身份认同对农民互助养老意愿的影响及其异质性分析

□郑沃林

一、引言

随着农村青壮年劳动力大量进城务工，农村人口老龄化的程度日益加深。根据《中国人口和就业统计年鉴》显示，农村地区65岁以上人口占比从2000年的7.4%提高到2019年的14.7%[1]。农村地区正从“老龄化”社会进入“中度老龄化”社会(1)根据联合国在1956年《人口老龄化及其社会经济后果》中确定的标准：一国或地区60岁及以上人口占比超过10%，或者是65岁以上人口占比超过7%，可以认为进入老龄化社会。一国或地区60岁及以上人口占比超过20%，或者是65岁以上人口占比超过14%，可以认为进入中度老龄化社会。。有效应对农村人口老龄化，尤其是解决老人养老问题显得尤为重要[2]。然而，目前农村养老面临两大问题：(1)受到少子化、空巢化等影响，家庭养老这种传统养老方式难以发挥全方位的作用，反而导致农村老人无人照料、精神孤独的比例剧增。(2)受“保基础、广覆盖”的政策导向影响，“新农保”这种社会养老方式的保障水平较低，尚未达到国际上产生正外部效应的普惠型养老金给付水平(2)根据董莹和陈燕平(2016)的测算，即使农民选择每年缴费500元这一较高的参保缴费档次，60岁以后也只能获得127元/月的养老金，从而难以满足更多的生活及其他消费需求。，从而难以满足老人对经济供养的需求[3]。为此，如何实现中国农村“老有所养”成为重要的议题。

相对于西方社会关于“家”观念的“封闭性”，中国农村社会对“家”的定义更具包容性和开放性，包括亲缘、血缘、地缘在内的成员(甚至人与人之间可以通过“结拜”的形式转化为家的成员)。从这个角度看，农村养老的供给主体可以不断地向外扩展，从而形成“以核心家庭成员为中心，泛家庭成员为次中心”的互助养老系统[4]。互助养老在本质上表达为“资金互助—服务互助—文化互助”三大层次。其中，资金互助满足了经济供养需求。服务互助满足了日常生活互助需求，包括健康者对短期患者的应急性、补充性的生活照料。文化互助满足了情感交流需求[5]。可以说，互助养老模式补充了家庭养老所缺乏的生活照料及情感慰藉，又解决了社会养老的低保障问题，从而备受政府重视。2011年，国务院在《社会养老服务体系建设规划(2011—2015年)》提出，以建制村和较大自然村为基点，依托村民自治和集体经济，探索农村互助养老新模式。2018年中央一号文件中提出“大力培育服务性、公益性、互助性农村社会组织”，同年，李克强总理在《政府工作报告》中提出“发展互助式养老”，《乡村振兴战略规划(2018—2022)》也要求“推进互助型养老服务发展”。

然而，政策的努力没有取得很好的效果。根据辛宝英和杨真对山东省10个地级市19个县区17744位农村老人的调查显示，接近一半的老人不参加互助养老[4]。杨静慧对江苏省637位农村老人的调查显示，近70%的老人不参加互助养老[6]。于长永对全国12个省36个县1204位农村老人的调查也发现，871位老人不参加互助养老，占总样本的72.3%[7]。那么，在养老压力如此严峻的背景下，为什么农民不愿意参加互助养老？

以往研究认为，农村互助养老存在制度保障欠缺、资金支持不足、服务供给薄弱等现状，并造成互助过程的纠纷无法解决、公共基础设施建设缓慢、劳务质量相对较低等问题，这在很大程度上降低农民参加互助养老的需求。诚然，以往研究解构了农民参加互助养老的外部约束条件，却忽略了对他们参加互助养老的供给意愿分析，由此难以揭示农民参加互助养老的内在机理，无法形成行之有效的政策建议。考虑互助养老表现为集体行动，而身份认同及其衍生的团结规则是集体行动的前提条件，本文构建“身份认同—团结规则—互助养老”的分析框架；同时，考虑经济异质性约束集体行动的关键性因素，本文进一步探究在经济异质性条件下，农民参加互助养老的微观实现机理。

二、理论推演与假说提出

(一)身份认同与农民互助养老决策

互助养老在本质上表达为集体行动。与蚂蚁的天生群居本能不同，人似乎具有强烈的自我中心天性，达成集体行动面临着机会主义行为的长期挑战。集体行动的达成意味着交易空间的封闭性，其关系的维护与稳定存在高昂的交易费用[8]。不过，受“自私基因”的影响，基因相同程度越高，达成合作的交易费用越低，从而表达强烈的利他动机，并愿意牺牲自己的适应性来增加对方的适应性[9]。涂尔干在《社会分工论》中进一步指出，在血缘的感染力、对祖先的敬畏和对故土的依恋等身份认同形成以后，个体会以群体的身份再定义自己，并产生利他动机，从而促使集体行动被有效地组织起来[10]。Becker的“宠儿理论”也表明，在组织内部，当某一成员对其他成员表现出明显的利他行为，即使其他成员是自私自利的，也会产生利他行为的动机，从而达成集体行动[11]。于是，为了实现集体行动，在长期博弈中，人们学会了用身份认同来组织社会。

身份认同是从“我”到“我们”的再定义[12]。在农村社会，“儒家很有意思地形成一个建筑在教化权力上的王者”，人伦教化构筑了以“己身”为中心的同心圆状的差序格局，从而形成自身与同一圈层成员之间均质化的网络关系，并产生出以宗族为纽带的身份认同，即“泛家族主义”的意志[13]。身份认同隐含着社会交往的长久预见性和低度选择性，并且构建了以“报”为行动逻辑的人情循环与互动规则，为此，施予者兼有接受者的身份，农民不可能结算所有层面的人情亏欠，也难以脱离其他成员的帮助；他们之间的交往不是短期、单次博弈，而是非零和博弈。在非零和博弈中，各方损益总和不是零值，自己所得与他人损失的大小不相等。所以，相互合作的交易费用不断被内部化，在“自私基因”的作用下，孝道和世系的互帮互助等利他动机进一步强化，并且促使农民更加关注集体成员的养老需求，从而转化为互助养老的行动(3)长期以来，以宗族为纽带的身份认同构成了互助养老的前提条件。例如，在唐代，为了帮助没有子嗣的族人解决养老问题，宗族成员会组织起来并设立农社[14]。在宋代，有能力的仕宦、地主会捐赠房屋和田产，按照亲疏远近的关系对族中的老人提供经济支持[15]。。

综上所述，本文提出假说1：身份认同促进了农民参加互助养老。

(二)身份认同、团结规则与农民互助养老决策

通常来说，互助养老涉及集体决议和集体实践两大方面，前者反映不同的农民有不同的“同意水平”，后者意味着农民可能产生“搭便车”的行为。不过，当个人在群体中拥有某种身份并形成身份认同以后，便会产生与之相适应的团结规则。团结规则的作用在于提高农民的“同意水平”，并且降低“搭便车”的概率，从而保证集体行动的有效性[16]。一方面，身份认同提升农民归属意义上的认知，从而强化团结规则，促使他们为维持集体利益而不断作出努力，最终达成集体决议的一致性。假定在一个村庄内，仅有农民A、农民B和农民C，他们形成一个三人组织。基于组织而产生的身份认同往往内生出具有普遍奖罚性质的团结规则。在三人互助养老的决议上，假定农民A的实际同意水平只有50%，农民B和农民C的实际同意水平分别为85%和90%；同时，假定三人对互助养老的同意水平分别达80%，互助养老才能实现时空层面的资源分享与风险分散。如果农民A遵循实际的同意水平而选择不参加互助养老，则互助养老难以开展；这在一定程度上损害了农民B和农民C的利益，那么，农民B和农民C可以利用团结规则来惩罚农民A。于是，农民A被赋予“不团结”的标签，并且遭受农民B和农民C的排斥，难以在其他方面获得他们的支持与帮助。在重复博弈的过程中，身份认同进一步强化团结规则。为了避免被团结规则所惩罚，类似农民A这种低同意水平的个体必然会与“多数人”保持相似的倾向，从而在互助养老的集体决议中达成一致的同意水平。另一方面，在集体实践中，随着互助养老参与人数的增加，在现在的时点里，提供互助养老的农民所分担的成本会增加。如果他们选择现时不承担互助养老的成本而在未来享受别人提供的养老服务(即“搭便车”)，则最大化自身的收益。由于农民主要是根据成本收益的核算来作出决策，这会使得互助养老陷入“囚徒困境”：对于某农民来说，占优策略是选择“搭便车”。一旦“搭便车”农民过多，会使得互助养老出现供需失衡，并产生市场扭曲的问题。“搭便车”行为的本质是机会主义，即个体认为自己“搭便车”行为难以被监督和被惩罚[17]。身份认同强化了团结规则的长久预见性，并形成社会交往的闭环联系，从而为直接监督和惩罚“搭便车”的行为提供了现实条件。尽管“搭便车”降低了互助养老的成本，但是身份认同却强化了团结规则的作用，提高了“搭便车”的其他成本(例如，失去组织对其信任与帮助)；这在很大程度上降低了“搭便车”行为的发生，保证了互助养老的有效性。

综上所述，本文提出假说2：身份认同通过团结规则作用而促进了农民参加互助养老。

(三)身份认同、团结规则与农民互助养老决策：基于经济异质性分析

身份认同形成的基础是农村社会交往的信息对称性。其中，信息对称性反映着农民之间难以隐藏私人信息，也不能不接受对方的信息。只要生活在农村地区，就很清楚对方的资源禀赋。在重复博弈的过程中，身份认同不断强化团结规则的约束力，从而提高农民参加互助养老的动机。然而，改革开放以后，农民的生产、生活和交往不断被卷入开放的市场化和社会化体系，并出现了经济分化：一部分农民通过家庭内部的代际分工，将非农就业能力较强的劳动力转移到非农产业，将老年人、妇女等劳动力留守务农，从而发展为兼业农民(或者是非农农民)；另一部分农民通过聚集土地等生产要素，从而发展为纯务农农民。农民分化意味着外部约束条件发生变化，而且受自身的“机灵”“想象力”和“判断力”等特质影响，他们在资源获取、机会俘获、权利行使方面出现着差异性。由此，一部分农民的收入增长速度大于另一部分农民的收入增长速度，并出现了收入结构分层，即经济上层农民、经济中层农民和经济下层农民[18]。由于市场经济遵循的是市场对资源的自由配置，这形成了以收入多寡决定资源占有量的逻辑。对市场机会的利用与资源占有量紧密关联，当发现一个市场机会并试图将其价值化，就需要一定数量的资源。那么，资源不足的经济下层农民在市场机会价值化过程中出现竞争劣势，他们在某个初始时点上丧失了市场机会，从而影响到后续机会的获得与利用。与此同时，经济上层农民、经济中层农民会依赖自身的机会、能力、地位和对资源的控制等相对优势，通过市场规则获利，从而使得生产要素进一步向自身集中[19]。贡献的回报随着贡献的增加而加倍扩大，相对经济下层农民而言，要素配置的不公平使得经济上层农民、经济中层农民积累财富变得更加容易，从而造成经济下层农民与经济中层农民、经济上层农民的分离，扩大他们之间的心理距离，于是，经济中层农民、上层农民鄙视经济下层农民，不屑于与他们交往；相反，经济下层农民没有底气与经济中层农民、上层农民交往，也看不惯他们的作风[20]。长此以往，这会降低农民的身份认同意识，并削弱团结规则对互助养老的促进作用。更为重要的是，经济中层农民、上层农民可以通过产业联合、共同消费等搭建一个“不问对象是谁”的普遍主义尺度的利益圈，这破坏了身份认同形成的“欠人情—还人情—再欠人情—再还人情”的团结规则。经济中层农民、上层农民因此摆脱了身份认同及其团结规则形成的养老互助义务，他们可以自由地根据自身的条件通过市场购买高质的养老服务(例如，入住养老院或聘请私人养老护理员)。对于经济下层农民而言，受经济脆弱性的影响，他们不得不将养老问题寄托到别人身上，并倾向于通过互助养老来分担养老成本，最终以养老资源代际接力等方式解决自身的养老需求。

综上所述，本文提出假说3：对于经济上层农民而言，身份认同难以通过团结规则的作用而促进他们参加互助养老；对于经济中层农民而言，身份认同难以通过团结规则的作用而促进他们参加互助养老；对于经济下层农民而言，身份认同通过团结规则作用而促进了农民参加互助养老。

三、数据、变量与模型

(一)数据来源

受资源、经济、社会文化等多种因素的交互作用，农村社会老龄化呈现着区域层面的差异性。对于经济发达地区而言，65岁及以上老年人口数量及占比逐年增长，但是家庭养老功能大大削弱，而且社会养老未形成有效的补充，从而产生相当复杂的养老问题。作为我国经济发达地区，广东省农村步入了人口快速老龄化的阶段。以广东省农民作为研究对象，具有代表性，因此，本文使用暨南大学经济社会调查中心于2019年进行的“广东千村调查”数据。该数据采用按规模大小成比例的概率抽样，抽取广东119个行政村、3622户农民家庭进行入户调查，覆盖粤东、粤北、粤西和珠三角等地的农村。

(二)变量选取

被解释变量：农民互助养老意愿。以“如果村里牵头集资照顾生活不能自理老人(未来您需要照顾时，也享受相同待遇)，您是否参与”作为测度项。总体而言，农民参与互助养老参与意愿相对较高。在3518个有效样本中，2639位农民愿意参与互助养老，约占总样本的75%，仅25%的农民不愿意参与互助养老。

解释变量：身份认同。身份认同的形成除了表达为传统的仪式和祭祀习俗外，还表达为编制及修订族谱。相对于前者而言，后者更为重要，它是资格权的事实表达，使得农民在宗法组织中感知到自己“内群体”的成员身份，构成了身份认同的外延和内涵[21]。因此，以“有没有族谱”作为测度项。值得注意的是，在有族谱的样本中，有1835位农民愿意参与互助养老，这占3518个有效样本的52.16%。

中介变量：团结规则。团结规则表达为组织对内部成员的帮助与支持。因此，以“家族是否在族人遇到困难时提供帮助”为测度项。值得注意的是，在家族会在族人遇到困难提供帮助的样本中，有2047位农民愿意参与互助养老，这占3518个有效样本的58.19%。

控制变量：包括性别、年龄、受教育程度、婚姻状况、医疗保险、养老保险、家庭总收入、家庭恩格尔系数、是否为低保户、村庄老龄化程度、村庄工业化程度、村庄特色农业、村庄面积。其中，聂建亮和唐乐的研究表明，男性参加互助养老的意愿高于女性，而且随着年龄和受教育程度增长，农民参加互助养老的意愿不断提高。相对于已婚农民而言，丧偶以及离异农民参加互助养老的意愿更高[22]。张川川和陈斌开的研究表明，以“新农保”“新农合”为核心的社会保障在一定程度上降低老年人对代际转移支付的依赖程度。这会对互助养老产生“挤出效应”[23]。家庭总收入、家庭恩格尔系数和是否为低保户能够表达农民参与互助养老的需求。村庄老龄化程度、村庄工业化程度、村庄特色农业以及村庄面积反映出互助养老的市场半径。

分组变量：经济异质性表现为收入差距。如果收入低于平均水平，并到达一定程度，可以认为处于经济下层群体。因此以“您家的经济状况处于本村哪个级别”作为测度项(4)从杜森贝利提出的“相对收入假说”开始，大量的学者关注收入差距对个人消费、储蓄和慈善等决策的影响。不过，收入是私人信息，准确地获得他人收入信息并测算自己在社会中的客观收入地位是困难的。大部分研究认为，收入差距通常基于个人对自身“经济地位”的主观判断；其在本质上表达为个人依据自身的标准，在与他人财富主观比较过程中产生的差距感知[24]。。具体描述见表1。

表1 变量说明与统计描述

(三)模型设置

根据理论分析及其假说，本文重点讨论身份认同对农民参加互助养老意愿的影响及其传导机理，即团结规则的中介效应。中介效应检验方法主要采用温忠麟等提出的中介变量检验方法进行验证(5)正如钱雪松等发表在《管理世界》的论文所论证的一样，关于中介检验的方法众多，但存在着一定的局限性。温忠麟吸收了众多有益成果，并构造了一种综合性中介效应检验程序，从而在保证统计功效的同时，避免了第一类和第二类错误的概率。所以，本文采取该检验程序进行中介检验[26]。，模型如下[25]。

首先，分析身份认同对农民参加互助养老意愿的影响(6)农民参加互助养老意愿是二元分类变量，所以使用Logit模型进行估计。，即检验身份认同对农民参加互助养老意愿的回归系数(α)是否显著。如果回归系数显著，则说明身份认同对农民参加互助养老意愿的直接效应是显著的。

MutualPension=C+αIdentity+λControl+μ1

(1)

其中，MutualPension表示农民参加互助养老意愿；Identity表示身份认同，α为Identity对应的回归系数；Control表示控制变量，λ为Control对应的回归系数；μ1表示随机扰动项。

再者，分析身份认同对团结规则的影响(7)团结规则属于有序类别变量，在统计上不属于连续变量，所以使用Ologit模型进行估计。，即检验身份认同对团结规则的回归系数(β)是否显著。如果回归系数显著，则说明身份认同对团结规则产生影响。

SolidarityRules=C+βIdentity+λControl+μ2

(2)

其中，SolidarityRules表示团结规则；Identity表示身份认同，β为Identity对应的回归系数；Control表示控制变量，λ为Control对应的回归系数；μ2表示随机扰动项。

最后，分析身份认同、团结规则对农民参加互助养老意愿的影响(8)同②。，即分别检验身份认同和团结规则对农民参加互助养老意愿的回归系数。如果回归系数α′和δ显著，说明团结规则的中介效应成立，其在身份认同对农民参加互助养老意愿中发挥着中介作用。

MutualPension=C+α′Identity+δSolidarityRules+λControl+μ3

(3)

其中，MutualPension表示农民参加互助养老意愿；Identity表示身份认同，α′为Identity对应的回归系数；SolidarityRules表示团结规则，δ为SolidarityRules对应的回归系数；Control表示控制变量，λ为Control对应的回归系数；μ3表示随机扰动项。

四、实证分析

(一)身份认同与农民互助养老

表2汇报了身份认同对农民参加互助养老意愿的Logit回归结果。其中，1%的统计水平上，身份认同促进了农民参加农村互助养老的意愿，即假说1得到检验。此外，身份认同每增加1个单位，农民参加农村互助养老的意愿提高0.032%。这意味着，身份认同为集体行动提供了终极性的社会规范，强化了农民互助养老的价值导向，并转化为对应的行为倾向。

表2 身份认同对农民互助养老的影响

(二)身份认同、团结规则与农民互助养老

结合理论分析及其假说，身份认同通过团结规则影响农民互助养老意愿，所以需要对中介作用进行分析，本文采用温忠麟等的中介变量检验方法进行分析[25]。表3显示了中介效应的检验结果。其中，模型(1)将农民互助养老意愿作为被解释变量后，身份认同的系数显著为正，说明身份认同促进了农民参加互助养老意愿。模型(2)将团结规则作为被解释变量后，身份认同的系数显著为正，说明身份认同对团结规则有促进作用。模型(3)将农民互助养老意愿作为被解释变量、身份认同和团结规则为解释变量后，身份认同系数显著为正，而且团结规则系数显著为正，说明团结规则的中介效应成立，即团结规则在身份认同对农民互助养老意愿的影响中发挥中介作用，即假说2得到支持。

表3 中介效应检验

(续表)

由此可见，团结规则是身份认同促进农民参加互助养老的作用机理之一。究其原因，互助养老需要各个农民让渡已有的权益，他们之间的权益让渡和整合需要团结规则去明确各自的权利和义务。考虑身份认同形成以后，团结规则才能被有效地构建，因而，身份认同通过团结规则的作用从而促使农民参加互助养老。

(三)身份认同、团结规则与农民互助养老：基于经济异质性分析

表4汇报了团结规则在身份认同对经济下层农民参加互助养老意愿影响中的机理，并采用温忠麟等的中介变量检验方法进行分析[25]。模型(1)表明身份认同对经济下层农民参加互助养老意愿的回归系数显著为正，即身份认同促进了经济下层农民参加互助养老意愿。模型(2)表明身份认同对团结规则的回归系数显著为正，即身份认同对团结规则有促进作用。模型(3)表明身份认同和团结规则对经济下层农民参加互助养老意愿的回归系数显著为正，即身份认同以及团结规则促进了经济下层农民参加互助养老意愿。结合中介效应判断规则，团结规则在身份认同对经济下层农民参加互助养老的影响中发挥着中介作用。

表4 中介效应检验：基于经济下层农民的样本

表5汇报了团结规则在身份认同对经济中层农民参加互助养老意愿影响中的机理，并采用温忠麟等的中介变量检验方法进行分析[25]。模型(1)表明身份认同对经济中层农民参加互助养老意愿的回归系数为正，但不显著，也就是说，身份认同对经济中层农民参加互助养老意愿的直接效应不显著。尽管模型(2)表明身份认同对团结规则的回归系数显著为正，以及模型(3)表明团结规则对经济中层农民参加互助养老意愿的回归系数显著为正。但是，结合中介效应判断规则，团结规则在身份认同对经济中层农民参加互助养老的影响中没有发挥中介作用。

表5 中介效应检验：基于经济中层农民的样本

表6汇报了团结规则在身份认同对经济上层农民参加互助养老意愿影响中的机理，并采用温忠麟等的中介变量检验方法进行分析[25]。模型(1)表明身份认同对经济上层农民参加互助养老意愿的回归系数显著为正，即身份认同对经济上层农民参加互助养老意愿的直接效应是显著的。模型(2)表明身份认同对团结规则的回归系数显著为正，即身份认同对团结规则有促进作用。模型(3)表明身份认同和团结规则对经济上层农民参加互助养老意愿的回归系数为正，但不显著。结合中介效应判断规则，团结规则在身份认同对经济上层农民参加互助养老影响中没有发挥中介作用。

表6 中介效应检验：基于经济上层农民的样本

由此可见，对于经济上层农民和经济中层农民而言，团结规则的中介效应不成立，即团结规则在身份认同对经济上层农民和经济中层农民参加互助养老意愿的影响中不发挥中介作用；相反，对于经济下层农民而言，团结规则的中介效应成立，即身份认同通过团结规则的作用，从而促进经济下层农民参加互助养老。因此，假说3得到检验。

(四)进一步讨论：村规民约的情境依赖

身份认同之所以有效地发挥作用，是因为其建构在差序格局的礼治秩序、宗族意志的社会规范以及儒家思想的教化授命之上，并通过团结规则而形成的惩戒与监督、价值导向与内转化传递促进农民参加互助养老[28]。然而，改革开放以后，农民出现经济分化，导致农民参加互助养老的前提条件发生了改变。一个重要的表现是，在农村地区，传统的“礼治社会”逐渐向“法治社会”转型。相对于经济下层农民而言，经济中层和经济上层农民更具有资源禀赋和经济、政治优势，他们可以利用经济力量，构建一个“不问对象是谁”的普遍主义尺度的利益圈[29]。这不仅削弱了以宗族为基础的身份认同，还破坏了差序格局下“礼物交换”的团结规则，最终降低了他们参加互助养老的意愿。

现实中，随着乡(镇)人民政府建立，行政权在农村地区不断收缩。家庭联产承包责任制等制度的实施使得农民对生产要素的自主经营权进一步加强。农村因此逐渐脱离行政权的直接控制，进入了村民自治阶段[30]。自此，村规民约以立法的形式被写进《村民委员会组织法》以及对应的修订版中，成为农村社会交往的依据。作为必须遵守的公共准则，村规民约在本质上表达为以刚性契约的形式对所有农民的利益进行整合，要求农民让渡部分权利从而形成公共权力[31]。由此，村规民约能够对不特定的第三人发出具有强制性的影响力、支配力，并促使或命令他们按照制定者的意志作出或不作出某种行为。也就是说，村规民约具有价值引导的作用，在社会交往中生成价值选择与预设[32]。那么，对于经济中层农民和经济上层农民而言，即使身份认同及其形成的团结规则不再具有长久预见性，但是，他们也难以摆脱基于多数人同意而形成村规民约所发出的约束力。为了获得更多经济、政治优势，经济中层农民、经济上层农民会主动地迎合村规民约这一行为规范的需要，相应地，他们会尊重身份认同及其形成的团结规则，并且践行由此要求的养老互助义务。从这个角度看，在社会公共道德和精神文明建设导向的村规民约情境内，经济中层农民和经济上层农民参加互助养老的约束条件发生了改变，从而导致团结规则在身份认同对互助养老的影响中发挥着推动作用。

因此，本研究讨论了在社会公共道德和精神文明建设的村规民约情境下，团结规则在身份认同对经济中层农民和经济上层农民参加互助养老意愿影响中的机理，并采用温忠麟等的中介变量检验方法进行分析[25](表7)。模型(1)结果表明，给定的控制变量不变，在1%的统计水平上，身份认同对经济中层和上层农民参加互助养老意愿有着正向影响，即身份认同对经济中层农民和经济上层农民参加互助养老意愿的直接效应是显著的。模型(2)结果表明，给定的控制变量不变，在1%的统计水平上，身份认同对团结规则有着正向影响。模型(3)结果表明，身份认同和团结规则对经济中层农民和经济上层农民参加互助养老意愿的回归系数显著为正。结合中介效应判断规则，在社会公共道德、精神文明建设的村规民约情境下，团结规则的中介效应成立，即身份认同通过团结规则的作用，从而促进经济中层农民和经济上层农民参加互助养老。由此说明，社公共道德、精神文明建设的村规民约成为激励经济中层农民和经济上层农民参加互助养老的重要方面。

表7 村规民约情境下的中介效应检验：基于经济中层及上层农民样本

五、结论与建议

在家庭养老式微以及社会养老发育滞后的现实背景下，通过嵌入农村资源而形成的互助养老成为解决农村“未富先老”问题的良策。本研究构建了“身份认同—团结规则—农民互助养老意愿”的分析框架，揭示农民参加互助养老的微观实现机理及其约束条件。结果如下：第一，身份认同促使农民把自己归属于组织并将其视为个人化的空间，从而更加关注集体价值观和他人利益，最终转化为参加互助养老的意愿；第二，团结规则在身份认同对农民互助养老意愿的影响中发挥中介作用，即身份认同强化了团结规则(奖惩机制、监督机制与价值导向机制)并提高了农民参加互助养老的意愿；第三，农民的生产、生活和交往被卷入开放的市场化和社会化体系中，农村出现了经济分化，农民参加互助养老的逻辑因此发生变化。对于经济中层农民和经济上层农民而言，身份认同难以通过团结规则并促进他们参加互助养老。对于经济下层农民而言，身份认同作用于团结规则，从而促进了他们参加互助养老。第四，村规民约形成强制性、普遍性的行为规范。为了获得更多经济、政治优势，经济中层农民和经济上层农民会遵循身份认同及其形成的团结规则，并践行由此衍生的养老互助义务。所以，在社会公共道德、精神文明建设的村规民约情境下，身份认同通过团结规则作用而促进经济中层农民和经济上层农民参加互助养老。

促进农村互助养老市场的发展既是攻坚战，也是持久战；农民参加农村互助养老不仅受到身份认同及其形成的团结规则影响，也受到村规民约情境的约束。为此，政策的重点在于构建“资源—需求—供给”相互协同的机制。第一，以村域为单元提升农民对组织的身份认同，促进互助养老服务资源与需求的动态联结，包括：利用认同机制，合力盘活集体经济资源；依托特色产业项目，并鼓励他人捐助筹集互助养老所需资金；明确互助养老的需求信息，有针对性地采取多种渠道开展互助养老的培训，促进资源的有效整合。第二，以身份认同为纽带强化团结规则的效力，促进互助养老市场需求与供给的匹配。其中，以能人精英、意见领袖为核心搭建互助养老的沟通桥梁，通过定期走访，有针对性地制定互助养老的方案组合，将分散化的养老供给主体纳入为身份认同所联结的网络中，并且通过格式合同不断提升互助养老的规范性。第三，以村规民约为约束机制，促进互助养老供给和资源的有效对接。如，通过村规民约开展农村互助养老计划并设置专项资金，培育互助养老意识，鼓励各个年龄层的农民主动参与，扩大互助养老的供给主体范围，进一步整合养老资源。