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行的家庭营养与健康调查CHNS数据库(China Health and Nutrition Survey).该数据库 包括中国九省六年的调查数据,时间分别为1989、1991、1993、1997、2000和2004年,调查方法采取分层、多级、整群随机抽样,调查内容包括住户调查、膳食调查、健康调查和社区调查等诸多方面.该调查在每一个调查年度调查住户(农村住户和城市住户)4000个左右,涉及家庭成员13000多个.本研究所使用的数据为其中一部分,采用的子样本包括所有农村家庭和家庭中年龄最大的老人(55岁以上).选择55岁以上的老人为样本是因为,生活艰苦、医疗条件落后、营养不足等原因通常会导致55岁以上的农村老人在生理上比城市老人更快的跨入老龄阶段.该数据库能够提供包括2000、2004和2006三个年份中55岁以上的农村老人的个人特征及其所对应的家庭特征.经过变量配对后的有效样本总数为1371个.对于不同年份的个体收入数据采用2006年的物价指数进行调整.

研究采用的1371个样本中,2000年样本量为379个,2004年样本量为481个,2006年样本量为511个.2000年取值为1的样本为194个,2004年取值为1的样本为256个,2006年取值为1的样本为267个.由此可知2000、2004和2006年各样本中农村老人的贫困发生率分别为51.2%、53.2%和52.3%.值得注意的是,得到的样本贫困发生率与国家公布的农村贫困发生率数据并不相符,因为我们的数据仅包括55岁以上成年人.

表2为人均耕地面积、家庭规模和老年抚养比与老人是否贫困之间的关系表.从表中可以看出,人均耕地面积越大、家庭规模越大和老年抚养比越低,农村老人陷入贫困的概率则越小.

表3给出了用于计量分析的主要变量的统计描述.从表中可看出,家庭规模的样本均值接近于4,标准差近乎2.事实上,在研究样本中,中小规模家庭占大多数,小于等于5个成员的家庭约占全部样本的75%.这表明在农村地区家庭越来越核心化,一对夫妇养两个老人和一个子女的家庭结构越来越普遍.人均耕地面积的样本均值接近2,标准差则达到3.5.较大的标准差表明,地理环境和经济发展状况不同的地区的人均耕地面积差异很大.对老年人占家庭总人口比率的统计描述表明,平均而言在农村家庭中不足2个成年人抚养一个老人.样本中老人个人收入出现了负值,这是因为在农村家庭中尽管有些老人没有任何收人来源,但仍需维持基本的生活和医疗支出.个人收入标准差为5415则表明老人之间的收入差距很大.另外,回归方程中一些解释变量为二值离散变量,还有一些解释变量需要设定为多个虚拟变量.对于地区虚拟变量以人均GDP最低地区为参照组;对于是否做饭以“否”为参照组;对于时间虚拟变量以2000年为参照组.

(二)实证结果

表4给出了计量模型的估计结果.现将主要研究结论说明如下:

(1)家庭养老条件变化对老年贫困影响程度的估计结果

从表4的估计结果可以看出,家庭规模、人均耕地面积以及老年人口扶养比都在一定的置信水平下对老年贫困存在显著影响.具体讲:

家庭规模的变化对老年贫困有着负向影响,并且估计系数在5%的置信水平下显著.在其它条件不变的情况下,家庭规模每增加一人,老年贫困发生率将会降低2.8%.这表明家庭规模增加对老年贫困发生率的降低存在积极的作用.据此可推断,现阶段我国农村家庭规模不断缩小会导致老年贫困发生率的提高,进而弱化“子女养老保障条件”的家庭养老保障功能.

人均耕地面积对老年贫困有着负向影响,并且估计系数在1%的置信水平下显著.在其它条件不变的情况下,人均耕地面积每增加一单位,老年贫困发生率将会降低1.6%.这表明人均耕地面积的增加对老年贫困发生率的降低存在积极的作用.据此可推断,现阶段农村人均耕地面积的减少会导致老年贫困发生率的提高,进而弱化了“土地养老保障条件”的家庭养老保障功能.这一研究结论在理论上可进一步解释为,在农村,土地是主要的生产资料,老人在没有丧失劳动能力之前,可以通过土地耕种来获得收入以满足基本的物质生活需要,从而对其养老提供直接支持.而在老人从农业劳动中退出之后,其土地可以交由子女耕种,这会增加家庭的农业收入,有利于收入在家庭内部之间的代际转移,从而对其养老提供间接支持.总的来看,土地可以直接或间接地对老人提供生活支持.

老年人口抚养比对老年贫困有着正向影响,并且估计系数在10%的置信水平下显著.在其它条件不变的情况下,老年抚养比每增加10%,老年贫困发生率将会提高1.5%.这表明老年人口抚养比的增加对老年贫困发生率的降低存在消极的作用.据此可推断,我国农村人口老龄化会导致老年贫困发生率的提高,进而弱化“子女养老保障条件”的家庭养老保障功能.

(2)其他控制变量对老年贫困影响程度的估计结果

其它控制变量主要包括了老人的个人特征变量(个人收入水平、性别、年龄、婚姻状况、医疗保障状况以及身体健康状况),时间变量和地区变量.在所有的控制变量中只有个人收入水平、性别、地区、时间变量对老年贫困的影响在一定的置信水平下显著.具体讲:

老人个人收入对老年贫困发生率有着负向影响,并且估计系数在1%的置信水平下显著.在其它条件不变的情况下,当个人收入每增加100元时,贫困发生率会降低0.64%.尽管个人收入的估计系数很显著,但是其对老年贫困的偏效应却很小.这种结果可以解释为,农村一般都是依靠家庭养老,虽然老人可以通过参加劳动赚取收入补贴家用,但是老人的个人收入对家庭人均收入的边际贡献不是很大,对整个家庭的贫困状况没有多大影响,从而对老人自身的贫困也影响甚微.

老人中的男性相对于女性来说更容易陷入贫困.这可以作如下解释,在同样的年龄结构下,和女性相比,男性的生活自理能力差,需要更多的物质和生活照料,导致家庭养老负担的加重,继而诱发老年贫困.

地区变量反映了各个地区经济、文化等差异对老年贫困的不同影响.估计结果显示同人均收入低的地区相比,收入高地区的老人发生贫困的概率更大,这是因为收入高地区的人均收入差距更大.作为时间虚拟变量,和2000年相比,2004和2006年的老年贫困发生的概率均有所提高.

另外,婚姻状况在我们的估计中不是很显著,这可能是由于变量本身变异不大的原因所致.是否参加医疗保险对老年贫困的影响也并不显著,一种可能的解释是,在中国新型农村合作医疗保险制度实施时间并不长,政府财政补贴力度仍然不足,尚未有效缓解农村老人“因病返贫”、“因病致贫”的现象.

五、结论和政策建议

通过分析现阶段我国农村家庭养老条件变化对老年贫困的影响机制,我们发现,一方面,家庭养老条件变化会带来子女的人力资本的增加和家庭收入的增加,从而会改善老人的经济给养水平,使其不至于陷入贫困;另一方面,家庭养老条件变化不仅可能使老人陷入社会贫困与经济贫困的恶性循环之中,而且会降低农业生产中的规模效益,使得单位面积的农业产出水平下降,进而可能进一步加剧老年经济贫困.换言之,家庭养老条件变化对老年贫困的影响存在正负两方面效应.作为影响老年贫困的重要因素,家庭养老条件变化对于老年贫困的影响,最终取决于正向促成效应和负向抑制效应的相对大小.

本文采用中国健康与营养(CHNS)调查数据借助计量模型估计了家庭养老条件变化对老年贫困的影响,主要研究结论如下:

(1)家庭规模的变化对老年贫困有着负向影响.在其它条件不变的情况下,家庭规模每增加一人,老年贫困发生率将会降低2.8%.这表明家庭规模增加对老年贫困发生率的降低存在积极的作用.因此,现阶段农村家庭规模不断缩小会导致老年贫困发生率的提高,进而弱化“子女养老保障条件”的家庭养老保障功能.

(2)人均耕地面积对老年贫困有着负向影响.在其它条件不变的情况下,人均耕地面积每增加一单位,老年贫困发生率将会降低1.6%.这表明人均耕地面积的增加对老年贫困发生率的降低存在积极的作用.因此,现阶段农村人均耕地面积的减少会导致老年贫困发生率的提高,进而弱化“土地养老保障条件”的家庭养老保障功能.

(3)老年人口抚养比对老年贫困有着正向影响.在其它条件不变的情况下,老年抚养比每增加10%,老年贫困发生率将会提高1.5%.这表明老年人口抚养比的增加对老年贫困发生率的降低存在消极的作用.因此,我国农村人口老龄化会导致老年贫困发生率的提高,进而弱化“子女养老保障条件”的家庭养老保障功能.

从最终效应上讲,家庭养老条件的变化会显著提高老年贫困的发生率,从而弱化了家庭的养老保障功能.在农村老人仍以家庭养老为主,农村社会养老保障体系很不健全的情况下,农村家庭养老条件的变化会严重影响农村老龄人口的晚年生活.基于此,我们的政策主张为:逐步加大对新型农村社会养老保险的财政补贴力度,以建立以社会养老为主、家庭养老为辅的农村社会养老保障体系.

责任编辑:心远

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