新農(nóng)保對互助養(yǎng)老的溢出效應(yīng)及其機(jī)制研究

趙連閣,王 權(quán),張志堅

(浙江工商大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,浙江 杭州 310018)

一、 引 言

目前,人口老齡化作為全球性的人口發(fā)展趨勢,已經(jīng)成為世界上最難解決的人口問題之一(左學(xué)金,2001)[1]。按照國際標(biāo)準(zhǔn),我國早在1999年60歲及以上人口占比就已達(dá)到10%,正式進(jìn)入老齡化社會。近年來,我國老齡化“城鄉(xiāng)倒置”特征愈發(fā)明顯。相較于城市,農(nóng)村的老齡化情況更加不容樂觀,造成這一現(xiàn)象的主要原因是農(nóng)村青壯年人口的持續(xù)外流(王紅霞,2019)[2]。根據(jù)《2020年年度國家老齡事業(yè)發(fā)展公報》顯示,我國農(nóng)村60周歲及以上人口占農(nóng)村總?cè)丝诒壤瘸擎?zhèn)60周歲及以上人口占城鎮(zhèn)總?cè)丝跀?shù)高出7.99個百分點,65周歲及以上人口占農(nóng)村總?cè)丝诒壤瘸擎?zhèn)65周歲及以上人口占城鎮(zhèn)總?cè)丝跀?shù)高出6.61個百分點,且該差異在很長一段時間內(nèi)會持續(xù)增加(戴建兵和高焰,2021)[3]。嚴(yán)重的人口老齡化也使得相當(dāng)比例的農(nóng)村老年人出現(xiàn)生活困頓、缺乏照料、精神孤寂等一系列養(yǎng)老問題,如何實現(xiàn)農(nóng)村居民“老有所養(yǎng)”已經(jīng)成為一項關(guān)系國計民生的重大議題。

我國農(nóng)村的養(yǎng)老問題一直是政府和社會各界關(guān)注的重中之重(張莉,2021)[4]。為了應(yīng)對養(yǎng)老難題,我國進(jìn)行了長期的探索,并出臺了新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險(以下簡稱“新農(nóng)保”)來提高農(nóng)村老年人的收入水平,減少貧困的發(fā)生(張川川等,2015)[5],在一定程度上緩解了農(nóng)村老年人的經(jīng)濟(jì)支持問題。但是一般的養(yǎng)老服務(wù)除了經(jīng)濟(jì)支持外,還包括生活照料和精神慰藉兩個重要組成部分(石人炳等,2020)[6]。隨著老齡化進(jìn)程的加速,失能失智人口的比例也在快速增加。根據(jù)民政部門數(shù)據(jù),截至2009年,我國農(nóng)村地區(qū)的失能、半失能率就已超過20%(楊團(tuán),2016)[7]。為了應(yīng)對這一照料難題,互助養(yǎng)老模式應(yīng)運而生并在“十四五”規(guī)劃中被提升為應(yīng)對農(nóng)村人口老齡化的國家戰(zhàn)略之一?；ブB(yǎng)老模式的核心是健康老人對于體弱老人的幫助行為,通過互助接力的方式解決照料和心靈慰藉等方面的養(yǎng)老問題(Collom,2008)[8]。作為農(nóng)村養(yǎng)老保障政策的補(bǔ)充,互助養(yǎng)老模式的推廣為滿足農(nóng)村老年人的照料需求和社交需求提供了重要的實現(xiàn)可能。同時這也是一種從老年群體內(nèi)部解決養(yǎng)老問題的可持續(xù)新型養(yǎng)老模式,在中國農(nóng)村具有得天獨厚的潛在優(yōu)勢(辛寶英和楊真,2021)[9]。一方面,互助養(yǎng)老模式可以解決照料的供給問題,可以開發(fā)具有更為充足照料時間的農(nóng)村老年勞動力;另一方面,在地緣意識較重的農(nóng)村地區(qū),作為農(nóng)村熟人社會傳統(tǒng)美德的“守望相助”可以避免農(nóng)村老年人之間的生疏感,同時在老年人的心理需求上給予支持?；ブB(yǎng)老模式不僅是當(dāng)前農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)上的有效補(bǔ)充(杜鵬和安瑞霞,2019)[10],也體現(xiàn)了未來農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)發(fā)展的方向(竇玉沛,2013)[11]。

然而,目前我國互助養(yǎng)老模式在農(nóng)村地區(qū)的實踐情況并不理想。從最早的肥鄉(xiāng)模式到后面的村級鄰里互助點以及農(nóng)村幸福院,都面臨著資金不足、參與度低以及缺乏互助保障等一系列問題。國內(nèi)學(xué)者不得不對互助養(yǎng)老模式的影響因素進(jìn)行深入思考。然而,在目前關(guān)于我國互助養(yǎng)老的研究中,大多數(shù)文獻(xiàn)都集中在理論層面[12]和個體層面廣泛影響因素的探討[3],尚未有文獻(xiàn)專門基于社會保障視角(尤其是基于社會養(yǎng)老保險)細(xì)致考察其在互助養(yǎng)老模式推行中起到的作用。

新農(nóng)保從2009年9月開始試點,現(xiàn)已基本覆蓋全國所有縣級行政區(qū)劃。已有大量文獻(xiàn)研究了新農(nóng)保對于其他養(yǎng)老模式,主要包括對于家庭養(yǎng)老和土地養(yǎng)老產(chǎn)生的溢出效應(yīng)(鄭曉冬等,2020)[13]。那么新農(nóng)保的推行能否對互助養(yǎng)老產(chǎn)生溢出效應(yīng)呢?根據(jù)李琴和周先波(2018)就新農(nóng)保對兒童照料的研究中發(fā)現(xiàn),新農(nóng)?？梢酝ㄟ^縮短勞動時間增加照料孫子女的行為[14],同時鄭曉冬等(2020)認(rèn)為新農(nóng)?？梢詫r(nóng)村老年人幸福感產(chǎn)生影響從而改變其生活方式[13]。從這一角度說,新農(nóng)保的推行確有可能促進(jìn)互助養(yǎng)老。那么作為我國農(nóng)村養(yǎng)老保障政策的新農(nóng)保究竟能否對農(nóng)村老年人的互助行為產(chǎn)生影響?其作用機(jī)制又是如何?新農(nóng)保實施的政策背景為我們回答這些問題提供了一項準(zhǔn)自然實驗的方法。研究新農(nóng)保對互助養(yǎng)老的影響及其作用機(jī)制,對于理解我國的社會保障制度,以及完善相應(yīng)的社會保障政策均具有重要的借鑒意義。

基于此,本文結(jié)合中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)這一具有全國代表性的大型微觀數(shù)據(jù)庫和斷點回歸這一準(zhǔn)實驗方法估計新農(nóng)保對農(nóng)村老年人互助行為的影響。實證結(jié)果顯示,領(lǐng)取新農(nóng)保使得農(nóng)村老年人實施互助行為的概率顯著提升52.4個百分點。為了保證結(jié)果的有效性,我們又從互助行為的需求方出發(fā),使用村級層面的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行驗證,結(jié)果與之前保持一致;機(jī)制研究發(fā)現(xiàn)新農(nóng)保會通過減少農(nóng)業(yè)勞動時間和提升幸福感促進(jìn)農(nóng)村老年人的互助行為;異質(zhì)性研究發(fā)現(xiàn)相對于健康較好、收入程度較高以及東部地區(qū)農(nóng)村老年人,新農(nóng)保對相對弱勢的健康較差、收入程度較低以及中西部地區(qū)農(nóng)村老年人互助行為的促進(jìn)效應(yīng)更加突出。本文的研究結(jié)果表明,中國農(nóng)村養(yǎng)老保障制度的不斷完善可以促進(jìn)互助養(yǎng)老模式的形成。

本文剩余部分的結(jié)構(gòu)安排如下:第二部分將對新農(nóng)保政策進(jìn)行一個簡要描述并通過理論梳理提出本文的研究假設(shè);第三部分介紹本文使用的相關(guān)數(shù)據(jù);第四部分是本文的實證策略,介紹將要使用到的計量模型;第五部分報告本文的實證結(jié)果;第六部分為結(jié)論總結(jié)與相應(yīng)的政策建議。

二、 研究背景與假設(shè)

(一) 政策背景

在黨的十一屆三中全會之后,由于家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制取代了農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì),農(nóng)業(yè)生產(chǎn)取得了顯著成效,由農(nóng)村集體承擔(dān)的社會保障職能也隨之消失。在此情景下,我國于1986年開始試行了農(nóng)村養(yǎng)老保險制度,即老農(nóng)保。但是由于財政補(bǔ)貼力度不夠,老農(nóng)保起到的作用非常微弱(Wang,2006)[15],這就導(dǎo)致養(yǎng)老保險制度其實僅僅起到了一個農(nóng)戶自我儲蓄的作用,難以起到養(yǎng)老在經(jīng)濟(jì)上的保障功能(張曄等,2016)[16]。

為了改善老農(nóng)保存在的問題,2009年9月國務(wù)院發(fā)布了《國務(wù)院關(guān)于開展新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險試點的指導(dǎo)意見》(以下簡稱《指導(dǎo)意見》)并宣布在同年進(jìn)行新農(nóng)保政策的試點工作。新農(nóng)保實施的目的是為農(nóng)村居民養(yǎng)老的經(jīng)濟(jì)支持切實地提供兜底作用。新農(nóng)保的參保主體主要分為三個部分,第一是年滿16周歲的非在校學(xué)生,第二是未參加城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險的農(nóng)村居民,第三是領(lǐng)取政府機(jī)關(guān)退休金的農(nóng)村居民。在養(yǎng)老金發(fā)放方面,分別設(shè)置了統(tǒng)籌賬戶和個人賬戶。當(dāng)參保人員符合養(yǎng)老金領(lǐng)取條件時,政府將撥付由政府財政負(fù)擔(dān)的基礎(chǔ)養(yǎng)老金,每人每月不低于55元。除此之外,還將發(fā)放由個人繳費以及集體和政府補(bǔ)貼共同出資的個人賬戶養(yǎng)老金,在參保人年滿60周歲后以個人賬戶養(yǎng)老金全部儲蓄額除以139作為標(biāo)準(zhǔn),按月發(fā)放到個人賬戶。對于試點啟動時已年滿60周歲、未享受城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險待遇的農(nóng)村戶籍老年人來說,同樣可以領(lǐng)取基礎(chǔ)養(yǎng)老金。這種采取自愿原則同時又與我國財政相掛鉤的養(yǎng)老保險制度在一定程度上解決了我國農(nóng)村居民養(yǎng)老的經(jīng)濟(jì)支持問題,切實起到了兜底作用。目前我國已從2009年設(shè)立的首批320個試點縣發(fā)展為我國所有縣級行政區(qū)的基本覆蓋(馬光榮和周廣肅,2014)[17]。

(二) 文獻(xiàn)綜述

目前關(guān)于我國互助養(yǎng)老的研究中,大多數(shù)文獻(xiàn)都集中在概念界定[12]和個體層面影響因素的探討上[3]。在概念界定方面,有一部分學(xué)者認(rèn)為農(nóng)村互助養(yǎng)老應(yīng)采取與城市地區(qū)“時間銀行”相類似的模式,即互助養(yǎng)老不僅僅局限于供給方以老年人為代表的“老老相助”,也包含供給方以年輕人為代表的“代際互助”(李俏和劉亞琪,2018)[18]。另一部分學(xué)者則認(rèn)為,互助養(yǎng)老的核心特質(zhì)就是老年人之間的“參與共老”和“共享伴老”(楊靜慧,2016)[19],并以達(dá)到“老有所養(yǎng)”“老有所為”為目標(biāo)(張志雄和孫建娥,2015)[20]。在此基礎(chǔ)之上,賀雪峰(2019)則進(jìn)一步細(xì)化了互助養(yǎng)老供需雙方的年齡及健康特征,認(rèn)為互助養(yǎng)老是由低齡老人照顧高齡老人、健康狀況相對較好老人照顧健康狀況相對較差的老人[21]。雖然在理論上互助養(yǎng)老的概念界定眾說紛紜,但在我國目前的實踐運作中仍然還是以老年人作為我國互助養(yǎng)老的主要供給方(袁志剛等,2019)[22]。

影響互助養(yǎng)老的因素很多,當(dāng)前文獻(xiàn)關(guān)注和研究的主要因素包括個體層面、家庭層面以及社會資源稟賦等方面(戴建兵和高焰,2021)[3]。在個體層面,老年人的一系列特征因素諸如年齡、受教育程度、認(rèn)知情況以及居住地區(qū)分布都會影響農(nóng)村老年人是否提供互助養(yǎng)老的可能性,而在家庭層面,與子女之間的代際關(guān)系和一系列諸如經(jīng)濟(jì)情況的家庭特征也會對農(nóng)村老年人互助養(yǎng)老的供給意愿產(chǎn)生影響。在社會資源稟賦上,農(nóng)村老年人的鄰里關(guān)系以及社區(qū)對互助養(yǎng)老的支持力度同樣會影響老年人的互助養(yǎng)老服務(wù)的供給意愿(辛寶英和楊真,2021;郝亞亞和畢紅霞,2017;于長永,2019;楊靜慧,2020)[9,23-25]。然而鮮有文獻(xiàn)考慮社會養(yǎng)老保險對農(nóng)村老年人互助行為的影響。作為農(nóng)村地區(qū)養(yǎng)老保障政策的新農(nóng)保,不僅會對農(nóng)村居民個體福利和農(nóng)村家庭經(jīng)濟(jì)福利帶來影響,還發(fā)揮著在家庭、社區(qū)和養(yǎng)老模式上等更廣泛范圍內(nèi)的溢出效應(yīng)(鄭曉冬等,2020)[13]。因此,新農(nóng)保對農(nóng)村老年人互助行為的影響作用不容忽視。

目前的文獻(xiàn)尚未探討新農(nóng)保對農(nóng)村老年人互助意愿的影響,而是主要集中于探討以新農(nóng)保對于土地養(yǎng)老以及家庭養(yǎng)老等養(yǎng)老模式的溢出作用(鄭曉冬等,2020)[13]。然而與土地養(yǎng)老和家庭養(yǎng)老相比,互助養(yǎng)老更加直接地針對農(nóng)村老年人日益增長的照料需求和精神支持需求(Collom,2008)[8]。同時,互助養(yǎng)老也可以在一定程度上緩解農(nóng)村老年勞動力大量剩余的問題。

綜上可知,已有對互助養(yǎng)老的研究大多還局限于理論探討及定性分析,極少數(shù)定量分析也大多使用局部地區(qū)的調(diào)研數(shù)據(jù)且尚未有文獻(xiàn)從互助養(yǎng)老模式探討新農(nóng)保的溢出效應(yīng)。因此,本研究首先使用賀雪峰(2019)[21]關(guān)于互助養(yǎng)老的概念界定,即低齡健康老人對于高齡體弱老人的照顧。我們選擇這一界定方式除了在我國目前的實踐中這一定義的占比較高外,還因為我國農(nóng)村地區(qū)人口外流現(xiàn)象嚴(yán)重,以年輕人為主要供給方解決農(nóng)村老年人的照料問題并不現(xiàn)實,且作者認(rèn)為農(nóng)村地區(qū)互助養(yǎng)老的核心就是通過農(nóng)村老年人自身的互助行為解決其養(yǎng)老難題,因此我們將農(nóng)村地區(qū)的互助養(yǎng)老界定為低齡健康老人對高齡體弱老人的照顧。其次,在這一概念的基礎(chǔ)之上,我們使用具有全國代表性的大型微觀數(shù)據(jù)庫探究新農(nóng)保對農(nóng)村老年人互助意愿的影響,由于在新農(nóng)保對于其他養(yǎng)老模式溢出效應(yīng)的研究中實證數(shù)據(jù)以及方法使用的差異可能使得結(jié)果大相徑庭,我們將選擇緩解內(nèi)生性相對較好的斷點回歸方法來判別新農(nóng)保和互助養(yǎng)老的因果關(guān)系。

(三) 研究假設(shè)

新農(nóng)保會對養(yǎng)老模式產(chǎn)生一定的溢出效應(yīng)(鄭曉冬等,2020)[13]。領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金可以減少勞動供給,增加閑暇時間,為互助養(yǎng)老提供了時間基礎(chǔ)的同時可以減輕農(nóng)村老年人的相對剝奪感并提升其生活滿意度[13]。具體而言,當(dāng)農(nóng)村老年人領(lǐng)取新農(nóng)保時,其勞動時間顯著減少,雖然當(dāng)前的養(yǎng)老金水平還不足以使得受益者完全退出生計勞動[26],但卻增加了互助養(yǎng)老所必需的閑暇時間,為農(nóng)村老年人增加了提供互助養(yǎng)老的可能性。另一方面,新農(nóng)保會通過增加老年人的經(jīng)濟(jì)獨立性和降低預(yù)期風(fēng)險來提升其生活滿意度[27]。而生活滿意度的提升會在一定程度上改變其生活方式[13],其中也包括出于反饋或者回報心理對他人的幫助行為,因此老年人提供互助養(yǎng)老服務(wù)的可能性也就越高。綜上,本文提出如下假設(shè)1。

假設(shè)1:新農(nóng)保會對互助養(yǎng)老產(chǎn)生溢出效應(yīng)。

在對新農(nóng)保其他溢出效應(yīng)的探討中,與我們聯(lián)系密切的是關(guān)于隔代照料的研究。焦娜(2016)發(fā)現(xiàn)新農(nóng)保除了會對家庭養(yǎng)老起到一定的替代效應(yīng)外,還會擠入隔代照料[28]。李琴和周先波(2018)就新農(nóng)保影響隔代照料的機(jī)制進(jìn)行了研究,他們認(rèn)為在新農(nóng)保影響隔代照料的間接效應(yīng)是新農(nóng)保減輕了老年人的農(nóng)業(yè)勞動時間,進(jìn)而增加閑暇時間照顧小孩[14]。在關(guān)于新農(nóng)保與照料方面的研究中,農(nóng)村老年人除適當(dāng)參加農(nóng)業(yè)勞動和非農(nóng)勞動的家庭市場活動外,其余時間均應(yīng)屬于閑暇[14]。代替勞動時間的閑暇是增加老年人產(chǎn)生照料行為的基礎(chǔ),從而更可能做出為他人提供照料服務(wù)的可能性,因此,提出本文的假設(shè)2:

假設(shè)2:新農(nóng)保會通過降低農(nóng)業(yè)勞動時間促進(jìn)互助養(yǎng)老。

最后,新農(nóng)保還會通過絕對收入效應(yīng)、相對收入效應(yīng)和時間分配效應(yīng)來產(chǎn)生個體的主觀福利(Chen等,2018;鄭曉冬和方向明,2018)[29,30]。由于逐漸退出勞動市場,農(nóng)村老年人容易產(chǎn)生被剝奪感(Sickles和Taubman,1986)[31]。而來自他人與社會的支持可以增強(qiáng)農(nóng)村老年人對日常生活的適應(yīng)性(方黎明,2016)[32]。除此之外,盡管新農(nóng)保養(yǎng)老金的數(shù)額在收入結(jié)構(gòu)中占據(jù)了相對較小的部分,但是其精神慰藉的作用確可以增強(qiáng)老年人的自尊心從而在一定程度上提升生活滿意度(鄭曉冬和方向明,2019)[33]。Ding(2017)和Chen等(2018)也通過實證驗證了新農(nóng)?？梢蕴岣呃夏耆藢ι畹姆e極態(tài)度,降低抑郁程度,提升其主觀福利[29,34]。這種主觀福利的改善,除了可以提升農(nóng)村老年人對未來的生活信心,還會對老年人的生活方式產(chǎn)生影響(鄭曉冬等,2020)[13]。來自社會保障的支持越多,越有可能出于回報或反饋的心理,為需要幫助的老年人提供養(yǎng)老服務(wù)。因此,我們提出本文的假設(shè)3:

假設(shè)3:新農(nóng)保會通過提升生活滿意度促進(jìn)互助養(yǎng)老。

三、 數(shù)據(jù)介紹

(一) 數(shù)據(jù)來源

本文使用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)數(shù)據(jù)。為了分析我國老齡化面臨的各種問題,推動老齡化學(xué)術(shù)研究,北京大學(xué)國家發(fā)展研究院和中國社會科學(xué)調(diào)查中心分別主持和執(zhí)行的一項大型跨學(xué)科調(diào)查項目CHARLS,收集了中國45歲及以上中老年人家庭和個人的樣本數(shù)據(jù)。該樣本數(shù)據(jù)是一套具有代表性的高質(zhì)量微觀數(shù)據(jù)。自2011該項目年開展以來,覆蓋區(qū)域達(dá)全國150個縣級單位,450個村級單位,這些樣本此后兩到三年追蹤一次,且調(diào)查結(jié)束一年后,數(shù)據(jù)對外公開。截至2018年全國追訪完成時,樣本量已包含1.24萬戶家庭和1.9萬名受訪者。

本文在個體層面的斷點回歸模型使用的是最新的2018年CHARLS數(shù)據(jù),而村級層面的雙向固定效應(yīng)模型使用的則是2013年、2015年和2018年的三期面板數(shù)據(jù)。選擇CHARLS數(shù)據(jù)研究新農(nóng)保對農(nóng)村老年人互助行為有兩個明顯的優(yōu)勢:第一,目前對互助養(yǎng)老的研究大多局限于地區(qū)調(diào)研數(shù)據(jù),CHARLS數(shù)據(jù)覆蓋面達(dá)到了中國大陸不包括西藏自治區(qū)在內(nèi)的所有省份,使用該數(shù)據(jù)得出的結(jié)論更具有代表性;第二,我們研究的是老年人養(yǎng)老模式的溢出效應(yīng),CHARLS本身就是包含了豐富老年信息的中老年人調(diào)查,CHARLS數(shù)據(jù)對我們進(jìn)行該項研究具有很高的針對性。

(二) 樣本選取

本文研究的是領(lǐng)取新農(nóng)保對農(nóng)村居民互助行為的影響,因此我們首先將樣本選取為農(nóng)村戶籍人口,同時為了排除其他養(yǎng)老保險可能帶來的影響,我們剔除了參與新農(nóng)保以外其他養(yǎng)老保險的受訪者。享有其他類型的養(yǎng)老保險同樣可能影響農(nóng)村老年人的互助行為,納入這部分受訪者很可能使得估計結(jié)果有偏。之后參考易定紅和趙一凡(2021)[35]的做法,選取CHARLS個人問卷中年齡在50歲至70歲參加新農(nóng)保的農(nóng)業(yè)戶口樣本共計6539個。除此之外,為了結(jié)果的穩(wěn)健性,我們也參考了張川川和陳斌開(2014)[36]的做法,將樣本并不再僅僅限定于新農(nóng)保的參與者身上。因為是否參保是個人選擇的結(jié)果,僅選取新農(nóng)保的參保者進(jìn)行分析可能無法很好地代表農(nóng)村戶籍人口這一總體,因此我們基準(zhǔn)回歸另一部分的樣本設(shè)定也并不再僅僅局限于新農(nóng)保的參與者身上,以此來保證結(jié)果的穩(wěn)健性。

(三) 變量選取與描述

1.自變量選取。本文參考相關(guān)文獻(xiàn)對領(lǐng)取新農(nóng)保的設(shè)定[35,37],將是否領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金作為核心自變量,領(lǐng)取取值為1,否則為0。

2.因變量選取。因為我國農(nóng)村地區(qū)人口外流現(xiàn)象嚴(yán)重,以年輕人為主要供給方解決農(nóng)村老年人的照料問題并不現(xiàn)實,且作者認(rèn)為農(nóng)村地區(qū)互助養(yǎng)老的核心就是通過農(nóng)村老年人自身的互助行為解決其養(yǎng)老難題,因此參考Collom(2008)[8]和賀雪峰(2019)[21]對互助養(yǎng)老的定義,將農(nóng)村地區(qū)的互助養(yǎng)老界定為低齡健康老人對高齡體弱老人的照顧。在我們的研究中,因變量選取為過去一個月內(nèi)對不與受訪者住在一起的病人或殘疾人(非親人)的照顧頻率,沒有為0,不經(jīng)常為1,差不多每月一次為2,差不多每天為3。(1)由于不與受訪者住在一起的病人或殘疾人可能是其親人,為了避免與“家庭養(yǎng)老”相混淆,我們排除了不與受訪者住在一起的病人或殘疾人是其親人的可能性從而保證我們因變量選取的正確性。下文出現(xiàn)的該因變量均代表對受訪者非親人的照顧頻率并不再贅述。感謝匿名審稿人提出的寶貴建議。為了強(qiáng)調(diào)互助養(yǎng)老的定義,根據(jù)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn),因為健康和記憶的原因,需要別人幫助洗澡的老年人平均年齡為62.284歲,需要別人幫助上廁所的個體平均年齡為62.045歲,需要別人幫助做飯的個體平均年齡為62.231歲,需要別人幫助吃藥的個體平均年齡為62.323歲,不難看出需要被照料的個體年齡普遍超過了60歲,這也從一方面印證了因變量選擇的嚴(yán)謹(jǐn)性。

3.控制變量選取。在斷點回歸的方法中,是否加入控制變量對于回歸顯著性并無影響,但是可以增加其估計精度及其準(zhǔn)確性。本文選取了被訪者的性別、受教育程度、婚姻狀態(tài)、民族、黨員身份、是否參加醫(yī)保收入、自評健康、代際關(guān)系以及所在地區(qū)作為協(xié)變量(具體見表1)。

表1 變量描述性統(tǒng)計

從表1不難看出,被訪者的互助行為平均值為0.05,這一數(shù)值相對于同時期新農(nóng)保對于慈善捐贈的研究可能更有意義,因為在新農(nóng)保政策實施的農(nóng)村地區(qū),經(jīng)濟(jì)支持已經(jīng)有了最基本的保障,捐贈金額杯水車薪,同時在農(nóng)村地區(qū)老年人的互助行為更多地表現(xiàn)在生活照料和精神慰藉方面(聶建亮等,2021)[38]。新農(nóng)保的參保率為0.492,也符合我國的基本國情。運行變量平均值不到0,除了說明我們樣本的年齡分布較為平衡外,還說明有接近一半的人沒有達(dá)到男性退休年齡。因為領(lǐng)取新農(nóng)保的農(nóng)業(yè)戶口樣本大多數(shù)從事農(nóng)業(yè)工作,因此在以往的研究中很少專門討論退休可能帶來的影響。為了穩(wěn)妥起見,我們還是在穩(wěn)健性檢驗部分和機(jī)制部分又進(jìn)行了實證檢驗來排除退休問題可能造成的影響。

四、 實證策略

(一) 個體層面

本文研究的核心問題是獲得新農(nóng)保養(yǎng)老金會對農(nóng)民的互助行為產(chǎn)生怎樣的影響。在實際研究中,由于個體特征變量存在測量誤差、部分變量難以觀測以及反向因果問題的存在,我們的研究必然存在內(nèi)生性問題。而內(nèi)生性問題在多大程度上得到緩解決定了結(jié)果的準(zhǔn)確性與可靠性。目前針對新農(nóng)保實施效果的各項研究所采用的工具變量法或雙重差分法等線性回歸方法存在一定的不足之處(易定紅和趙一凡,2021)[35]。首先,是否參保并不完全外生。其次,由于政策設(shè)定導(dǎo)致的參與新農(nóng)保的個體在達(dá)到60歲法定年齡后才能領(lǐng)取養(yǎng)老金,普通的線性估計方法會產(chǎn)生偏誤。本文借鑒張川川和陳斌開(2014)[36]的做法,采用斷點回歸設(shè)計(RDD)的分析框架研究領(lǐng)取養(yǎng)老金對于農(nóng)村居民互助行為的影響。

斷點回歸是利用政策制度上的非連續(xù)性將樣本按照外生的制度規(guī)則隨機(jī)分配到斷點兩側(cè),從而構(gòu)造類似自然實驗的準(zhǔn)自然實驗方法(馬光榮等,2016)[39],在一定程度上緩解了內(nèi)生性問題。對于本文而言,新農(nóng)?！吨笇?dǎo)意見》提供了斷點回歸所需的外生制度斷點,也就是說在60歲左右的參保人除了是否領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金外在其他方面并無顯著差異,那么農(nóng)村老年人互助行為的非連續(xù)變動就可以認(rèn)為是處理狀態(tài)也即領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金造成的。就我們的樣本而言,60歲以下的農(nóng)村居民領(lǐng)取養(yǎng)老金的概率并非為0,而是1.88%,而60歲以上的群體沒有領(lǐng)取養(yǎng)老金的概率也并非為0,而是4.07%。這意味著處理狀態(tài)為1的概率發(fā)生了顯著跳躍(Fuzzy),只是在60歲的變化并非從0變?yōu)?(Sharp)。Lee和Lemieux(2010)指出,只要個體不能完全操縱驅(qū)動變量,那么當(dāng)處理狀態(tài)為1的概率在制度斷點前后并非從0到1嚴(yán)格變化時,應(yīng)使用模糊斷點回歸設(shè)計(Fuzzy RD)的策略來進(jìn)行因果識別[40]。在使用2SLS框架進(jìn)行估算時,具體的估計方程為:

第一階段回歸:

Receivei=δ+τEligibilityi+f(Agei)+ωi

(1)

第二階段回歸:

yi=α+γReceivei+f(Agei)+εi

(2)

式(1)中Receivei為一虛擬變量,表示樣本i是否收到干預(yù)的真實狀態(tài),即是否領(lǐng)取了新農(nóng)保養(yǎng)老金,領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金取1,反之則取0。Eligibilityi同樣為一虛擬變量,表示樣本i的應(yīng)收到干預(yù)的理論狀態(tài),就本研究而言,只要個體i年滿60周歲取1,否則取0。Agei代表驅(qū)動變量(Running Variable),用受訪者的真實年齡與60歲之差來代表,f(Agei)為驅(qū)動變量的多項式函數(shù),ωi為誤差項。式(1)表明,在制度規(guī)則下,農(nóng)村居民是否能夠獲得新農(nóng)保養(yǎng)老金(Receivei)極大程度上取決于年齡是否達(dá)到60歲(Eligibilityi)。因此,外生的制度規(guī)則會使得式(1)得出的個體理論上接受干預(yù)的概率估計值成為其真實干預(yù)狀態(tài)Receivei的工具變量。

式(2)中,yi為農(nóng)村老年人的互助行為,εi為誤差項,其余設(shè)定與式(1)相同。首先,對式(1)采取如下兩種估計等式:(1)局部線性回歸方法,使得f(Agei)=θ0Agei+θ1Eligibilityi×Agei,并選用最優(yōu)帶寬和三角核函數(shù)。在斷點回歸分析中,面臨帶寬大小的權(quán)衡問題,帶寬越小意味著估計結(jié)果精確性的提升以及樣本觀測值數(shù)量的損失,反之,帶寬越大則意味著估計精度的下降以及樣本觀測數(shù)量的增加。因此為保證估計結(jié)果的穩(wěn)健性,我們也匯報了兩倍最優(yōu)帶寬下的估計結(jié)果。(2)多項式回歸方法,使得f(Agei)=∑Kk=1θkAgeki,其中最優(yōu)多項式階數(shù)K參照Akaike的設(shè)定方法。對于多項式回歸的帶寬選擇,我們除了使用從局部線性回歸中得到的最優(yōu)帶寬,還使用了50歲至70歲的全部樣本。參照Imbens和Lemieux(2007)[41]的做法,使用相同的帶寬,在階數(shù)選擇方面,參照Lee和Lemieux(2010)[40]的做法,使式(2)和式(1)的多項式階數(shù)保持一致,從而得出式(2)的估計值,也就是模糊斷點回歸的估計結(jié)果。

(二) 村級層面

村級層面使用2013年、2015年和2018年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)三期面板數(shù)據(jù),在村莊層面,也是互助養(yǎng)老的需求層面研究領(lǐng)取新農(nóng)保對于中國農(nóng)村居民互助行為的影響。我們采用時間和個體雙向固定效應(yīng)模型,具體的模型設(shè)定如下:

yit=β0+β1ratioit+β2Xit+μi+θt+εit

(3)

其中,yit表示第i個村莊老年人第t年在洗澡、上廁所、做飯和吃藥四個方面需要照顧而又得到照顧(不包含親人照顧)的比例指標(biāo),ratioit表示第i個村莊第t年除去這些需要照料的老年人之外其余農(nóng)村老年人的新農(nóng)保領(lǐng)取情況,Xit表示村莊i隨時間變化的相關(guān)控制變量,包括了男性比例、平均受教育年限、已婚比例、黨員比例以及漢族比例,μi表示村莊固定效應(yīng),θt表示年份固定效應(yīng)。

五、 實證結(jié)果與分析

(一) 圖形分析

在進(jìn)行經(jīng)驗驗證之前,我們先以圖的形式展現(xiàn)驅(qū)動變量(年齡)同處理變量(是否領(lǐng)取新農(nóng)保)以及結(jié)果變量(對和被訪者不住在一起的病人或殘疾人的照顧頻率)之間的關(guān)系。通過圖形我們可以更加直觀地理解斷點回歸方法的內(nèi)在含義,當(dāng)然這也是該方法使用前的常規(guī)流程(Lee和Lemieux,2010)[40]。

圖1和圖2顯示了作為驅(qū)動變量的年齡與處理變量是否領(lǐng)取新農(nóng)保的關(guān)系,也就是模糊斷點回歸的一階段結(jié)果。不難發(fā)現(xiàn),隨著年齡的增長,無論樣本是新農(nóng)保的參保者還是不僅包括新農(nóng)保參保者的樣本,領(lǐng)取新農(nóng)保的比例都在提升,并在60歲時有個非常明顯的跳躍,這也與《指導(dǎo)意見》里規(guī)定的制度年齡完全相同。

圖1 50歲至70歲參與新農(nóng)保的樣本

圖2 50歲至70歲全體樣本

圖3和圖4展現(xiàn)了驅(qū)動變量與結(jié)果變量的關(guān)系,也就是模糊斷點估計中的簡約型(reduced form)結(jié)果。無論樣本是限定在新農(nóng)保的參與者,還是全體樣本,我們都再次在60歲這一點看到明顯的跳躍,這也說明了領(lǐng)取新農(nóng)?？梢源龠M(jìn)農(nóng)村老年人的互助行為。需要注意的是,隨著年齡增大,農(nóng)村老年人對于不住在一起的病人或殘疾人的幫助頻率都有一定程度的下降,且在斷點右側(cè)更為明顯,這也說明了若使用線性回歸模型進(jìn)行估計并不合適。

圖3 50歲至70歲參與新農(nóng)保的樣本

圖4 50歲至70歲全體樣本

(二) 回歸結(jié)果

從圖1和圖2可以看出,年滿60歲會顯著增大領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金的概率。圖3和圖4則可以看出農(nóng)村老年人的互助行為在年齡斷點處有顯著提升。盡管上述圖形已經(jīng)清晰地展示了處理變量(是否領(lǐng)取新農(nóng)保)和結(jié)果變量(老年人的互助行為)在年齡斷點處的非連續(xù)變化,初步展現(xiàn)了新農(nóng)保可以提升農(nóng)村老年人的互助行為,但是是否存在提升作用以及提升作用究竟有多大仍然要以實證估計的結(jié)果為準(zhǔn)(Lee和Lemieux,2010)[40]。

表2為模糊斷點回歸基準(zhǔn)分析結(jié)果,和之前所述一致,我們既使用50歲至70歲的參保個體樣本來保證結(jié)果的純粹性,又選取50歲至70歲的所有樣本來保證樣本的代表性,表2中類型1代表新農(nóng)保參保者的限定樣本,類型2代表不僅僅包含新農(nóng)保參保者的非限定樣本。表中前兩列使用了局部線性回歸方法,第一列估計采用了Imbens和Kalyanaraman(2012)[42]計算的最優(yōu)帶寬,第二列使用了兩倍的最優(yōu)帶寬來考察結(jié)果的穩(wěn)健性。第三列和第四列分別使用了第一列計算出的最優(yōu)帶寬和50歲至70歲幾乎包含了所有樣本的多項式進(jìn)行回歸,得到了非常一致的回歸結(jié)果,新農(nóng)保會顯著增加老年人的互助行為,即對不與被訪者住在一起的病人或殘疾人提供照料。從最優(yōu)帶寬的估計結(jié)果顯示,領(lǐng)取新農(nóng)保的農(nóng)村老年人互助行為的概率提升了52.4個百分點,采用其他帶寬的估計結(jié)果同樣顯著。無論是年齡帶寬的改變,還是模型設(shè)定的變化,都不影響我們得出的結(jié)論,即領(lǐng)取新農(nóng)保會顯著提升農(nóng)村老年人的互助行為,本文假設(shè)1得以驗證。

表2 新農(nóng)保對農(nóng)村老年人互助行為的影響

(三) 模型的穩(wěn)健性檢驗

斷點回歸方法是一種緩解內(nèi)生性較好的準(zhǔn)實驗方法,但其適用條件及穩(wěn)健性檢驗也較為嚴(yán)格。本部分就是對該方法適用條件的檢驗,分別為安慰劑檢驗、將核密度函數(shù)的形式替換為矩形核函數(shù)或高斯核函數(shù)進(jìn)行檢驗、估計時加入控制變量、對控制變量在斷點處的連續(xù)性進(jìn)行檢驗、對于驅(qū)動變量密度函數(shù)的連續(xù)性檢驗。

1.安慰劑檢驗。當(dāng)我們改變斷點位置為57歲、58歲、59歲、61歲、62歲、63歲時,用同樣的方法進(jìn)行安慰劑檢驗。根據(jù)表3,除了當(dāng)斷點設(shè)定在61歲且選取最優(yōu)帶寬時,結(jié)果在10%的統(tǒng)計水平下顯著外,其余結(jié)果均不顯著。當(dāng)把帶寬選取為兩倍最優(yōu)帶寬時,結(jié)果仍不顯著,這在一定程度上驗證了我們選擇政策規(guī)定的60歲作為斷點的合理性。

表3 證偽檢驗

2.替換核密度函數(shù)。我們對于斷點回歸分析中的非參數(shù)方法進(jìn)行密度函數(shù)的替換,在本節(jié)中將核密度函數(shù)替換為非三角核密度函數(shù),具體為矩形核密度函數(shù)和高斯核密度函數(shù)進(jìn)行估計(見表4)。根據(jù)表4第(1)列和第(2)列,可以看出,領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金對農(nóng)業(yè)戶口老年人的互助行為影響仍然顯著,且分別提升45.2個百分點和48.4個百分點。三角核密度函數(shù)的估計精確度要高于矩形核,但為了驗證結(jié)果的穩(wěn)健性,我們?nèi)赃x取了矩形核密度函數(shù)進(jìn)行估計,回歸結(jié)果仍然在5%的統(tǒng)計水平下顯著,在更換高斯核密度函數(shù)的估計后結(jié)果依然如此,這也進(jìn)一步驗證了結(jié)果的穩(wěn)健性。

表4 更換核函數(shù)、加入控制變量以及分樣本的穩(wěn)健性檢驗

3.加入其他控制變量。在斷點回歸方法上,是否加入控制變量對結(jié)果影響不大,但是可以提高其估計準(zhǔn)確度和精度。從表4第(3)列中可以看出,加入一系列控制變量后我們的結(jié)果仍然顯著,且對于最優(yōu)帶寬和兩倍的最優(yōu)帶寬分別提升了51.7個百分點和17.0個百分點,與原結(jié)果保持高度一致。此外,我們用同樣的方法對控制變量進(jìn)行模糊斷點回歸分析(見表5),可以看出控制變量在斷點處均連續(xù),這也說明農(nóng)村老年人互助行為發(fā)生跳躍來自新農(nóng)保養(yǎng)老金的因果推斷值得信任,從而排除了其他因素的干擾。

表5 控制變量的連續(xù)性檢驗

4.關(guān)于退休的討論。退休行為是僅針對城鎮(zhèn)務(wù)工人員產(chǎn)生的一種工作狀態(tài),男性的法定退休年齡為60歲,女性為55歲。在關(guān)于新農(nóng)保溢出效應(yīng)的研究中,樣本大多都已限定在農(nóng)業(yè)戶口樣本,因此對退休的討論并不多見而且大多局限于使用非參保樣本進(jìn)行證偽檢驗?？墒沁@種驗證方式的準(zhǔn)確性有待商榷,因為是否參加新農(nóng)保并不能代表是否屬于城鎮(zhèn)務(wù)工人員。為了對農(nóng)村老年人互助行為是否由退休行為作出驗證,我們將樣本限定在農(nóng)業(yè)戶口的女性群體,回歸結(jié)果見表4第(4)列,即便對于退休年齡在55歲的女性來說,新農(nóng)保也可以顯著促進(jìn)農(nóng)村老年人的互助行為,從而可以驗證農(nóng)村老年人的互助行為是由領(lǐng)取新農(nóng)保帶來的。

5.驅(qū)動變量密度函數(shù)的連續(xù)性檢驗。斷點回歸一條重要的假設(shè)條件是驅(qū)動變量的密度函數(shù)在斷點處連續(xù)。我們的驅(qū)動變量是年齡,首先在理論上不能操縱,但如果個體為了提前獲取養(yǎng)老金虛報年齡也有可能造成我們的估計結(jié)果有偏。問卷里關(guān)于年齡的問題除了基本的問戶口本或者身份證上的年齡外,還會詢問其真實年齡。由于身份證上的年齡不能造假,不存在虛報年齡提前領(lǐng)取新型農(nóng)村養(yǎng)老保險的可能,但是為了回歸結(jié)果更加精確,我們在實證檢驗部分選取的是樣本的真實年齡。根據(jù)Meng(2013)[43],圖5是我們根據(jù)數(shù)據(jù)繪制的個體年齡的密度分布,斷點右側(cè)樣本數(shù)量并未明顯增加且斷點兩側(cè)樣本數(shù)量并無顯著差異,這說明驅(qū)動變量是未受操縱且外生的。緊接著我們參考McCrary(2007)[44]的檢驗方法做進(jìn)一步檢驗。根據(jù)圖6不難發(fā)現(xiàn),年齡密度函數(shù)在斷點處同樣保持連續(xù)。從而進(jìn)一步驗證了我們的運行變量在斷點處的連續(xù)性假設(shè),即不存在對運行變量的操縱。

圖5 密度直方圖

圖6 McCrary檢驗

(四) 村級層面的回歸結(jié)果

在村級層面,我們根據(jù)模型設(shè)定繼續(xù)研究新農(nóng)保對于農(nóng)村居民互助行為的影響。表6是村級層面上使用雙向固定效應(yīng)模型(3)的估計結(jié)果。表6的被解釋變量為每個村莊居民在洗澡、上廁所、做飯和吃藥四個方面需要照顧而又得到照顧(非親人照顧)的比例,表6第(1)列只放入了核心解釋變量ratioit,表示第i個村莊第t年除去這些需要照料的老年人之外其余農(nóng)村老年人的新農(nóng)保領(lǐng)取情況。

表6 新農(nóng)保對農(nóng)村老年人互助行為的影響

我國于2016年7月出臺了《關(guān)于開展長期護(hù)理保險制度試點的指導(dǎo)意見》并選擇在15個城市進(jìn)行試點。為了排除其干擾,第(2)列為去掉這15個城市后的回歸結(jié)果。除此之外,在引言中我們已經(jīng)描述了農(nóng)村地區(qū)一系列有組織的互助養(yǎng)老行為效果并不顯著,但為了避免其干擾,我們在第(3)列又排除了有組織協(xié)助老弱病殘組織的村莊。第(4)列是在基準(zhǔn)回歸的基礎(chǔ)上加上控制變量進(jìn)行回歸的結(jié)果。從表6可以看出,若某個村莊領(lǐng)取新農(nóng)保的比例越高,那么互助行為發(fā)生的比例也會提高,具體來說,在村級層面上,領(lǐng)取新農(nóng)保的比例每增加10%,互助行為會平均增加0.054至0.069左右,這也是從互助養(yǎng)老的需求側(cè)對我們的假設(shè)1進(jìn)行驗證。

需要特別強(qiáng)調(diào)的是,村級層面的回歸并不僅僅是微觀個體的單純放大,而是從互助養(yǎng)老的需求方考慮新農(nóng)保對其影響。在數(shù)據(jù)介紹部分我們已經(jīng)從數(shù)據(jù)描述上看出需要照顧的病人或殘疾人的平均年齡在60歲以上,再次驗證了我們研究的內(nèi)容是新農(nóng)保對于互助養(yǎng)老的作用。

(五) 新農(nóng)保提升互助養(yǎng)老的機(jī)制檢驗

1.勞動時間機(jī)制。為了證實上述的假設(shè)2,我們同樣使用斷點回歸方法驗證新農(nóng)保會通過勞動時間促進(jìn)互助養(yǎng)老。雖然在勞動供給方面,黃宏偉等(2014)和張川川等(2015)都證實了新農(nóng)保養(yǎng)老金有助于減輕農(nóng)村老年人的勞動負(fù)擔(dān)[5,45]。但是一部分學(xué)者認(rèn)為新農(nóng)保對于農(nóng)業(yè)和非農(nóng)勞動均產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)(劉亞洲等,2016)[46]。另一部分學(xué)者則認(rèn)為新農(nóng)保對于勞動時間的影響僅局限于農(nóng)業(yè)勞動,而對非農(nóng)業(yè)勞動沒有影響(趙晶晶和李放,2017;李江一和李涵,2017)[26,47]。我們的目的并非驗證新農(nóng)保對于勞動時間的影響,而只想研究新農(nóng)保是否通過減少勞動時間促進(jìn)互助養(yǎng)老以及主要通過何種勞動時間對其進(jìn)行影響。因此根據(jù)工作性質(zhì)將樣本分為參與農(nóng)業(yè)勞動樣本和參與非農(nóng)勞動的樣本,包括受雇和非農(nóng)自雇兩種樣本,我們沒有直接使用勞動時間作為因變量,其原因有兩點。第一,當(dāng)前學(xué)界就新農(nóng)保對于勞動時間的影響產(chǎn)生分歧主要存在于非農(nóng)業(yè)勞動時間,而對于勞動時間的結(jié)論是一致的;第二,雖然前面已經(jīng)對退休可能帶來的影響進(jìn)行了排除,但是為了結(jié)果的可靠性,這樣區(qū)分可以更加精確地避免退休帶來的偏誤。

表7的結(jié)果顯示新農(nóng)保僅通過減少勞動農(nóng)業(yè)時間促進(jìn)農(nóng)村老年人的互助養(yǎng)老行為,這也與李琴和周先波(2018)的研究類似,農(nóng)業(yè)勞動時間和家庭照料成反比,當(dāng)農(nóng)業(yè)勞動時間減少時,可以增加一定的照料時間[14]。而新農(nóng)保之所以沒有通過非農(nóng)勞動時間促進(jìn)農(nóng)村老年人的互助養(yǎng)老行為,一方面可能是和趙晶晶和李放(2017)的研究一致,新農(nóng)保并沒有減少非農(nóng)勞動時間[26];另一方面可能是因為非農(nóng)勞動時間并不能促進(jìn)照料時間。雖然這一檢驗也可能存在其他問題的干擾,諸如在從事農(nóng)業(yè)勞動的人群中,可能關(guān)系網(wǎng)絡(luò)連接更加緊密,但是這也為新農(nóng)保促進(jìn)互助養(yǎng)老的農(nóng)業(yè)勞動時間機(jī)制提供了初步的證據(jù),假設(shè)2得以驗證。

表7 新農(nóng)保促進(jìn)農(nóng)村老年人互助行為的農(nóng)業(yè)勞動時間機(jī)制

表8 新農(nóng)保促進(jìn)農(nóng)村老年人互助行為的生活滿意度機(jī)制

2.生活滿意度機(jī)制。接下來我們對假設(shè)3進(jìn)行實證檢驗。同樣在使用模糊斷點回歸方法對生活滿意度進(jìn)行經(jīng)驗驗證時可以發(fā)現(xiàn),無論是最優(yōu)帶寬還是兩倍的最優(yōu)帶寬,新農(nóng)保都會顯著提升農(nóng)村老年人的生活滿意度,這也與易定紅和趙一凡(2021)[35]的研究結(jié)果一致。李琴和周先波(2018)認(rèn)為新農(nóng)保會促使農(nóng)村老年人增加對自家兒童的照料時間,這是一種基于血緣關(guān)系的責(zé)任[14]。但在互助養(yǎng)老方面,沒有一定要進(jìn)行互助養(yǎng)老的義務(wù),可能更多的是因為主觀福利改善帶來的生活方式產(chǎn)生的變化。從表8的回歸結(jié)果可以看出,我們的假設(shè)3得以驗證。

(六) 新農(nóng)保提升互助養(yǎng)老的異質(zhì)性分析

通過上述分析可以看出,新農(nóng)保可以在一定程度上對農(nóng)村老年人的互助養(yǎng)老產(chǎn)生溢出效應(yīng)。我們對農(nóng)村老年人互助養(yǎng)老行為的定義是低齡健康老人對高齡體弱老人的照顧行為,其核心在于從老年群體內(nèi)部解決供給問題的可持續(xù)新型養(yǎng)老模式,繼而緩解農(nóng)村老年人照料供給不足的問題。但互助養(yǎng)老在一定層面上也要體現(xiàn)互相幫助,即體弱老年人是否具備幫助他人的能力,因此我們將農(nóng)村老年人分為低健康組和高健康組進(jìn)行考察。同時由于當(dāng)前我國不同地區(qū)發(fā)展仍然存在較大差異且農(nóng)村地區(qū)收入不平等現(xiàn)象依然存在,新農(nóng)保的溢出效應(yīng)可能也會存在一定的地區(qū)和收入差異,因此我們也對其進(jìn)行了地區(qū)和收入的異質(zhì)性研究。

根據(jù)表9的展示結(jié)果,領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金顯著提高了低健康組老年人的互助養(yǎng)老行為,且在兩倍帶寬下依然顯著。而高健康組老人的互助行為,盡管估計系數(shù)依然為正,但其系數(shù)小于低健康組老人且未通過顯著性檢驗。健康異質(zhì)性在一定程度上證明了互助養(yǎng)老的雙向幫助特性。

表9 健康、收入和地區(qū)的異質(zhì)性分析

對于地區(qū)異質(zhì)性來說,中西部地區(qū)社會養(yǎng)老的溢出效應(yīng)更加顯著。這可能是因為由于東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá),工資水平較高,新農(nóng)保作為老年人生活上的兜底補(bǔ)助對其沖擊較小,而中西部地區(qū)收入較為有限,因此對于農(nóng)村老年人幸福感的提升會有更多幫助。同時中西部是農(nóng)業(yè)大省,在條件上更有可能減少農(nóng)業(yè)勞動時間增加互助養(yǎng)老的可能性。對于收入異質(zhì)性同樣如此,低收入人群大多分布在中西部省份,在幸福感和農(nóng)業(yè)勞動時間上都更有可能促進(jìn)互助養(yǎng)老的實現(xiàn)。

六、 結(jié)論與政策建議

(一) 研究結(jié)論

本文基于最新的CHARLS調(diào)查數(shù)據(jù),首次結(jié)合準(zhǔn)自然實驗的方法考察了代表農(nóng)村養(yǎng)老保障政策的新農(nóng)保對互助養(yǎng)老的影響,并分析其潛在的影響機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn),新農(nóng)保的推行顯著增加了農(nóng)村老年人照顧體弱老年人的照料頻率,其互助行為增加了52.4個百分點,該結(jié)論通過替換估計樣本、改變帶寬、調(diào)整執(zhí)行變量形式等一系列穩(wěn)健性檢驗后仍然成立。接著,我們又從村級層面互助養(yǎng)老的需求方進(jìn)行驗證,通過雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸。實證結(jié)果也同樣驗證了我們的猜想,新農(nóng)保對互助養(yǎng)老有著顯著的溢出效應(yīng)。進(jìn)一步研究新農(nóng)保對互助養(yǎng)老溢出效應(yīng)機(jī)制可以發(fā)現(xiàn),新農(nóng)保主要是通過減少農(nóng)業(yè)勞動時間和提升農(nóng)村居民幸福感來促進(jìn)互助養(yǎng)老模式的形成。除此之外,通過異質(zhì)性研究發(fā)現(xiàn)相對于健康較好、收入程度較高以及東部地區(qū)農(nóng)村老年人,新農(nóng)保對相對弱勢的健康較差、收入程度較低以及中西部地區(qū)農(nóng)村老年人互助養(yǎng)老的促進(jìn)效應(yīng)更加突出。與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比,本文的創(chuàng)新點主要有三個。第一,本文使用大型微觀數(shù)據(jù)庫首次研究了新農(nóng)保對于互助養(yǎng)老這一新興養(yǎng)老模式的溢出效應(yīng),對兩者之間的關(guān)系進(jìn)行了首次探討。第二,本文從供需兩個方面、個體和村級兩個層面考察了新農(nóng)保對互助養(yǎng)老造成的影響,對以后相關(guān)領(lǐng)域的研究具有借鑒意義。第三,對新農(nóng)保促進(jìn)互助養(yǎng)老的機(jī)制進(jìn)行了實證分析,并為中國農(nóng)村應(yīng)進(jìn)一步完善養(yǎng)老保障制度提供了經(jīng)驗證據(jù)。

(二) 政策建議

目前,我國農(nóng)村老齡化問題日趨嚴(yán)重,同時由于我國社會少子化和城市化的雙重加速,想要徹底解決農(nóng)村老年人的養(yǎng)老問題僅僅依靠家庭養(yǎng)老和社會養(yǎng)老可能還無法達(dá)到這一目標(biāo),因此在“積極老齡化”的理念下推廣互助養(yǎng)老模式是對傳統(tǒng)養(yǎng)老模式的有效補(bǔ)充。本文的研究表明,新農(nóng)保對于互助養(yǎng)老有著很好的促進(jìn)作用,制度性保障政策的實施有助于互助養(yǎng)老社會的形成從而緩解農(nóng)村快速老齡化帶來的潛在威脅。但是目前農(nóng)村居民的參保率還并未達(dá)到百分之百全覆蓋,下一步有必要進(jìn)一步提升農(nóng)村居民的參保率,為農(nóng)村互助養(yǎng)老社會的構(gòu)建打下堅實基礎(chǔ)。

其次,本文發(fā)現(xiàn)老年人的互助行為隨著年齡呈現(xiàn)下降趨勢。因此適當(dāng)分檔、分地區(qū)提高新農(nóng)保養(yǎng)老金水平,將新農(nóng)保的實施目標(biāo)從以經(jīng)濟(jì)兜底為主轉(zhuǎn)向以提升農(nóng)村居民的主觀福利為主,形成新農(nóng)保的長效機(jī)制。這樣做不僅能夠進(jìn)一步對農(nóng)村居民的養(yǎng)老支持進(jìn)行保障,還有助于農(nóng)村老年社會互助養(yǎng)老模式的推廣,從而進(jìn)一步緩解農(nóng)村老年人的養(yǎng)老壓力。