住房财产会影响老年人遭受虐待吗
2015-07-02宋月萍李龙
宋月萍 李龙
[内容摘要]基于第三期全国妇女社会地位调查数据，本研究发现，城镇老年人没有住房财产会削弱子女代际支持的意愿、增加老年人遭受虐待的风险。本文的研究结论具有重要的政策含义。一方面，大约33%的城镇老年人没有住房财产，他们更易暴露于遭受虐待的风险之下。政府应当重视面向无房老年人发展社会工作体系，构建社会支持网络，避免其陷入更为弱势的境地。另一方面，城镇老年人财富来源中，住房几乎居于核心地位，这让目前广受关注的“以房养老”政策面临着现实的隐忧与伦理的困境。“以房养老”作为一种贷款政策具有一定的负面影响，需要得到多元化社会养老政策和项目的辅助和支持。
[关键词]住房财产；老年虐待；代际支持
[中图分类号]F840.612 [文献标识码]A [文章编号]1000-8306（2015）01-0129-12
一、引言
近些年，随着城镇化的快速发展，房价高企，拥有产权属于自己的住房对家庭的福利水平和个人的生活质量都更为重要。家庭养老模式在中国社会根深蒂固，住房已深刻地嵌入在家庭的代际关系之中。城镇老年人的住房财产虽然大都是在过去计划经济时代获得，其价值却受到当前市场经济环境的影响，这必然作用于他们和子女之间的代际关系，两者如过去一般紧密地联系在一起，并呈现出新的特征。
在中国，代际关系虽然受到儒家孝道观念的制约，但在很大程度上表现为一种资源交换关系。这种交换关系在本质上有别于契约关系，曾经的抚幼未必能够换来今日的反哺，老年父母不会因为曾经在养育子女方面的付出而必然在晚年得到子女给予的经济支持和生活照料。养老依然需要稳定的资源支持，这就意味着老年父母要在服务资源以及物质资源等方面继续付出、持续投入。一旦这种交换关系赖以存在的资源基础缩减甚至丧失，代际互动的意愿往往就会随之弱化，代际支持的动机也会相应淡化。在这其中，住房财产不仅是家庭养老模式的基础载体，而且也是代际资源交换的主要部分。城镇老年人是否掌握住房财产，影响着代际关系，甚至关系到子女一代能否积极养老；而没有住房财产，不但会减少老年人生活的经济基础，甚至可能引发子女忽视、虐待老年人这种极端的行为。
在现阶段讨论老年住房问题更具有实际意义。2013年下半年，俗称“以房养老”的老年人住房反向抵押养老保险试点工作启动，试图通过盘活房产资源来实现老年人自有住房财产变现，为探索多元化的中国养老保障体系提供了有益尝试，但是由其引发的质疑之声也未曾间断。一个关键问题在于，这种源于西方国家的倒按揭形式的金融产品能否与中国社会的文化环境相适应，能否与中国现实的代际关系相协调？“以房养老”政策在将老年人极具升值潜力的财产贴现为有生之年固定“收入”的同时，也让绝大多数老年人失去了获取代际支持的最大“筹码”。本文关于住房财产和城镇老年虐待关系的探讨将为评估“以房养老”政策的潜在风险提供实证基础。
在联合国的定义中，老年人遭受虐待是指“致使老年人受到身心伤害或者陷入困难处境的一次或多次行为，包括没有采取适当的行动方式而致使老年人受到身心伤害或者陷入困难处境的行为（UN，2002）”，这与老年人资源掌控能力和代际交换能力的降低紧密相关。
本文重点关注在城镇老年父母与其子女代际资源交换的过程中，住房财产对其遭受虐待的影响。本文其余的内容安排为：第二部分是从老年人财产控制和代际交换的角度出发，对住房财产与老年虐待关系的相关文献加以简要述评；第三部分重点介绍本文中所采用数据的来源和模型的设定；第四部分是对城镇老年虐待影响因素模型的估计结果加以分析探讨；第五部分是对全文结论加以总结阐释。
二、文献述评
老年人在中国的传统家庭里居于核心地位，男性老年人更具有几乎不容置疑的权威。老年人这种地位的获取和权威的维持很大程度上源于其对家庭财产的掌控能力和对代际资源的分配权力；而多数家庭生产功能和消费功能合二为一、并行不悖的状况则为此创造了物质基础。与之相应，倡导服从和奉养老年父母的儒家孝道观念得到了历代统治阶层的大力支持和社区宗族乡绅的极力宣扬，“长老统治”的合法性似乎从未受到过价值挑战。然而，中国近现代的历史变革已经在城镇地区极大地压缩了家庭的生产功能，开始瓦解老年人掌控家庭财产和分配代际资源的物质基础，这就需要重新审视绝大部分老年人的代际资源交换机制。
Lee等人（1994）发现，除了为子女提供照看小孩、打理家务等服务资源以换取子女的赡养回报之外，老年人有形财产的继承和经济资源的转移同样也是他们寻求子女养老支持的重要策略。Lee等人基于代际团结理论的这一研究显示，当控制经济资源存量时，老年父母对子女养老责任的期望并非和其从子女那里获取的支持多少相关，而是和其向子女那里提供的支持多少相关，这些支持既包括家务、劳动等服务资源，也包括金钱、实物等经济资源。老年人将自身所掌握的资源给予子女，以此来交换子女能提供的支持，这就使得代际资源流动构成了老年父母与其子女关系中不容忽视的一环。Cox（1987）通过实证分析甚至指出，在家庭内部的代际资源流动中，交换驱动的性质更为显著，而利他驱动的性质却并不突出。在中国，相关研究也已表明，老年父母与其子女之间存在着广泛的资源交换。不过，绝大部分的城镇老年人实际上并没有很多的有形财产可以作为与子女讨价还价的经济资源。“六普”数据显示，老年人的财产性收入在其收入来源中仅占0.4%，而且这一比例从2005年以来没有显著变动。在这种情况下，住房财产作为城镇老年人最主要的财富持有形式，几乎成为他们唯一能够用来和子女交换的经济资源。
Hsu（2003）通过构建联立方程模型来估计子女的经济支持和探望频率。这一研究表明，在台湾地区，老年父母对住房财产代际传递的相关安排能够显著地影响其同子女之间的互动模式、交往频率以及物质资源反馈，获得父母住房财产的子女给予父母的经济支持更多，探望父母的频率也更高，而这些行为将会更为契合他们父母的预期。利用中国城乡老年人口状况追踪调查数据，尹银等人（2010）揭示出，住房提高了子女对老年父母的代际支持水平。当城镇老年人拥有住房时，住房的面积越大、质量越好、价值越高，子女对老年人的经济支持就会越高，老年人对子女的孝顺评价也会越高。这些研究已经发现了住房财产在代际经济资源交换中的突出作用，老年父母有住房财产，将影响子女是否“孝顺”。但反过来，老年父母如果没有住房财产，子女是否会虐待老人？这更值得研究，因为：一方面，没有住房的老年人是经济弱势群体，更需要社会政策的关注和保护；另一方面，相较于对老年人对子女“孝顺”的主观评价，“虐待”更能客观反映老年人被忽略甚至被伤害的现状，更能深度呈现当今代际关系中老年人经济安全对其人身安全的保障作用。
老年人遭受虐待往往预示着代际之间关系恶化和矛盾激化，已被证实与老年人中抑郁比例的增加和死亡率的上升显著相关。在全球人口老龄化蔓延的背景下，老年人遭受虐待受到各国越来越多的关注。对于引发老年人遭受虐待的危险因素，一些实证研究显示，性别、是否患有躯体功能障碍、是否患有老年痴呆以及居住安排等个人和家庭的特征变量具有显著作用，而种族、宗教、教育程度等变量并无突出影响。伍小兰等人（2013）则发现，主要收入来源和照料情况是老年人遭受虐待的重要危险因素，教育水平、健康自评以及与子女同住意愿等因素并不相关。这些研究虽然已经开始把代际资源交换的视角纳入进来，但是始终没有系统地诠释老年人的经济资源，特别是住房财产对其遭受虐待的影响。使用来自美国县级成人保护服务点的相关数据，Choi等人（2000）针对不同类型老年人遭受虐待的危险因素进行的量化分析对此有所涉及。这一研究表明，拥有住房的老年人更有可能仅仅遭受经济剥削而非同时遭受身心虐待和经济剥削。
综上所述，住房财产是代际资源交换的重要组成部分，而老年人遭受虐待则是代际关系严重失衡的突出表现，尽管两者都已开始受到学界关注，但将两者结合起来进行经济学上的探讨极为少见，而对于其中存在的内生性几乎无人问津。这不仅不利于在老年人遭受虐待的基础上更为全面地剖析代际资源交换对代际关系影响的复杂性，而且也不利于从住房财产的角度中更为深入地理解代际资源交换对代际关系影响的特殊性。住房财产很有可能成为城镇老年父母与其子女代际资源交换的核心，老年父母从这一核心中交换得到子女的养老支持，而子女则从这一核心中交换得到财产继承。一旦失去这一核心，代际支持就几乎全凭道德约束，可能增加老年人遭受虐待的风险。这些问题在既有研究中均未受到足够重视，本文将尝试做出解答。
三、数据与模型
（一）数据来源
本文采用的数据来源于2010年第三期中国妇女社会地位调查的老年人口调查数据。第三期中国妇女社会地位调查由全国妇联和国家统计局联合开展，面向全国除港、澳、台以外的31个省（自治区、直辖市）的1955个基层社区（村（居）委会）组织实施。本次调查的老年专卷主要针对居住在家庭户内的、65岁及以上的男女两性中国公民，老年人口数据库正是基于这一专项调查构建起的截面数据库，其中涵盖10575名老年人的相关信息。在剔除缺失值之后，本文的有效样本包含了分布在除西藏自治区以外的30个省（自治区、直辖市）的4922名城镇老年人。
（二）模型设定
本文主要通过在城镇老年人的个人层面上建立Probit回归模型来探讨城镇老年人遭受虐待的影响因素，模型的具体形式如下：
P（elderabusei=1）=φ（β0+β1hasseti+γXi+εi）
其中，上式左边表示城镇老年人遭受虐待的概率，被解释变量elderabusei是以是否遭受虐待为二分类的变量，“遭受虐待”取值为1，而“未遭受虐待”则取值为0。老年人遭受虐待的表现形式多种多样，联合国曾将其分为身体虐待、精神虐待、经济剥削及疏于照料四种类型。本次调查的老年专卷涉及以上四种老年人遭受虐待类型的七种具体行为表现，包括侮辱、谩骂、恐吓甚至殴打，让老人吃得很差甚至不让吃饱，不提供固定住所，不提供基本生活费用甚至私自挪用老人钱款，在需要时不进行照料，长期不探望问候或者不说话聊天，不让老人出门等。在本文中，“遭受虐待”的定义是最近一年中城镇老年人的家人对其有过以上七种具体行为表现中的至少一种。根据这一定义，遭受虐待的城镇老年人约占5.0%。在解释变量中，本文重点考察住房财产对城镇老年虐待的影响。这一核心解释变量hasseti是在老年专卷问题“您有产权属于自己的房子吗？”的基础上构造的0-1变量，“有”取值为1，“无”则取值为0。
除了住房财产这一核心解释变量，上式右边的解释变量Xi还囊括了其他一些可能将对城镇老年虐待产生影响的个人特征变量和家庭特征变量，包括性别、年龄、配偶状况、主要收入来源、居住安排以及子女数量等。这些解释变量大都在前文提及的研究中进行过检验，它们的具体定义如表1所示。此外，本文还将省（自治区、直辖市）的虚拟变量也纳入回归模型之中，以便对省级层面固定效应加以控制。
在以上的Probit回归模型中，住房财产对城镇老年人遭受虐待影响程度通过待估系数β1来加以度量，本文最为关注的就是β1的符号正负和统计水平是否显著。从理论上说，作为城镇老年人重要的经济资本，住房财产在城镇老年人和其子女的代际关系中充当着潜在的交换基础。没有住房财产将会极大地强化城镇老年人对子女的依赖程度而削弱他们对子女的支持能力，这类老年人更有可能遭受各种形式的虐待。因此，本文假设有住房财产将会降低城镇老年人遭受虐待的风险。如果本文的假设得到验证，那么，岛将会显著小于0。
探讨住房财产对城镇老年人遭受虐待的影响不能忽视住房财产的内生性问题。这一问题的产生主要是因为存在遗漏变量问题而可能使模型的估计出现偏误。城镇老年人是否有住房财产与其自身的能力紧密相关，有住房财产的老年人和没有住房财产的老年人在获取经济资源的能力方面存在显著差异，那些能力较强的老年人更有可能拥有住房财产，而他们在代际资源交换的掌控能力也会更强、社会支持水平则会更高，这将有助于他们规避遭受子女虐待的风险。然而，受到调查的限制，这些代表老年人经济掌控能力的变量或者无法观测，或者未被观测，不可避免地会被遗漏掉。当有住房财产和没有住房财产的两类老年人群体能力差异较大时，简单估计得到的结果很有可能将是误导性的。
为了控制内生性问题带来的估计偏误，本文以退休之前所在单位是否为公有部门作为住房财产的工具变量纳入模型进行估计。之所以选取这一工具变量，首先是考虑到城镇老年人退休之前的单位性质不会直接影响他们是否遭受虐待，为数不少的文献将老年人子女所从事的工作列为老年虐待的潜在危险因素，而几乎没有文献将老年人个人所从事工作纳入老年人遭受虐待的影响因素模型，在对老年人工作类型与其是否遭受虐待进行的相关分析中，曾有文献证实它们并不显著相关。因此，选择老年人退休前的就业部门类型在一定程度上可以满足外生性的要求。另外，考虑到在计划经济时期，福利分房的政策曾在中国城镇地区长期存在，老年人的住房财产主要都是通过单位来分配，而公有部门和私有部门单位在住房分配上差异较大，在诸如党政机关、事业单位、国有企业等公有性质单位工作过的老年人更有可能分得住房，可以认为城镇老年人退休之前的单位性质能够显著影响他们的住房财产，工具变量可以满足相关性的要求。当纳入工具变量对回归模型进行估计时，本文采用Newey两阶段估计方法。为进一步检验该工具变量估计的稳健性，本文从估计方法和样本控制两方面加以论证：一方面，本文使用倾向值加权（PSW）的方法来对内生性加以控制；另一方面，考虑到80岁及以上的高龄老人生活自理能力更差、更不具备为子女提供各种形式支持的能力，住房对其免遭虐待的保护作用更具有特殊性。本文排除掉高龄老人样本，仅对中低龄老人进行估计，以进一步验证模型的稳健性。
（三）描述分析
表2为未遭受虐待与遭受虐待的城镇老年人在个人特征变量和家庭特征变量上的描述统计结果。从表2中可以发现，本文的4922个有效样本中，共有246名城镇老年人曾遭受过虐待，而他们有住房财产的比例在统计水平上显著低于未遭受虐待的城镇老年人。除此之外，遭受虐待的城镇老年人年龄相对偏大，有配偶的比例更高，收入主要来源于养老金、退休金等养老保障的比例更低。与此同时，未遭受虐待和遭受虐待的城镇老年人在区域之间也存在较为显著的差异，但两者在性别、居住安排以及子女数量等方面似乎并未呈现出特别突出的不同。但是，以上描述分析仅仅反映的是未遭受虐待和遭受虐待的城镇老年人在各个解释变量上平均意义的差别，在考察住房财产对城镇老年人遭受虐待的特定影响时，并未将其他相关变量对城镇老年人遭受虐待的影响加以控制，因而无法从中得到影响效果的确切结论。有鉴于此，本文将在城镇老年人的个人层面上建立回归模型进行估计，以期得到更为准确的影响效果。
四、实证结果
（一）住房财产对城镇老年人遭受虐待影响的回归估计结果
表3第一列报告的是采用Probit回归模型对城镇老年人遭受虐待影响因素进行估计的结果，其为边际效应。由此可以看到，β1显著小于0。也就是说，当其他条件保持一致时，有住房财产将会显著降低老年人遭受虐待的概率，降低幅度大约为1.2个百分点。这主要是由于老年人和子女之间的代际交换需要以一定的经济资源为基础，而住房财产在当今中国社会已经成为城镇老年人最为重要的经济资源，它可以让子女对代际交换的心理预期更为积极、经济回报更为可观，因此子女就更有可能给予老年人相对更强的经济支持、生活照料和精神慰藉。没有住房财产的城镇老年人在这种代际交换中可供子女获取的经济回报明显更少。这种情况下，子女对老年人赡养的不作为甚至消极对待，按照联合国的界定就已经构成了一些虐待行为。作为比较，表3第二列所示是采用OLS回归模型对城镇老年人遭受虐待影响因素估计的结果。同样可以看到，当其他条件保持一致时，有住房财产仍将显著降低老年人遭受虐待的概率，其边际效应的数值大小、符号方向以及统计显著性与Probit回归模型估计的结果基本是相同的。
以上关于城镇老年人遭受虐待影响因素的简单回归结果并未将住房财产的内生性问题纳人考量之中，估计结果的可靠性因此受到挑战。本文将老年人退休之前所在单位是否为公有部门作为住房财产的工具变量，采用Newey两阶段估计方法重新估计城镇老年人遭受虐待的影响因素模型，表3第三列呈现其结果（回归系数）。从表3中可以发现，Wald检验的P值为0.039，显示IvProbit回归模型和Probit回归模型的估计结果存在显著差异，住房财产确为内生解释变量。不过，在IvProbit回归模型的估计结果中，β1仍旧显著小于0，住房财产对于减小老年人遭受虐待风险的作用同样得到了证实。需要说明的是，在第一阶段将内生变量住房财产对工具变量退休之前所在单位性质以及其他解释变量进行OLS回归时，本文对工具变量的有效性进行了检验。控制其他解释变量不变，工具变量退休之前所在单位性质对是否拥有住房财产的影响显著为正，可以认为，回归中的弱工具变量问题并不明显。这也表明，退休之前所在单位性质的确会对住房财产产生影响。得益于福利分房政策，退休之前在公有性质单位工作的城镇老年人更有可能享有住房财产。
当采用OLS回归模型对城镇老年人遭受虐待影响因素加以探究时，如果引入工具变量退休之前所在单位性质，运用两阶段最小二乘法（2SLS）重新进行估计，可以得到表3第四列所示的结果。Durbin-Wu-Hausman检验的P值仅略大于0.05，仍可拒绝解释变量外生、没有内生偏误的原假设，从而进一步验证了住房财产的内生性。此时，住房财产的影响明显有所增大，其可降低老年人遭受虐待的概率大约为36.7个百分点。值得一提的是，工具变量退休之前所在单位性质的有效性也在这一过程中得到了检验。2SLS第一阶段F统计量对应的P值为0.008，这就说明退休之前所在单位性质和住房财产的相关性较强。
（二）住房财产对城镇老年人遭受虐待影响的稳健性检验
本文从方法和样本两个方面对住房财产与城镇老年人遭受虐待回归模型的工具变量估计结果进行稳健性检验。一方面，本文引入倾向值加权回归模型的方法来控制住房财产的内生性，从而对这一核心解释变量的作用加以重新估计，以验证工具变量估计结果的稳健性；另一方面，考虑到80岁及以上的高龄老年人由于生活自理能力更低、日常照料需求更强，往往给子女的养老照料会带来更大的负担，在代际资源交换中处于更为不利的地位，住房财产对其遭受虐待的影响会相对更为突出一些，而且高龄老年人中没有住房产权的比例更高（约为41.3%，远远高于中低龄老年人中的相应比例31.6%）。因此，本文选取80岁以下的中低龄城镇老年人样本进行回归，进一步考察住房财产对中低龄城镇老年人遭受虐待的影响是否有所不同。
不同于80岁及以上的高龄老年人，80岁以下的中低龄老年人依托自我或者配偶提供的养老支持可以相对弱化其对子女养老支持的依赖程度，因此更有可能通过向子女传递服务资源以及其他物质资源来规避遭受虐待的风险。在这种情况下，住房财产对城镇老年人遭受虐待的影响是否就会减弱甚至消解呢？针对中低龄城镇老年人样本进行回归，本文得到如表5所示的估计结果。其中，Probit回归模型和OLS回归模型得到的边际效应略低于全体样本的估计结果，表明住房财产对城镇中低龄老年人遭受虐待的影响确实可能更弱一些，但是这一影响并不显著。在使用工具变量解决内生性问题之后，IvProbit回归模型和2SLS回归模型的估计结果则显示，有住房财产可以显著降低城镇中低龄老年人遭受虐待的概率，其回归系数要稍小于全体样本。
五、结论与讨论
尽管老年人遭受虐待的问题日益受到关注，而住房也是研究热点，但是住房财产对防范老年虐待的影响甚少得到关注。在当今老龄化快速发展的人口结构和住房日益紧缺的社会背景下，城镇老年人的经济保障与其人身安全更加紧密地结合；而探讨住房财产对老年人遭受虐待的影响机制，是在城镇化的进程中理解代际关系演化的一个重要视角。本文证实了住房财产对城镇老年人遭受虐待的显著影响，发展了有关老年人遭受虐待的危险因素研究。本文主要发现，住房财产在城镇老年人与其子女的代际资源交换中处于关键地位，老年人没有住房财产会削弱子女代际支持的意愿和行为、显著增加老年人遭受虐待的风险。此外，住房财产对城镇老年虐待的影响显现出不容忽略的内生性，本文通过使用工具变量控制内生性，做出了更精确的估计，并借助倾向值加权回归模型和样本控制对此进行了稳健性的检验。
本文的研究结论具有重要的政策含义。一方面，大约33%的城镇老年人没有住房财产，他们可供子女交换的经济资源更为有限，需要子女更无条件地提供养老支持，而老年人对子女依赖程度的提升将会显著增加代际关系的紧张和冲突，他们因此更易暴露于遭受虐待的风险之中。随着城镇地区住房价格上升，老年人没有住房带来的实际利益损失将会越来越大，这部分老年人如果缺少行之有效的社会保护，老年人遭受虐待的问题可能就会日渐突出。因此，政府应当重视面向无房老年人发展社会工作体系，构建社会支持网络，避免其陷入更为弱势的境地。另一方面，在城镇老年人财富来源中，住房几乎居于核心地位，这让目前广受关注的“以房养老”政策面临着现实的隐忧与伦理的困境。在社会养老尚未普及、子女养老为主的状况下，老年人的财产资源与其养老安全息息相关，有子女的老年人尽管可以通过住房反抵押贷款增加收入、减少贫困、改善消费，但是这些收益极有可能与代际关系的恶化相伴。从这个角度来看，“以房养老”作为一种贷款政策可能会带来一定的负面影响，在当今中国或许并不具备普遍的适用性，需要得到能确保老年人安度晚年的多元化社会养老政策和项目的辅助与支持。
责任编辑：陈健生
