)對農(nóng)村老人基準(zhǔn)正式照料有顯著正向作用，擠出效應(yīng)呈現(xiàn)顯著負(fù)向作用；而家庭收入水平及老人日常生活活動能力對其基準(zhǔn)照料也有顯著正向作用。在具體效應(yīng)層面，收入不平等對家庭正式照料的凈效應(yīng)為正，即正向溢出效應(yīng)發(fā)揮著主導(dǎo)作用，但正向凈溢出較低，且存在個體在地區(qū)、失能分級等方面的群體異質(zhì)性?；诖?，文章提出相應(yīng)的優(yōu)化收入分配、完善社會保障政策、優(yōu)化農(nóng)村老人照料服務(wù)供給的策略，以及權(quán)衡正式照料供給方式的思考。

伴隨中國人口的快速老齡化、高齡化，人口結(jié)構(gòu)正在經(jīng)歷著較大變化。與此同時，老齡人口中的失能人口規(guī)模也呈現(xiàn)出快速增長趨勢，并推動著失能風(fēng)險向社會化發(fā)展。因而，面對失能老人照料服務(wù)需求的增長，強(qiáng)化對失能老人照料服務(wù)的實際供給和理論研究，逐步成為政府及研究者們的關(guān)注重點。在國內(nèi)外的已有研究中，更多學(xué)者也開始探討恢復(fù)和激發(fā)家庭在失能老人照料層面的核心作用，即居家照料服務(wù)供給，并在此基礎(chǔ)上，通過正式照料的介入提升整體照料水平，從而有效地降低整體照料成本并優(yōu)化照料模式。另外，伴隨精準(zhǔn)扶貧政策的逐步深入，廣大農(nóng)村地區(qū)的老年人貧困問題得到了有效緩解，但依然存在較多不足，特別是對于既面臨收入困境，又有養(yǎng)老照料需求的農(nóng)村失能老人家庭，這一困境表現(xiàn)地更為突出。為應(yīng)對這一問題，多數(shù)地區(qū)均實施了相應(yīng)的補(bǔ)貼政策，如通過外延式的正式照料供給方式給予失能老人家庭相應(yīng)的政策幫扶，包括專業(yè)的護(hù)理機(jī)構(gòu)服務(wù)供給、家政服務(wù)等內(nèi)容；同時也包含由政府部門購買、第三方社會機(jī)構(gòu)提供具體服務(wù)的方式進(jìn)行。而家庭收入不平等的多元化背后，如何有效地解決經(jīng)濟(jì)貧困以及緩解貧困的可能誘因，不僅需要強(qiáng)化政府實施各種收入保障政策及收入長效增長機(jī)制，而且也要側(cè)重于對面臨更高失能風(fēng)險家庭的照料服務(wù)供給，以緩解雙困家庭的資金和照料服務(wù)雙重困境。

伴隨中國社會結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變及演化，人口流動的加速，空巢化、高齡化、高失能等因素使得城鄉(xiāng)老人均面臨著很大的照料風(fēng)險。其中，中國農(nóng)村老年人的護(hù)理照料需求量顯著更高，且照料服務(wù)供給存在多方面的不足，無論是正式照料，還是傳統(tǒng)家庭的非正式照料均表現(xiàn)出這一特征。作為核心的影響因素，收入在兩方面發(fā)揮著重要的傳導(dǎo)作用。一方面，因收入不平等，貧困老年人家庭的傳統(tǒng)非正式照料在被削減，即照料服務(wù)因子女或直系親屬的外流而擠出；另一方面，因收入不平等的形成，使得貧困家庭老年人面臨著經(jīng)濟(jì)窘境的同時，還缺乏獲得正式照料資源的機(jī)會，從而表現(xiàn)出正式照料的獲得不足。在家庭非正式照料不足的現(xiàn)狀下，正式照料的補(bǔ)充作用顯得更為重要。因而，文章基于這一問題發(fā)現(xiàn)，嘗試從收入不平等視角入手，探討農(nóng)村失能老人在收入不平等情況下的正式照料獲得效應(yīng)，以期在全面建成小康社會的過程中，為完善農(nóng)村失能老人的經(jīng)濟(jì)保障和照料服務(wù)政策改進(jìn)等提供可靠實證支撐。

一、文獻(xiàn)綜述

農(nóng)村失能老人在失能狀態(tài)方面，與城鎮(zhèn)老人相比有其顯著的特點，且在具體照料需求層面，也有其差異性。文章嘗試從以上兩點出發(fā)，并結(jié)合收入不平等發(fā)展趨勢，對既有文獻(xiàn)進(jìn)行梳理。首先，從城鄉(xiāng)比較視角探討老人失能狀態(tài)，如由于樣本調(diào)查規(guī)模、問卷失能指標(biāo)設(shè)定等口徑差異，我國農(nóng)村失能、半失能老人占比約3.3%-19.5%[1,2]，數(shù)量和占比高于城鎮(zhèn)[3]；城鄉(xiāng)老年人在日常功能與健康方面存在差距，農(nóng)村高齡殘障老人增幅更顯著[4,5,6]；性別、教育、收入以及出生隊列等因素，亦影響農(nóng)村老年人失能變動的趨勢和模式[7,8]；相比于城鄉(xiāng)老年人在日常生活能力方面的差距，農(nóng)村老年人在認(rèn)知功能、自評健康以及心理健康等方面與城市老年人差距更大[9]，且不同失能狀態(tài)下的老年人預(yù)期壽命也存在著明顯的差異[10,11]。

其次，從照料現(xiàn)狀和需求兩個方面，探討農(nóng)村失能老人面臨的困境。如對于子女等近親屬提供的家庭非正式照料，老年人更具依賴性；女性是老人照料服務(wù)的主要承擔(dān)者[12,13]，照護(hù)遵循層級補(bǔ)償原則[14]，反映近親—遠(yuǎn)親—朋友和鄰居—社會的序列關(guān)系[15]；農(nóng)村失能老人的照料服務(wù)需求量與其失能等級有較大關(guān)聯(lián)性[16]，但是農(nóng)村空心化、空巢化使傳統(tǒng)照護(hù)方式難以為繼，部分失能老人照護(hù)需求無法滿足[17]，失能、留守的老年弱勢群體成為照護(hù)風(fēng)險的承擔(dān)者[18]；照護(hù)需求因失能程度而存在差異[19,20]，但是也存在著潛在需求和有效需求差異[21]，照護(hù)選擇亦受個體、家庭以及社會支持等多層次因素影響[22]。

其三，從收入不平等視角來看，關(guān)于收入不平等理論研究方面，在Rawls[23]正義論的基礎(chǔ)上，Lefranc et al.[24]基于OECD國家進(jìn)行隨機(jī)占有分析，結(jié)合機(jī)會平等的假設(shè)檢驗結(jié)果顯示，多數(shù)國家均未通過這一假設(shè)條件。Bourguignon et al.[25]則結(jié)合父母社會經(jīng)濟(jì)地位等家庭特征因素，以環(huán)境背景作為考慮，探討了家庭機(jī)會不平等與努力不平等，且反映機(jī)會不平等的環(huán)境背景影響效應(yīng)更高，而Roemer[26,27,28]系統(tǒng)地論述了機(jī)會平等理論。即一個人的“優(yōu)勢”(Advantage)由兩方面因素導(dǎo)致：將自己不可控的因素稱為“環(huán)境”(Circumstance，記為c)，將自己可控的因素稱為“努力”(Effort，記為 e)。在“經(jīng)濟(jì)增長—收入差距—收入流動—收入平等”理論框架基礎(chǔ)上，學(xué)者研究認(rèn)為可以進(jìn)行初始層面的介入提升機(jī)會均等，如通過教育、醫(yī)療等方面的機(jī)會均等化提升機(jī)會平等性，一方面，以上政策介入有利于推動經(jīng)濟(jì)增長；另一方面，可以有效緩解收入不平等造成的負(fù)向沖擊[29]。董麗霞[30]研究發(fā)現(xiàn)，在中國，收入機(jī)會不平等的指數(shù)相對較大，而其中環(huán)境造成的影響達(dá)到了20%，明顯較大，且存在著群體異質(zhì)性，如中等收入群體的機(jī)會不平等水平更高。因而，針對既有收入不平等研究成果，從機(jī)會不平等、努力不平等視角出發(fā)，探討其對農(nóng)村老人的家庭正式照料的影響具有充足的理論基礎(chǔ)。

已有研究發(fā)現(xiàn)，中國農(nóng)村老年人失能水平比城鎮(zhèn)老人更高，且伴隨失能等級提升，其照料需求也相對增加。在實際照料水平方面，非正式照料依然是農(nóng)村老人長期護(hù)理的主要形式，但呈現(xiàn)出明顯的收入不平等雙向擠占特點，且伴隨政府和社會的正式照料增多，農(nóng)村失能老人的照料資源現(xiàn)狀并未呈現(xiàn)出較大的改觀。因而，文章在已有研究基礎(chǔ)上，結(jié)合農(nóng)村老人照料資源發(fā)展現(xiàn)狀，嘗試以正式照料供給政策優(yōu)化為目標(biāo)，以收入不平等為視角，借助2014年和2018年CLHLS調(diào)查數(shù)據(jù)，利用雙邊隨機(jī)前沿模型，實證檢驗農(nóng)村老人在家庭收入不平等對其正式照料獲得的基準(zhǔn)影響及實際的雙邊影響效應(yīng)，以期為推動農(nóng)村老人正式照料供給政策的優(yōu)化和完善、滿足農(nóng)村老人照料需求提供可靠實證支撐。

二、研究方法

(一)收入不平等度量

文章在已有理論研究基礎(chǔ)上，選用廣義熵指數(shù)法中的泰爾指數(shù)計算對數(shù)均值偏差，核心公式為：

(1)

其中，式中M為分組數(shù)量，A為總家庭數(shù)。Am/A表示家庭總量(A)中分組m的比例；Pm/P為某一分組收入占總收入的份額；Tm為分組m的收入泰爾指數(shù)。結(jié)合文章研究目的，需對式(1)進(jìn)行調(diào)整，將收入水平分組標(biāo)準(zhǔn)替換為環(huán)境特征分組標(biāo)準(zhǔn)，進(jìn)而區(qū)別各分組。文章通過環(huán)境變量選取，依據(jù)環(huán)境組別得到不同家庭的收入不平等指數(shù)。其中，環(huán)境變量主要是通過老年人受教育年限、子女?dāng)?shù)進(jìn)行反映。調(diào)查樣本中，老年人受教育年限分布在0～16年；子女?dāng)?shù)分布是在0～14個，將1個界定為1，2～5個界定為2，5個以上界定為3。將老年人受教育年限與子女?dāng)?shù)進(jìn)行合并，從而得到基本組別51個。在實際操作中，基于家庭環(huán)境特征估算對應(yīng)的不平等指數(shù)。

(二)研究模型設(shè)定

由前文分析可知，收入不平等對農(nóng)村老人家庭正式照料存在擠出和溢出兩種效應(yīng)，其符合雙邊隨機(jī)前沿模型的特征。因而，這里基于雙邊隨機(jī)前沿模型測算兩者效應(yīng)的大小及其凈效應(yīng)，從而識別收入不平等對農(nóng)村家庭正式照料的影響。正式照料的分解公式為：

(2)

其中，xit為家庭及個體特征變量，包括家庭收入水平及其不平等程度、子女?dāng)?shù)及老年個體分級失能狀態(tài)、收入來源、性別、喪偶等特征因素；家庭所在社區(qū)特征變量則以起居照料、上門看病等社區(qū)照料服務(wù)供給變量為主。μ(xit)表示最優(yōu)的正式照料水平，反映在最好或處于無效率損失情況下的老年人照料獲得水平。且存在μ(xit)=β(xit)，其中，β為特征變量估計參數(shù)；復(fù)合干擾項ξit=μit-wit+vit，vit為反映因不可觀測因素導(dǎo)致的正式照料水平偏離的隨機(jī)干擾項；μit表示收入不平等對正式照料的擠出效應(yīng)，μit≥0;wit表示收入不平等對正式照料的溢出效應(yīng)，wit≥0。當(dāng)wit=0時，老年人的正式照料僅受收入不平等負(fù)向擠出效應(yīng)影響；當(dāng)μit=0時，收入不平等僅對正式照料產(chǎn)生溢出效應(yīng)。

當(dāng)式(2)中wij、μit僅存在一項不為0時，基準(zhǔn)模型就是一般的單邊隨機(jī)前沿模型，而當(dāng)式(2)中wit、μit全為0時，模型則為一般OLS模型，但因復(fù)合干擾項ξit存在不為0的情況，從而使得OLS模型估計結(jié)果是有偏的。由式(2)可知，實際正式照料水平最終是收入不平等擠出效應(yīng)和溢出效應(yīng)雙邊作用結(jié)果，即收入不平等對正式照料的溢出效應(yīng)使實際正式照料水平高于前沿正式照料水平，而由收入不平等引起的擠出效應(yīng)使得其低于前沿正式照料水平。

(3)

其中，式(3)中的函數(shù)Φ(·)和Φ(·)是基于標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布下的累計分布函數(shù)和概率密度函數(shù)，式(3)的其他參數(shù)的具體設(shè)定如式(4)：

(4)

基于式(4)設(shè)定，對于包含多個觀測值的樣本而言，估計極大似然函數(shù)表達(dá)式為：

(5)

其中，θ=[β,σv,σvw,σit]'，通過最大對數(shù)似然函數(shù)后，便可獲得對應(yīng)的參數(shù)極大似然估計。文章重點關(guān)注收入不平等對于正式照料的擠出效應(yīng)和溢出效應(yīng)，因此，需進(jìn)一步地推導(dǎo)出wit和μit的條件分布，分別記為f(wit|ξit)和f(μij|ξij)，則有：

(6)

(7)

其中，λ=1/σw+1/σμ。以式(6)和式(7)確定的條件分布為基礎(chǔ)，可以分別得到家庭收入不平等對正式照料的溢出效應(yīng)wit和擠出效應(yīng)μit的條件期望：

(8)

(9)

利用式(8)和式(9)可以估計收入不平等擠出效應(yīng)與溢出效應(yīng)對正式照料偏離最優(yōu)水平的偏離絕對程度。利用下式將絕對程度值轉(zhuǎn)換為收入不平等溢出效應(yīng)或擠出效應(yīng)高于或低于最優(yōu)水平的百分比，轉(zhuǎn)換公式如下：

(10)

(11)

基于上文分析，可將收入不平等的凈效應(yīng)歸納如式(12)，即：

NE=E(1-Eμit|ξit)-E(1-E-wit|ξit)=E(e-wit-e-μit|ξit)

(12)

三、研究數(shù)據(jù)及變量定義

(一)研究數(shù)據(jù)

文章數(shù)據(jù)選自于中國老年人健康長壽影響因素(CLHLS)連續(xù)追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)庫覆蓋全國各地區(qū)共22個省市，樣本覆蓋面光，且選取的是最近兩期調(diào)查數(shù)據(jù)，能最大程度的反映當(dāng)前中國農(nóng)村老人照料現(xiàn)狀。文章針對2014年和2018年的兩年期追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，剔除死亡樣本，結(jié)合樣本變量選取，篩選并剔除無效值(空值或缺失值)，構(gòu)造非平衡面板；并結(jié)合農(nóng)村老年人基準(zhǔn)正式照料特點，以及以資金支持與社會服務(wù)供給為主導(dǎo)，最終得到有效農(nóng)村樣本867個。

(二)變量定義

核心被解釋變量：文章被解釋變量為農(nóng)村老人獲得的正式照料，并通過服務(wù)供給和資金支持兩方面進(jìn)行反映。這里選取問卷中“您目前ADL六項日?；顒有枰藥椭?，主要是誰？”和“這些費用由誰支付？”兩個問題進(jìn)行界定，其中，將主要幫助者是朋友鄰里、社會服務(wù)或保姆界定為正式照料服務(wù)供給；將由國家或集體供給資金的界定為正式照料資金支持，并將二者相乘進(jìn)行合并得到正式照料資金量，以此反映農(nóng)村老人獲得正式照料。

核心解釋變量：文章核心解釋變量為農(nóng)村家庭收入不平等，并依據(jù)環(huán)境特征變量進(jìn)行測算，具體測算方法依據(jù)前文第二節(jié)的方法進(jìn)行估算得到。

其他基準(zhǔn)變量及控制變量：為保障檢驗結(jié)果的有效性，基準(zhǔn)變量根據(jù)模型設(shè)定，主要包含家庭收入水平、子女?dāng)?shù)及老年個體分級失能狀態(tài)、收入來源、性別、喪偶等特征因素；家庭所在社區(qū)特征變量以社區(qū)供給的照料服務(wù)為主體，如通過起居照料、上門看病和送藥、精神慰藉、日常購物、社會娛樂活動等變量進(jìn)行反映。其他控制變量方面，控制了地區(qū)變量和年份，其中地區(qū)劃分為東部、中部、西部及東北部進(jìn)行控制，且以東部為對照組控制，年份則以連續(xù)變量控制；失能狀態(tài)分為ADL和IADL，分別根據(jù)調(diào)查樣本中對應(yīng)的六項和八項指標(biāo)相加得到，其中選項1表示獨立，2表示部分獨立，3表示完全不獨立，相加后值越小表示自理能力越強(qiáng)，反之則相反。文章核心變量的定義等描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果分析

本節(jié)在基本模型設(shè)定基礎(chǔ)上，通過農(nóng)村老人正式照料基準(zhǔn)模型，結(jié)合調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實證檢驗，并結(jié)合前文模型分解及期望效應(yīng)估算，實證考察收入不平等對農(nóng)村老年人獲得正式照料的具體效應(yīng)，并探討農(nóng)村老年人在年份、性別、地區(qū)及失能等級等個體特征因素方面的正式照料凈效應(yīng)的群體異質(zhì)性。

(一)模型設(shè)定及農(nóng)村老人正式照料的影響因素

基于前文分析，文章首先對收入不平等影響農(nóng)村老人正式照料效應(yīng)進(jìn)行檢驗，具體如表2所示。表2中模型(1)是OLS估計結(jié)果，而后五列的模型(2)到模型(6)均是基于雙邊隨機(jī)前沿模型MLE估計，且模型(2)是附加了約束條件lnσu=lnσw=0，模型(3)加入對應(yīng)估計值；模型(4)是在模型(3)基礎(chǔ)上控制老人失能狀態(tài)及社區(qū)照料供給內(nèi)容；模型(5)控制地區(qū)效應(yīng)；模型(6)控制了年份因素。估計結(jié)果顯示，收入因素是農(nóng)村老人正式照料的顯著正向因素，即收入越高時，農(nóng)村老人正式照料獲得量會顯著更多?；竟δ茴I(lǐng)域的ADL因素顯著影響農(nóng)村老人正式照料，但I(xiàn)ADL并未有顯著影響，即基本功能領(lǐng)域的失能狀態(tài)是影響農(nóng)村老人正式照料的顯著因素，且失能程度越高時，家庭正式照料也會對應(yīng)越多；收入不平等擠出效應(yīng)與溢出效應(yīng)均顯著，且均在1%水平上顯著。在基準(zhǔn)模型下，表2中還給出了模型擬合程度檢驗，LR檢驗結(jié)果顯示，模型(6)的擬合程度最好，后文也將在模型(6)的變量及測度結(jié)果基礎(chǔ)上對模型進(jìn)行方差分解和效應(yīng)估計。

表2 收入不平等下的正式照料基準(zhǔn)效應(yīng)模型估計

(二)方差分解：農(nóng)村老人正式照料基準(zhǔn)模型中收入不平等的解釋能力

通過表3結(jié)果可知，收入不平等是導(dǎo)致農(nóng)村老年人正式照料偏離最優(yōu)水平的重要影響變量。其中，相對于收入不平等的擠出效應(yīng)，收入不平等的溢出效應(yīng)具有更重要的影響，且二者綜合使得收入不平等的整體效應(yīng)達(dá)到了正向的0.1096，即因收入不平等溢出效應(yīng)的主導(dǎo)作用，從而產(chǎn)生更高的農(nóng)村老人正式照料量。此外，在總方差中，收入不平等無法解釋部分的總方差為1.1311。其中，收入不平等的雙邊效應(yīng)貢獻(xiàn)了較高的78.51%，且收入不平等擠出效應(yīng)則貢獻(xiàn)了其中的41.81%，收入不平等溢出效應(yīng)則貢獻(xiàn)了58.19%，占據(jù)相對重要的主導(dǎo)地位。以上結(jié)果表明，在農(nóng)村老年人家庭正式照料形成過程中，收入不平等溢出效應(yīng)發(fā)揮了相對重要的主導(dǎo)作用，雖然收入不平等擠出效應(yīng)也發(fā)揮了一定的逆向作用，但正式照料更取決于收入不平等的正向溢出作用，從而使得總效應(yīng)呈現(xiàn)出正向作用。

表3 收入不平等下的農(nóng)村老人正式照料效應(yīng)分析

(三)收入不平等擠出效應(yīng)及溢出效應(yīng)估計

1.總體樣本估計結(jié)果

文章研究重點是基于農(nóng)村老年人家庭正式照料，以收入不平等為核心，考察收入不平等對農(nóng)村老人正式照料獲得的凈效應(yīng)。收入不平等下農(nóng)村老年人獲得家庭正式照料的差異，前文相應(yīng)估計式為式(10)、式(11)和式(12)，即在收人不平等下農(nóng)村老年人獲得正式照料量相對于基準(zhǔn)模型下的正式照料量變動百分比。這里在前文分析基礎(chǔ)上，對基準(zhǔn)模型中的收入不平等進(jìn)行單邊效應(yīng)估計，結(jié)果如表4所示，在單邊效應(yīng)方面，農(nóng)村老年人在收入不平等正向溢出單邊作用下獲得的正式照料效應(yīng)高于基準(zhǔn)照料量的41.92%，而收入不平等的擠出效應(yīng)使得老年人正式照料獲得量低于基準(zhǔn)正式照料量的37.86%。雙邊效應(yīng)的結(jié)果使得農(nóng)村老年人在收入不平等下獲得正式照料量高于基準(zhǔn)正式照料量4.06%，即由于收入不平等的影響，收入不平等每提升100個單位時，農(nóng)村老年人獲得正式照料資金量便會提升4.06元。表4后三列表明，在不同樣本四分位上，收入不平等對農(nóng)村老年人家庭正式照料量存在異質(zhì)性影響，且在不同四分位上，正向溢出與負(fù)向擠出共同作用的凈效應(yīng)存在較大群體差異。具體而言，由表4的第一四分位(Q1)結(jié)果可知，有四分之一的農(nóng)村老年人，收入不平等擠出與溢出效應(yīng)的雙邊影響使得其正式照料量低于基準(zhǔn)量15.18%；第二四分位(Q2)則是凈效應(yīng)溢出了2.35%，且從第三四分位(Q3)看，收入不平等凈效應(yīng)使得農(nóng)村老年人正式照料量高于基準(zhǔn)量24.43%，正向溢出的凈效應(yīng)更高。

表4 農(nóng)村老年人收入不平等對正式照料影響凈效應(yīng)(%)

文章進(jìn)一步地基于直方圖，直接考察收入不平等對農(nóng)村老年人正式照料影響的雙邊效應(yīng)及其分布特征，結(jié)果如圖1-3所示。圖1和圖2結(jié)果顯示，收入不平等負(fù)向擠出和正向溢出效應(yīng)均存在向右拖尾的分布特征，且負(fù)向效應(yīng)向右拖尾的幅度更大，即說明在絕對的收入不平等影響方面，只有少數(shù)農(nóng)村老年人在正式照料量方面處于絕對優(yōu)勢或絕對劣勢地位。圖3的分布特征結(jié)果顯示，并非所有農(nóng)村老年人在正式照料量方面都處于收入不平等的絕對優(yōu)勢地位，統(tǒng)計顯示大約有50%的農(nóng)村老年人的收入不平等凈效應(yīng)小于零，即收入不平等在一定程度上擠出了農(nóng)村老年人獲得正式照料量，同時，也意味著有約50%的老年人處于絕對優(yōu)勢地位。整體而言，由于收入不平等的正向溢出效應(yīng)更強(qiáng)，使得整體上的收入不平等正向提升了農(nóng)村老年人正式照料量，從而表現(xiàn)出收入不平等凈效應(yīng)為正，但群體間存在較大差異性，后文將進(jìn)一步細(xì)化分析個體特征對農(nóng)村老年人正式照料獲得量的影響差異性。

在時間分布特征方面，文章分別比較了2014年、2018年兩個年份下收入不平等影響農(nóng)村老年人家庭正式照料的凈效應(yīng)差異，結(jié)果如表5所示。在表5中，2014年到2018年農(nóng)村老年人因收入不平等而導(dǎo)致的正式照料凈效應(yīng)差異為0.33%，且在2018年收入不平等正向凈效應(yīng)有一定程度的提升，但差異較小。其中，在不同四分位群體差異方面，第一四分位(Q1)下農(nóng)村老年人收入不平等的凈效應(yīng)在不同年份均為負(fù)向擠出效應(yīng)，兩年差異為3.84%，而在第二四分位(Q2)與第三四分位(Q3)下存在較大的群體異質(zhì)性，且隨著時間發(fā)展，不同群體凈效應(yīng)均出現(xiàn)降低趨勢。以上結(jié)果表明，隨著時間推移，農(nóng)村老年人因收入不平等導(dǎo)致的正式照料差異存在群體異質(zhì)性，且這一群體異質(zhì)性隨時間發(fā)展有部分發(fā)生變化，如第一四分位的25%人群的凈效應(yīng)有較大程度的提升，而第二四分位和第三四分位下老年人群體的收入不平等凈效應(yīng)均出現(xiàn)降低趨勢。

表5 農(nóng)村老年人收入不平等凈效應(yīng)年度分布特征(%)

2.個體特征下收入不平等與農(nóng)村老年人正式照料

個體特征方面，文章分別從個體性別、地區(qū)及失能程度三個方面進(jìn)行了比較分析，結(jié)果分別如表6、表7和表8所示。表6結(jié)果顯示，性別異質(zhì)性方面，農(nóng)村女性老年人收入不平等的凈效應(yīng)為4.10%，而男性老年人凈效應(yīng)為3.97%，二者差異較小。而在不同四分位異質(zhì)性方面，農(nóng)村男性和女性老年人并未表現(xiàn)出明顯的異質(zhì)性，如第二四分位下農(nóng)村男性老年人與女性老年人的收入不平等凈效應(yīng)分別是2.31%和2.36%，差異為0.05%。但在不同四分位下，同一性別群體內(nèi)部依然存在差異，如第一四分位主要為負(fù)向凈效應(yīng)，第二和第三四分位依然以正向凈效應(yīng)為主導(dǎo)。

表6 性別因素與農(nóng)村老年人收入不平等凈效應(yīng)(%)

表7所示的地區(qū)異質(zhì)性方面，不同地區(qū)農(nóng)村老年人在收入不平等下的正式照料量偏離基準(zhǔn)量存在較大差異。其中，中部和西部地區(qū)農(nóng)村老年人收入不平等凈效應(yīng)分別排在前兩位，且分別為4.40%和4.05%；而東部地區(qū)農(nóng)村老年人的收入不平等凈效應(yīng)則為最低的3.17%。而在不同四分位方面，第一四分位下的東北地區(qū)農(nóng)村老年人的收人不平等凈效應(yīng)負(fù)向作用最大，達(dá)到了-18.57%，與其他地區(qū)老年人存在較大差異，且其在第二四分位與第三四分位均與其他地區(qū)農(nóng)村老年人有明顯的差異。以上結(jié)果表明，在不同區(qū)域，東北地區(qū)不同老人間的群體差異性更大，東部和中部地區(qū)農(nóng)村老年人收入不平等凈效應(yīng)的群體差異較小。

表7 地區(qū)因素與農(nóng)村老年人收入不平等凈效應(yīng)(%)

在失能程度異質(zhì)性方面，表8結(jié)果顯示，這里失能分級根據(jù)ADL和IADL相加得到，相加后分為4類狀態(tài)，1～4分別為健康、輕度失能、中度失能和重度失能狀態(tài)。不同失能程度下，農(nóng)村老年人正式照料偏離程度受收入不平等影響存在明顯的異質(zhì)性。如健康老人的收入不平等凈效應(yīng)為最高的9.27%，大大高于其他失能老人的收入不平等凈效應(yīng)。中度失能老人的收入不平等凈效應(yīng)僅為2.60%，是所有狀態(tài)下的最低值，其中，在第一四分位、第二四分位及第三四分位的凈效應(yīng)值分別為-18.41%、1.25%及23.85%，其第一四分位的凈效應(yīng)是所有失能狀態(tài)群體中負(fù)向效應(yīng)最大的，且第二四分位的1.25%凈效應(yīng)是所有農(nóng)村老年人在此區(qū)間下最低的。以上結(jié)果表明，在不同失能分級狀態(tài)下，群體間的異質(zhì)性較顯著，其中，中度失能狀態(tài)的農(nóng)村老人在整體收入不平等下的凈效應(yīng)最差，比重度失能老人的整體情況還要差，說明收入不平等對中度失能老人的擠出效應(yīng)更大，正式照料的效率損失更高。

表8 失能分級因素與農(nóng)村老年人收入不平等凈效應(yīng)(%)

五、結(jié)論和政策建議

文章以農(nóng)村家庭收入不平等為視角，基于2014年和2018年CLHLS關(guān)于家庭及社區(qū)的調(diào)查數(shù)據(jù)，運用雙邊隨機(jī)前沿模型實證檢驗了農(nóng)村家庭收入不平等對老人家庭正式照料水平的影響。實證檢驗結(jié)果表明，在基準(zhǔn)模型中，家庭收入水平和日常生活活動能力是影響基準(zhǔn)正式照料量的顯著正向因素，而工具性日常生活活動能力變量檢驗結(jié)果并不顯著。收入不平等的正向溢出效應(yīng)和負(fù)向擠出效應(yīng)均顯著，與理論分析結(jié)果一致。

雙邊隨機(jī)前沿模型的方差分解結(jié)果顯示，家庭收入不平等對農(nóng)村老年人正式照料具有非常重要的影響，收入不平等將導(dǎo)致更高的農(nóng)村家庭正式照料。收入不平等的雙邊效應(yīng)貢獻(xiàn)了78.51%，其中，收入不平等擠出效應(yīng)貢獻(xiàn)了其中的41.81%，收入不平等溢出效應(yīng)貢獻(xiàn)了58.19%。在單邊效應(yīng)方面，農(nóng)村老年人在收入不平等正向溢出單邊作用下獲得的正式照料效應(yīng)高于基準(zhǔn)照料量的41.92%，而收入不平等的擠出效應(yīng)使得老年人正式照料獲得量低于基準(zhǔn)正式照料量的37.86%。雙邊效應(yīng)的結(jié)果使得農(nóng)村老年人在收入不平等下獲得的正式照料量高于基準(zhǔn)正式照料量的4.06%，且在不同四分位方面存在明顯的群體差異。而通過直方圖可以發(fā)現(xiàn)，并不是所有人都處在絕對的劣勢或優(yōu)勢地位，且伴隨時間推進(jìn)，農(nóng)村老年人的收入不平等凈效應(yīng)存在變化，且依然存在群體異質(zhì)性。分個體特征比較結(jié)果顯示，農(nóng)村男性老人與女性老人的收入不平等凈效應(yīng)差異較??；在地區(qū)方面，東部地區(qū)農(nóng)村老人收入不平等的凈效應(yīng)最低，中部地區(qū)農(nóng)村老人凈效應(yīng)最高；在失能狀態(tài)方面，健康農(nóng)村老人獲得凈效應(yīng)最大，中度失能老人的收入不平等的凈效應(yīng)最低，但均表現(xiàn)為正，且不同失能狀態(tài)老人的收入不平等凈效應(yīng)在第一四分位(Q1)下均表現(xiàn)為負(fù)，其他四分位均為正，即異質(zhì)性很強(qiáng)?；谝陨戏治?，文章提出農(nóng)村老人收入不平等綜合提升了家庭正式照料水平，核心原因在于收入不平等溢出效應(yīng)高于其擠出效應(yīng)，努力不平等發(fā)揮著更重要的作用。因此，基于文章研究，可以從以下幾方面對正式照料偏離最優(yōu)水平進(jìn)行調(diào)整：首先，針對收入不平等形成原因以努力不平等為主導(dǎo)的特征進(jìn)行政策介入，結(jié)合當(dāng)前精準(zhǔn)扶貧進(jìn)入攻堅階段的背景，在農(nóng)村地區(qū)，針對不同致貧原因，提升貧困者的內(nèi)部脫貧意識和行為動機(jī)，從內(nèi)生層面推動其努力程度。其次，根據(jù)個體特征差異的異質(zhì)性影響，在具體幫扶政策中，也要針對不同地區(qū)和不同失能老人進(jìn)行差異化政策介入，以省份或家庭特征為主體，注重對于農(nóng)村老人家庭核心照料者的正向溢出，以推動其自身努力程度提升為導(dǎo)向，降低因努力不平等造成的收入不平等，并在此基礎(chǔ)上提升家庭正式照料水平；另外，逐步優(yōu)化家庭正式照料供給方式，權(quán)衡是以直接的服務(wù)供給或資金支持為主，還是以補(bǔ)貼家庭照料者的方式進(jìn)行等。