家庭结构变迁视角下农村老年贫困研究

邓婷鹤,郑晓冬,毕洁颖,杨园争

(1.中国健康教育中心,北京 100011;2.浙江工商大学 经济学院,浙江 杭州 310018;3.中国农业科学院 农业信息研究所,北京 100081;4.中国社会科学院 农村发展研究所,北京 100732)

一、引 言

中国绝对贫困已消除,未来贫困治理将聚焦相对贫困。2021年2月25日,习近平总书记在全国脱贫攻坚总结表彰大会上庄严宣告,中国脱贫攻坚战取得了全面胜利,现行标准下,9 899万农村贫困人口全部脱贫,832个贫困县全部摘帽,12.8万个贫困村全部出列,区域性整体贫困得到解决,完成了消除绝对贫困的艰巨任务。绝对贫困的消除不是终点,贫困的治理也尚未结束。党的十九届四中全会指出:“坚决打赢脱贫攻坚战,巩固脱贫攻坚成果,建立解决相对贫困的长效机制”。意味着未来贫困治理目标是建立在解决绝对贫困基础上的相对贫困治理。然而,长期城乡发展不平衡使得中国现有的农村养老机制、养老政策尚不健全,加之老年人多患有慢性疾病,与青年人口相比,该群体增收困难,难以通过改变自身禀赋条件和所处环境摆脱贫困。可见农村老年贫困治理将成为相对贫困治理的重要议题。

与此同时,人口老龄化伴随着家庭结构小型化,与子女同住的传统家庭结构在迅速改变。2020年度国家老龄事业发展公报显示(1)http:∥www.nhc.gov.cn/lljks/pqt/202110/c794a6b1a2084964a7ef45f69bef5423.shtml。:截至2020年11月1日零时,全国60周岁及以上老年人口26 402万人,占总人口的18.70%;全国65周岁及以上老年人口19 064万人,占总人口的13.50%;全国老年人口抚养比为19.70%,比2010年提高7.80%。其中,乡村的老龄化水平明显高于城镇。乡村60周岁及以上、65周岁及以上老年人口占乡村总人口的比重分别为23.81%、17.72%,比城镇60周岁及以上、65周岁及以上老年人口占城镇总人口的比重分别高出7.99个百分点、6.61个百分点。第七次全国人口普查(简称“七人普”)数据显示,2020年中国(大陆地区)平均家庭户规模为2.62人,比2010年的3.10人减少了0.48人,已跌破“三口之家”的数量底线。“一人普”至今家户规模逐渐缩小:1953年“一人普”时家庭户平均规模为4.30人,1964年“二人普”为4.29人,1982年“三人普”为4.41人,1990年“四人普”为3.96人,2000年“五人普”为3.44人,2010年“六人普”为3.10人[1]。

学术界有关家庭结构与老年贫困的研究未能得到一致结论。一些研究发现,独居生活成本更高,老人贫困发生率也高[2-4]。Rendall等提出亲子合住是预防老年贫困的有效手段[5]。另一些研究发现,家庭结构与老年贫困没有直接关系,子女对父母的照顾不会随着居住距离的增加而减少,即使是流动外出务工的子女也可以通过汇款等方式为老人提供经济支持,相比而言,国内相关研究起步较晚,具体涉及老人经济贫困、心理贫困和健康贫困[6-8]。

综上,在家庭结构变化背景下农村老年贫困将如何解决?对该问题的研究不仅是巩固农村老年脱贫成果防止返贫的现实需要,也是提升农村老年脆弱群体发展能力、实现共同富裕目标的历史必然。

二、文献回顾

老年群体是社会上最为弱势的群体之一,也是贫困的高发人群。随着个体生理功能退化和社会角色转变,该群体更易因病、因故致贫或返贫[9]。有关老年贫困的研究由于概念界定和研究方法不同,未能形成公认的“老年贫困标准”,现阶段研究涉及收入、身体健康、心理健康、主观满意度等维度的贫困[10-12]。随着可行性能力理论提出,老年贫困的研究更多从多维贫困视角展开[13]。家庭生命周期理论认为,家庭生命事件并非是孤立的事件,而是一种系统性变化,家庭生命周期各阶段彼此之间也是一种系统性的结构关系。所以,老年贫困会受到个体经历事件的影响。故家庭结构变动作为老年人生活中的重大事件也会对老年人贫困产生影响,因此老年贫困与家庭结构之间的关系逐渐引起学者关注。

家庭结构小型化,与配偶合住和独居逐渐成为主要家庭结构。对该类家庭的研究表明,与其他家庭相比,独居无法及时获得配偶和子女的生活照料及情感交流,其生活满意度处于最低状态,且这类老人生活成本更高[14-15]。对中国的研究发现,农村独居老人贫困发生率更高,更容易陷入健康和心理贫困[7-8]。相反,与配偶合住的老人其健康及生活满意度水平相对较高,这主要由于配偶成为老年人在生活照料与情感交流方面最主要的依赖对象,且与配偶合住是农村老年人最主要的家庭结构类型[14]。

农村传统的合住家庭对老年贫困的影响不能一概而论。在老年人与其已婚成年子女同住的二代直系家庭中,部分研究认为亲子合住是预防老年贫困的有效手段,因为来自家庭中子女的照顾不仅保障了老人的日常需求、也满足了老人的精神需要,对老人带来积极影响[5]。另一些研究持相反的观点:Michielin等指出子女对父母的照顾不会随着居住距离的增加而减少,即使是流动外出务工的子女也可以通过汇款的方式为老人提供经济支持,而与成年子女同住老人在享受子女照顾的同时会产生更多的代际矛盾,这对老年人的生活满意度产生消极影响[16-18]。对中国的研究发现,代际关系下,子女的成长和发展能够激发家庭发展的内生动力[19];三代直系家庭相比二代直系增加了孙辈,在这类家庭中,老人主动承担照顾孙辈任务的同时获得子女的代际支持,满意度和健康状况更好。随着老龄化程度加深,四世同堂这种最传统的家庭结构比例逐渐减小甚至消失,相反,高龄化带来了一种新的两代合住家庭即低龄老人和高龄老人合住,王跃生证实了中国三代直系家庭降低的同时,二代直系家庭显著上升,尤其表现在高龄老年人中[20]。当前对低龄和高龄合住这类家庭中老年福利的变化尚未引起足够重视。

随着城镇化进程加速,农业劳动力大规模转移导致当前农村普遍出现了一种新的家庭结构:隔代家庭,即老年人仅与孙辈同住。隔代家庭的研究更多关注于老人健康维度贫困问题,研究可分为两个方面:一方面,“角色增强”理论提出隔代家庭中的老人主动承担起照顾孙辈的角色,日常生活中对孙辈的照顾会极大增强老人的价值感,与孙辈的互动改善了老人的心理抑郁,所以隔代合住家庭中的老人心理生活满意度具有明显优势[21]。另一方面,“角色压力”理论提出相反的观点,认为隔代照护孙辈的过程中老年人被迫承担了过多的责任和期待,代际关系向下传递导致老人投入大量精力照护孙辈,没有更多的精力考虑自身,不利于老人健康[22-23]。

已有文献关于家庭结构与农村老年贫困影响的研究具有如下特点:一是由于尚未形成公认的“老年贫困标准”,现有研究结合研究目的侧重聚焦农村老年贫困的一个方面,得到结论尚未一致;二是虽有部分研究在能力贫困框架下测量农村老年贫困,研究更倾向于对多维贫困的时点测量,从动态视角考虑多维贫困变化的研究相对较少,从整个家庭生命周期考虑农村老年贫困变化的研究尤显不足。为此,本研究试图从两个方面加以改进:首先,从家庭结构变迁的视角,利用2011—2018年中国健康与养老追踪调查(China Health and Retirement Longitudinal Study,CHARLS)数据,采用A-F方法测算不同家庭结构中农村老年多维贫困变化,并在此基础上归纳不同家庭结构老年贫困特点及未来变化趋势;其次,考虑老年群体的异质性,进一步考察不同特征老年群体在不同家庭结构中贫困特点,以期识别出农村老年群体中的“脆弱人群”,为农村老年相对贫困的治理提供参考。

三、数据与研究方法

(一)数据来源

本研究数据来自中国健康与养老追踪调查(CHARLS),该数据是由北京大学国家发展研究院主持、北京大学中国社会科学调查中心与北京大学团委共同执行的大型跨学科调查项目,旨在收集一套代表中国45岁及以上中老年人家庭和个人的微观数据。CHARLS基线调查于2011年,每两年追踪一次,随后于2013年和2015年分别在中国28个省份的150个县、450个社区(村)开展调查访问,截至2015年追访其样本已覆盖总计1.24万户家庭中的2.3万名受访者。数据包括:个人基本信息、 健康状况、医疗服务利用和医疗保险、收入、 消费等。基于数据特点,本研究将中国农村老人的家庭结构分为:独居、夫妻合住、两代合住(夫妇和一个已婚子女或者低龄与高龄老人同住)、三代合住(夫妇和一个已婚子女与孙子女)、隔代合住(夫妇与孙子女)、四代合住(夫妇和一个已婚子女、一个已婚孙子女及曾孙子女)。研究将样本限定在60岁及以上的农村个体,基于CHARLS2011、2013、2015和2018年数据,旨在考察不同家庭结构下农村老人多维贫困的差异及变化规律,最终获得样本5 387个、5 767个、6 334个和7 926个。样本分布情况详见表1。

表1 样本分布情况

(二)研究方法

1.A-F多维贫困测量

A-F法是多维贫困识别的常用方法。记X=[xij]为n×d维矩阵,元素xij表示个体i在j维度上的取值;令zj(zj>0)代表个体或家庭在第j维度上的剥夺临界值,行向量Z代表特定临界值。

(1)贫困识别。定义剥夺矩阵:

(1)

(2)贫困加总。最简单的加总方法就是按人数计算贫困发生率:H=q/n,q表示同时存在k个维度的贫困个体数,即FGT方法,只能反映贫困的广度,无法反应贫困的深度和强度[4]。基于此,Alkire等用平均剥夺份额A=C(k)/(qd)对H进行了修正,调整后的多维贫困指数为M0=H×A,即M0=μ[g0(k)][24-25]。

再用平均贫困距G进一步调整,得到M1=H×A×G,即M1=μ[g1(k)]。

或者再用平均贫困深度进行调整,得到M2=μ[g2(k)]=H×A。

在实际应用中,可以根据需要进行选择。本文只测算M0。

(2)

2.维度指标选取

本文依托阿玛尼亚森的可行能力理论,同时结合联合国千年发展目标以及老年人自身特点,拟从收入保障、教育、健康、生活水平和主观福利五个维度构建老年多维贫困指数。具体各维度变量说明如表2所示。

表2 农村老年人多维贫困的维度、指标和剥夺临界值

3.家庭结构影响的量化模型设定

当前关于农村老人贫困的文献更多的是探讨贫困发生与否,或者是讨论贫困的决定因素,本文则主要从家庭结构视角,量化不同家庭结构对老人多维贫困的影响。本文将构建计量回归模型量化家庭结构变化对农村老年贫困变化的影响,基本模型设定如下:

poverty=β0+β1LC+β2X+ε

(3)

其中,poverty是老年贫困变量;LC是反映家庭结构的虚拟变量,独居为基准组;其他的控制变量主要选取了年龄、性别、生活自理能力以及代际关系变量,研究将单人户、东部地区作为参照类别,进而分析各类别变量对被解释变量平均贡献的差异。具体各因变量的描述统计分析见表3。

表3 变量描述统计分析

四、研究结果与讨论

(一)家庭结构变迁视角下农村老年多维贫困跨期变动

随着时间推移,不同家庭结构中农村老年贫困发生率均稳步下降。表4显示了基于2011—2018年数据计算的不同家庭结构中老年多维贫困发生率。从绝对量来看,不同家庭结构在各维度的贫困发生率差异明显,其中四代合住家庭中老人的贫困发生率更高,独居和两代合住次之。

从相对量来看,2011—2015年间,独居和四代合住的老人贫困发生率下降程度最小,独居的老人在2011年多维贫困发生率为62%,2018年贫困发生率下降至30%(2)文中的分析主要基于k=3的结果展开。;四代合住老人多维贫困发生率从2011年的64%下降至2015年的32%;两代合住的老人2011年贫困发生率为56%,2015年下降至27%,仅次于独居和四代合住。与此同时,本文发现不同家庭结构的老人贫困发生率在2011—2013年间变动幅度最大,2013—2015年次之,2015—2018年变动幅度最小,这可能是减贫规律的体现:随着脱贫攻坚进程加深,剩余贫困人口脱贫难度相对增加;此外,研究采用的不是三年连续追踪总样本,样本的替换也可能导致上述现象产生。

随着多维贫困临界值K的提高,不同家庭结构的老年贫困发生率呈下降趋势,但下降程度有差异。表4展示了K=3增加至K=5时不同家庭结构下老年贫困的变化,可知2011—2018年间,中国农村不同家庭结构下老年多维贫困有所改善,但独居、四代合住和两代合住老年贫困的改善程度远不如其他家庭结构。考虑目前农村老人基本居住方式主要为两类:与已婚子女组成的二代、三代及以上直系家庭以及单独居住(包括夫妻合住和丧偶后独居两种),祖孙隔代合住为重要的补充形式,所以对老年群体贫困的治理须首要关注农村独居和两代合住的老人[20]。需要说明的是:相比其他几类家庭结构,表4中隔代合住并没有显著增加老人陷入贫困的概率,对此不能简单理解为这类家庭结构有益于降低老年人多维贫困发生率。研究认为之所以会出现上述情况的原因是,在代际关系向下传递的背景下,低龄老人在经济、健康、生活状况等方面的条件相对较好,故在能力范围内更多承担了照料孙辈的任务。

表4 不同家庭结构农村老人多维贫困的跨期变动

此外,表4还显示了不同家庭结构的多维贫困指数测度结果。2011—2018年,各类型家庭结构多维贫困指数呈现相同的变化趋势:一方面,随着维度数的增加,多数家庭中老人的平均被剥夺程度指数和多维贫困指数随之上升;另一方面,在同一维度下,相比2011年,2018年的平均被剥夺程度指数和多维贫困指数都有所下降,其中四代合住的家庭结构下降幅度最大。随着时间的推移,家庭平均被剥夺程度指数的最小值由三代合住转变为夫妻合住的家庭结构,最大值由四代合住的家庭结构转变为独居的家庭结构。总体来说,2011—2018年,中国农村的各类家庭结构下老人的平均被剥夺程度指数和多维贫困指数均不断下降,且不同家庭结构下老人多维贫困指数波动的程度有所减少,意味着不同家庭结构下老人贫困的差异在减小。

(二)家庭结构变迁视角下农村老年多维贫困的分解

通过多维贫困指数分解,有助于细致地了解农村老年多维贫困在不同家庭结构的分布以及特点,并依次讨论不同维度对各家庭结构中老年多维贫困指数的贡献,旨在为农村老年相对贫困的识别与治理提供参考。

1.家庭结构分解

从不同家庭结构的多维贫困指数分解来看,农村老年相对贫困的治理需更多关注独居和两代合住家庭。表5报告了2011—2018年不同家庭的多维贫困指数的分解结果:总体上四代合住和隔代家庭的多维贫困指数对总体多维贫困的贡献最小,约为10%左右,具体来看,这两类家庭在目标年份的贡献分别为2%～5%和7%～9%,隔代家庭的平均贡献高于四代合住;其他四类家庭的多维贫困对总体多维贫困的贡献约90%。从不同年份间变化来看,2011年三代合住模式的多维贫困对总体多维贫困的贡献最大,为35%;夫妻合住和两代合住家庭次之,分别为31%和11%,上述合计占比77%;2018年独居、夫妻合住和两代合住家庭的贡献分别为27%、24%和28%,合计占比81%;期间独居和两代合住增速较快。造成上述变化的原因是目标期内三代合住的家庭变化:通常三代合住的家庭结构包括“父母、老人和孩子”“老人、孩子和孙子女”的家庭,CHARLS数据显示2011年“老人、孩子和孙子女”这类家庭占绝大多数,随着时间推移这类家庭解体成为两代合住家庭,导致这类家庭结构贡献上升,“七人普”家庭规模持续缩小也印证了上述推断。

表5 家庭结构视角下农村老人多维贫困指数分解

2.指标分解

表6报告了不同家庭结构的多维贫困指数不同维度分解的结果,可以得到老人多维贫困的以下特征。

表6 不同家庭结构下老人多维贫困指标贡献分析

第一,无论何种居家养老模式中的老人,生活满意度为代表主观福利维度的贡献逐渐增加。若一个社会的主观福利不能显著提升,即使收入角度衡量的绝对贫困大规模消除,也不能带来社会整体福利水平的提高[32]。农村老人这一特殊群体在经济和社会活动方面都具有脆弱性,所以未来对该群体贫困识别机制更需要从客观和主观多个维度创新识别机制。

第二,子女受教育程度对隔代家庭中老人贡献更大,而老人受教育程度对夫妻合住模式贡献更大。教育维度对老年贫困贡献也较大,这与中国农村多维贫困研究结论一致[33-34]。但进一步考察老人受教育水平和子女受教育水平后发现:从绝对量看,各家庭结构中老人受教育水平的贡献均大于子女受教育水平,且在夫妻合住家庭中尤其明显,2011—2018年间,夫妻合住老人受教育程度贡献从15%增加至28%,而子女受教育程度贡献基本维持在10%左右;从相对量看,子女受教育程度变化程度远大于老人受教育水平,且在隔代老人中表现更突出。2011—2018年间,隔代老人子女受教育程度的贡献从8%增加至20%,而老人受教育程度贡献基本维持在15%左右,造成上述现象的原因可能源于两方面:一是受教育水平高、经济条件好的老人更倾向于夫妻合住,故受教育水平指标对这类家庭的贡献增加;二是在隔代家庭中,子女具有更高的教育水平则意味着有更稳定的生活保障,贫困发生率较低。这里的政策启示为,相对贫困治理需从全生命周期考虑贫困治理,继续提高未成年子女的教育水平,这不仅能阻断代际贫困,也能大大减少“未来老人”陷入贫困概率;此外,重视老年群体教育,虽然老人过去的教育存量不能改变,但可通过社区举办老年学校以及其他老年社会活动缓解贫困[35-36]。

第三,功能性障碍对老年贫困的影响逐渐增强,且在两代合住家庭中表现更显著。2011—2018年,功能性障碍对各个家庭结构的老年贫困影响程度增加,其中两代合住家庭增幅最大:随着老龄化程度加深,两代合住家庭中越来越多是低龄和高龄老人合住,高龄老人失能或者半失能后,低龄老人提供照顾有限,其照料需求不能很好地满足,所以功能障碍对这类家庭老人贫困的贡献从2011年的5.1%增加至2018年的16%。研究显示当老人照料需求增加,为了避免代际矛盾老人会首选夫妻合住,为此还需警惕该维度夫妻合住家庭的影响[20]。此外,隔代居住的老人功能障碍被剥夺的比例始终最低,也间接解释了为何该类家庭贫困发生率较低。

第四,除独居和四代合住,生活水平维度对其他各类家庭中老年贫困贡献明显减少。具体来看,2018年生活水平的贡献在夫妻合住、两代合住、三代合住和隔代合住分别为9.7%、9.0%、10.1%和9.3%,较2011年降幅在10%左右,其中夫妻合住家庭改善明显,减少了18.9%。相比之下,独居和四代合住老人的生活水平维度在目标期间内变化有限,2011年上述家庭该维度的贡献分别是23.3%和19.5%,2018年分别下降至19.2%和16.1%,意味着独居和四代合住家庭的老人平均生活水平低于其他几类家庭。当前农村老人生活环境建设相对滞后,随着老龄人口数量快速增长,上述问题可能会在老年贫困问题上显现放大效应。

第五,收入保障维度的贡献下降幅度在各类家庭中均较大。除四代合住家庭,收入保障的贡献从2011年的15%～17%下降至2018年的不到1%,四代合住养老保险贡献为1.3%,一方面印证了推行“新农保”“新农合”确实有助于减少老年贫困、改善老年福利,另一方面说明未来“新农保”“新农合”的覆盖需首要关注四代合住中的老年群体。另外,这里采用指标为 “是否拥有‘新农保’‘新农合’保障”,有关保障能多大程度上缓解农村老年贫困的问题值得进一步研究。

(三)家庭结构变迁对农村老年贫困影响的量化分析

1.家庭结构对老年贫困影响的程度分析

上文考虑了不同家庭结构下农村老年贫困的变化,下面将进一步量化上述影响。以独居老人作为参照组,表7实证了家庭结构对老年多维贫困的影响。从贫困广度(H)来看,相比于独居,其他几类家庭中老年贫困发生率在不同程度上减少,其中三代合住的优势最为显著,老人陷入贫困的概率减少了19.3%;夫妻合住和隔代合住模式次之,贫困广度分别降低了18.9%和16.1%;两代合住家庭中老人贫困广度降低了15.6%;相反,四代合住家庭的系数不显著,这意味着与独居家庭老人贫困相比较,四代合住家庭的优势不明显。贫困深度(A)的变化与贫困广度(H)基本一致。综上,三代合住的老人免于贫困的优势最明显,夫妻合住和隔代居住次之,相反,独居和四代合住家庭中老人更容易陷入多维贫困,这与上文按照家庭结构分解得到的结论一致,证实了家庭结构对农村老年贫困的作用。

表7 家庭结构对老人贫困的影响量化分析

2.家庭结构影响的异质性分析

由于缺少冰雪运动的发展条件，我国冰雪运动相关项目普遍缺乏群众基础，与乒乓球、羽毛球这些受众广泛且成本较低的体育项目相比，国人对冬季体育运动，如冰球、冰壶的参与度明显较低。此外，我国在冬奥会上的表现与挪威、加拿大以及德国等传统冰雪强国始终存在着不小的差距。因此，缺乏必要的群众基础、冰雪项目成绩上存在差距导致冬奥会在我国的关注程度不高，这对冬奥背景下北京市旅游产业的发展带来了威胁。

在讨论了家庭结构与农村老年贫困关系后,进一步考察家庭结构对贫困影响的异质性,拟从性别、年龄和生活自理程度考虑家庭结构影响的差异。年龄以80岁为分界,分为高龄组和非高龄组,生活自理程度按照功能性障碍划分,如果ADL或IADL中有一项不能独立完成,则认为其不能生活自理。表8是影响异质性的参数估计结果。首先,家庭结构对老年贫困的影响存在明显的性别差异。对于男性而言,无论哪个因变量,与配偶居住都是最优的家庭结构,可能源于中国传统“女主内、男主外”的家庭生活模式,相比于老年男性,老年女性在家中更多承担着照顾的角色,在夫妻合住的家庭中老年男性被照料和看护得更好,贫困广度、深度和多维贫困指数均较低,也印证了对于空巢的有偶老人,配偶仍是其重要的照料资源与精神支柱。而对女性而言,三代合住对于农村女性贫困广度改善程度最大,其次是隔代居住的形式。由于老年女性更多承担了家务或者照看孙辈的工作,三代合住家庭中的子女会给予女性老人更多的照顾;在隔代家庭中的子女提供照顾资源有限,更可能通过经济支持弥补,导致农村老年女性在这两类家庭中陷入贫困概率降低。

表8 家庭结构对老人贫困影响的异质性分析

其次,对于低龄老人而言,不同家庭结构中农村老年贫困差异不大。相比而言,与配偶居住的农村老人贫困广度和多维贫困指数更低。2018年对中国城乡老年人生活状况调查显示:与配偶同住的老人在就业比率最高,社会参与度也较高。与之相反,对于高龄老人而言,与配偶居住和两代合住改善老年贫困状况作用有限,三代合住是更好的家庭结构,这类家庭中,老年贫困广度、深度和多维贫困指数均较低。可能的原因是,高龄老人生活自理能力较差,失能比例较高,生活中需要更多照顾,但高龄老人配偶或者低龄老人通常也年事已高,相互照料的能力有限。

最后,就生活能自理农村老人的贫困状况而言,除四代合住以外的合住家庭均优于独居家庭,其中夫妻合住、两代合住家庭的改善程度略大于三代合住,可能老年“同龄人”之间更容易相互理解,减少了代际间冲突的发生,这也体现了推行农村互助型养老的可行性。相反,研究仅发现生活不能自理老人在三代合住家庭中更不容易陷入贫困,说明农村老人半失能或失能确实给家庭带来了较重的经济和照料负担,当前农村家庭养老弱化背景下需要政府和社会对不能自理老人提供更多的支持。

3.结论稳健性讨论

上述量化分析没有考虑家庭结构与农村老年贫困之间可能存在的内生性问题,比如,老年人自身贫困与否会影响老人的家庭结构;而家庭结构也会反过来影响老人贫困状况。为此,本研究借鉴国际上对该问题的处理方法,基于两期追踪调查数据,采用滞后因变量(Lagged Dependent Variable Regression,LDV)回归,假设t期为基期,认为老人在基期的家庭结构是随机的,然后通过控制个体基期贫困状态以及社会经济特征,考察基期家庭结构对t+1期贫困的影响。为此,研究选择2015年和2018年来检验第t到t+1期家庭结构对第t+1期老人贫困的影响(3)养老模式内生性的问题在国外相关研究中多次提及。由于缺乏好的工具变量或者数据缺陷,相关研究均未能解决内生性问题。所以,本研究虽借鉴国际上相关研究方法,在一定程度上减少了内生性,但并没有完全解决该问题,这也是本文的不足和未来进一步研究方向。。首先,确定两期都存在的样本;2015年调查包括6 334个样本;剔除2018年由于某些原因导致家庭结构不确定的个体后,2015年样本中在2018年仍存在并接受调查的样本5 682个;其次,为消除研究期内由于家庭结构改变造成的分析偏差,研究将样本限定为:2015年和2018年老人家庭结构没有发生变化的个体,旨在消除调查期间家庭结构变化所造成的分析偏差;最终研究获得样本4 998个,剔除关键变量缺失的样本后剩余4 846个。表9显示了2015年家庭结构对2018年老年贫困的影响,可以发现相比于独居,其他几类居住形式的老人贫困发生率在不同程度上减少,其中三代合住的优势最为显著;夫妻合住和隔代合住模式次之;四代合住的家庭结构系数依然不显著,与本文的基准估计结果基本一致。

表9 家庭结构影响的稳健性检验

五、研究结论

第一,家庭作为贫困治理的最后识别单元,农村老年相对贫困的治理需关注独居家庭和两代合住家庭。本文发现未来中国农村老年贫困主要集中在独居和两代合住的家庭中,有限的救助资源需更多倾向于这类模式下的农村老人。相对贫困的治理不仅要关注这类家庭中农村老年人的经济贫困,还要关注农村老年人的健康贫困、心理精神贫困以及生活质量等多维贫困。可通过互联网信息技术对不同家庭结构中的农村老人贫困程度精准分类,完善扶贫资源分配。

第二,相对贫困的治理需考虑各类家庭老年贫困特点,提供全方位立体化帮扶措施。不同家庭下老年贫困的指标贡献率差异显著:子女受教育程度对隔代家庭的老人贡献更大,未来的老年相对贫困治理需要在全生命周期理念下展开,继续提高其未成年子女的教育水平;老人受教育程度对夫妻合住家庭贡献更大,应要求在推进乡村治理的过程中将农村老年人组织起来,通过举办老年协会(老年大学)等组织,让老人互帮互助,丰富其文化生活;功能性障碍对于两代合住家庭的贡献更高,中国于2019年7月发布了“关于开展老年护理需求评估和规范服务工作的通知”,未来农村老年相对贫困的识别可以考虑与老年护理需求的识别相结合。与此同时,研究发现独居老人的生活水平维度的贡献相对较高,针对这类家庭的老人,政府则需要在卫生设施、饮用水和清洁能源等方面提供普惠式的帮扶支持。

第三,重视脆弱家庭的“防贫”治理,建立稳定持续帮扶机制。随着绝对贫困的全面消除,对农村老年贫困的治理提出更高要求,政策设计要从事后治理向事前防范转变。一方面,当前农村女性、高龄和生活不能自理老人是相对贫困治理的重点人群,对该类人群的家庭需建立主动发现机制,动态监测适时干预,提供差异化的帮扶措施,切实做到“弱有所扶”。随着劳动力转移催生出农村更多的隔代家庭,本研究暂时没有发现这类家庭中老人更容易陷入贫困的证据,低龄老人在能力范围内承担着照料孙辈的任务,极大程度上满足了老人精神需求,反而降低了贫困,但随着育龄女性生育年龄推迟,农村老人隔代抚养孙辈的年龄会进一步推迟,政策需防止这类家庭的农村老人陷入贫困。另一方面,为巩固拓展脱贫攻坚成果,防止规模性返贫,习近平总书记在中央农村工作会议中提出设定五年扶贫过渡期,在过渡期中对于容易陷入贫困的老年家庭要重点给予帮扶和支持,对于尚未实现稳定脱贫的老年家庭要继续提供帮扶,结合家庭结构变化完善对农村老年群体的稳定持续帮扶机制,确保不发生规模性返贫,让脱贫地区的老年群体实现老有所养。