溫飽之外：“新農(nóng)?！睂?duì)農(nóng)村老年人養(yǎng)老質(zhì)量的改善效應(yīng)研究

○郭上海 王靈芝 許建明

（浙江農(nóng)林大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，浙江 杭州 311300）

一、引言

對(duì)于“新農(nóng)?！钡耐菩校瑥闹醒氲交鶎尤鐣?huì)飽含期望，期待其能保障農(nóng)村老年居民的基本生活，切實(shí)改善農(nóng)村老年人的養(yǎng)老質(zhì)量。學(xué)術(shù)界對(duì)“新農(nóng)?！遍_展了全面系統(tǒng)的入戶調(diào)查，評(píng)估“新農(nóng)保”成效?？傮w評(píng)價(jià)是肯定的，但仍有較大的改進(jìn)空間。有學(xué)者認(rèn)為，“新農(nóng)?！敝苯訛檗r(nóng)村老年人帶來(lái)一個(gè)穩(wěn)定的收入來(lái)源，一定程度上通過刺激消費(fèi)[1-2]、改善養(yǎng)老模式[3]、減少勞動(dòng)供給[4-6]、提高主觀福利[7]，改善了老年人的養(yǎng)老質(zhì)量。在同類議題的研究上，國(guó)外學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)養(yǎng)老金對(duì)自評(píng)健康[8]、勞動(dòng)供給[9-10]、健康狀況[11-12]、私人轉(zhuǎn)移支付[13]、生活滿意度[14]及收入[15-16]等一系列社會(huì)經(jīng)濟(jì)變量都產(chǎn)生了顯著影響。也有學(xué)者通過研究得出不同的結(jié)論，因?yàn)椤靶罗r(nóng)保”的養(yǎng)老金數(shù)額過低難以覆蓋基本生活需求[17]、實(shí)施強(qiáng)度不大導(dǎo)致短期內(nèi)難以對(duì)居民養(yǎng)老質(zhì)量產(chǎn)生有效影響[18-19]。

需要指出的是，因?yàn)椤靶罗r(nóng)?！睂?duì)于農(nóng)村居民來(lái)說，涉及的是關(guān)于自身及其家庭成員的生命周期階段中資源的跨期配置決策，這個(gè)決策需要學(xué)習(xí)、收集信息與深思熟慮，所以，需要較長(zhǎng)時(shí)間才能對(duì)“新農(nóng)?！闭咝纬杀容^穩(wěn)定的反應(yīng)。這要求本文在對(duì)該政策進(jìn)行評(píng)估時(shí)，需要收集政策實(shí)施前后，而且時(shí)段間隔較長(zhǎng)的數(shù)據(jù)。因此，本研究利用CLHLS2008年和2018年兩期數(shù)據(jù)，這樣可以避免“新農(nóng)?！币?yàn)闀r(shí)段間隔短而對(duì)一個(gè)家庭生命周期決策尚未產(chǎn)生系統(tǒng)性影響的問題。

尊老愛幼是中華民族的優(yōu)良傳統(tǒng)。所以，老年人的家庭地位是“新農(nóng)保”的政策效果的一項(xiàng)重要考察內(nèi)容。許多學(xué)者[13，20-22]從正向的積極的層面上評(píng)估“新農(nóng)?！睂?duì)老年人的家庭地位的影響，卻忽略了老年人的家庭地位所包含的消極層面的內(nèi)容。因?yàn)槔夏耆说募彝サ匚唬粌H是指老人在家庭里是否擁有影響力的“有所為”積極層面含義，也包含“有所不為”消極層面的含義，即當(dāng)老人年老體弱沒有經(jīng)濟(jì)收入，而老人必要的社會(huì)交往需要相應(yīng)的花費(fèi)，當(dāng)他們伸手向成年子女要點(diǎn)零花錢時(shí)有可能受到成年子女的不尊重而損傷老人自尊心[23]；而“新農(nóng)?！钡酿B(yǎng)老金可作為老人進(jìn)行社會(huì)交往的經(jīng)濟(jì)支持，也可以減少老人受到成年子女不尊重的次數(shù)。來(lái)自家庭成員的負(fù)面態(tài)度將直接損害老人的精神狀況和生活態(tài)度，進(jìn)而降低養(yǎng)老質(zhì)量。所以，根據(jù)馬斯洛需求層次理論[24]，相比于積極層面，消極層面對(duì)于老年人的養(yǎng)老質(zhì)量改善而言具有更為基本的地位。根據(jù)邊際效用遞減規(guī)律，更為基本的消極層面相對(duì)于積極層面對(duì)一個(gè)人的福利水平更為重要。本文研究正是從一個(gè)新的視角即“新農(nóng)?！保m然目前的金額不多）對(duì)于農(nóng)村老人社會(huì)交往的經(jīng)濟(jì)支持及其在老人家庭地位的消極層面意義來(lái)理解“新農(nóng)?！睂?duì)農(nóng)村老人養(yǎng)老質(zhì)量的改善效應(yīng)。

二、相關(guān)研究綜述

養(yǎng)老質(zhì)量包涵豐富的內(nèi)容，在國(guó)內(nèi)外相關(guān)研究中廣泛運(yùn)用的是LAWTON[25]以美國(guó)為經(jīng)驗(yàn)背景建構(gòu)的老年生活質(zhì)量系統(tǒng)模型，該模型涵蓋老年人的行為和社會(huì)技能、主觀的生活質(zhì)量、主觀幸福感以及外部客觀環(huán)境等四部分內(nèi)容。以LAWTON[25]研究為基礎(chǔ)，BEARON[26]進(jìn)一步將生活質(zhì)量擴(kuò)展為四個(gè)方面：健康和功能狀態(tài)、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、生活滿意度和自我尊重。國(guó)內(nèi)學(xué)者常用中華醫(yī)學(xué)會(huì)開發(fā)的老年生活質(zhì)量指標(biāo)來(lái)衡量養(yǎng)老質(zhì)量，其包括健康狀況、日常生活功能、居住條件等11 個(gè)方面[27]，該指標(biāo)體系總體上延用LAWTON[25]的研究框架。近年中國(guó)老齡科學(xué)研究中心在編寫2019年中國(guó)老年人生活質(zhì)量發(fā)展報(bào)告時(shí)[23]，也是應(yīng)用和拓展了LAWTON[25]的研究模型，給出更細(xì)化的老年人生活質(zhì)量指標(biāo)體系。張曄和程令國(guó)等[22]正是以LAWTON[25]與于普林和楊超元等[27]的老年生活質(zhì)量指標(biāo)體系來(lái)研究“新農(nóng)?！睂?duì)農(nóng)村老年人養(yǎng)老質(zhì)量的影響。但基于美國(guó)社會(huì)經(jīng)驗(yàn)的LAWTON[25]模型與基于中國(guó)城市生活經(jīng)驗(yàn)的中華醫(yī)學(xué)會(huì)的老年生活質(zhì)量指標(biāo)體系[27]用來(lái)研究中國(guó)農(nóng)村居民的養(yǎng)老質(zhì)量時(shí)，需要做相應(yīng)的調(diào)整，以便更精準(zhǔn)刻畫出中國(guó)農(nóng)村居民老年生活的重要特征。而這些特征在上述研究中是被遮蔽的。這是因?yàn)椋菏紫?，中?guó)城鄉(xiāng)差距比較大，農(nóng)村居民收入比較低，農(nóng)村家庭在老人照料上更多的是在溫飽上，對(duì)于老人的社會(huì)交往并不關(guān)切。這樣的背景下，“新農(nóng)?！钡念~度雖然比較小，但相對(duì)意義比較大，因?yàn)椤靶罗r(nóng)?！蹦軌?yàn)槔先说纳鐣?huì)交往提供經(jīng)濟(jì)支持。其次，與美國(guó)人的成年孩子離家獨(dú)立，中國(guó)城市里的居民因?yàn)楣⒌木幼l件局限，成年子女另購(gòu)公寓而與老年父母地理隔離不同的是，中國(guó)農(nóng)村老年居民一般是三代同堂，跟成年子女生活在一起，不是同住就是相鄰而居，所以，成年子女相處的態(tài)度直接影響老年人養(yǎng)老質(zhì)量。因此，本文的養(yǎng)老質(zhì)量指標(biāo)體系如圖1所示。

圖1 養(yǎng)老質(zhì)量指標(biāo)體系

健康狀況直接反映老人的養(yǎng)老質(zhì)量，是評(píng)價(jià)養(yǎng)老質(zhì)量的重要指標(biāo)。以往關(guān)于社會(huì)養(yǎng)老金促進(jìn)老人健康的機(jī)制，一般是從養(yǎng)老金的替代用途和購(gòu)買代際服務(wù)的機(jī)制來(lái)論述。比如，養(yǎng)老金補(bǔ)足醫(yī)療方面支出，以養(yǎng)老金作為醫(yī)療費(fèi)用上的儲(chǔ)備金，當(dāng)老人身體發(fā)生不適，在就醫(yī)用藥時(shí)能夠有更寬裕的錢財(cái)享受更貼切的醫(yī)療服務(wù)[28-29]?；蛘?，老年人能夠使用養(yǎng)老金作為回報(bào)，向子女購(gòu)買市場(chǎng)缺失的服務(wù)，因而增加了家庭向老人提供的照料總量[30-31]。以及養(yǎng)老金與子女的經(jīng)濟(jì)資助具有替代效益[32]，當(dāng)老人有了養(yǎng)老金的穩(wěn)定收入后，子女的經(jīng)濟(jì)資助會(huì)減少，同時(shí)子女提供的精神慰藉和情感支持會(huì)上升[31]。但這些機(jī)制的發(fā)生是以發(fā)達(dá)國(guó)家為背景的，因?yàn)榘l(fā)達(dá)國(guó)家的社會(huì)養(yǎng)老金比較高，可以用于多樣化用途和購(gòu)買代際服務(wù)。目前我國(guó)“新農(nóng)?！钡钠骄痤~只有一百多元，只能夠覆蓋老年人生活成本的一小部分，無(wú)法用于多樣化用途和購(gòu)買代際服務(wù)。但“新農(nóng)保”可以為農(nóng)村老人的社會(huì)交往提供經(jīng)濟(jì)支持，社會(huì)交往有助于老人的身心健康[33-34]。同時(shí)，因?yàn)橛辛恕靶罗r(nóng)保”作為社會(huì)交往的活動(dòng)經(jīng)費(fèi)來(lái)源，老人減少向子女索要零用錢（用于社會(huì)交往）的次數(shù)，也就減少因?yàn)榻o子女增加負(fù)累而導(dǎo)致受挫折感，這也有效降低了損害老人身心健康的事件發(fā)生概率。因而老人會(huì)擁有更好的身心健康，進(jìn)而提高老人的養(yǎng)老質(zhì)量。

食物與營(yíng)養(yǎng)物質(zhì)的攝取是農(nóng)村老年人養(yǎng)老生活的重要組成部分。目前我國(guó)城鄉(xiāng)發(fā)展不均衡尚未得到有效改善，相比城市居民，農(nóng)村居民的食物攝取需求仍然有待進(jìn)一步滿足。食物需求作為人類最低層次的需求，是衡量生活水平的重要指標(biāo)?！靶罗r(nóng)保”的養(yǎng)老金增加了農(nóng)村老年人的經(jīng)濟(jì)資源，而經(jīng)濟(jì)資源直接決定了老年人的營(yíng)養(yǎng)物質(zhì)條件[22]。所以，農(nóng)村老年人在獲得新農(nóng)保養(yǎng)老金后，大都會(huì)增加對(duì)常見食物及營(yíng)養(yǎng)物質(zhì)的攝取，尤其是肉類魚類等高蛋白高營(yíng)養(yǎng)含量食物，營(yíng)養(yǎng)條件的改善將提高農(nóng)村老人的養(yǎng)老質(zhì)量。

生活滿意度是養(yǎng)老質(zhì)量的重要內(nèi)容，也是當(dāng)事者的主觀評(píng)價(jià)部分，而社會(huì)交往有益于老年人生活滿意度的提高。一個(gè)農(nóng)村老人不僅僅需要吃飯穿衣，還需要正常的社會(huì)交往。馬克思說:“人是最名副其實(shí)的政治動(dòng)物,不僅是一種合群的動(dòng)物,而且是只有在社會(huì)中才能獨(dú)立的動(dòng)物。”“人的本質(zhì)不是單個(gè)人所固有的抽象物，在其現(xiàn)實(shí)性上，它是一切社會(huì)關(guān)系的總和?！币簿褪?，人作為人，并不僅僅是生物性的存在，更重要的是作為社會(huì)關(guān)系存在的。而農(nóng)村老人的社會(huì)交往即使花費(fèi)不多，但仍然是需要經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)來(lái)支持的。如果沒有新農(nóng)保給予老人每個(gè)月的收入——這些不多的收入，可以作為老人的社會(huì)交往的經(jīng)費(fèi)，那么，老人或者需要由成年子女提供——而這可能會(huì)伴隨著成年子女的不尊重或老人的無(wú)存在感，或者就失去社會(huì)交往，進(jìn)而影響老人的身心健康與生活滿意度。

最后，家庭地位也是養(yǎng)老質(zhì)量的重要影響因素。家庭是老人晚年生活最重要的場(chǎng)所，家庭關(guān)系與老年人的養(yǎng)老質(zhì)量密切相關(guān)，家庭關(guān)系也是老年人最重要的心理支持和精神支持。所以，在積極層面上，家庭成員的尊重，對(duì)于老人的自尊很重要；在消極層面上，減少老人被家庭成員不尊重對(duì)待的次數(shù)，對(duì)老人的自尊心也同樣重要，甚至更重要?！靶罗r(nóng)保”可以為老人社會(huì)交往需要提供一個(gè)較穩(wěn)定的經(jīng)費(fèi)來(lái)源，在社會(huì)交往方面減少對(duì)家庭的經(jīng)濟(jì)依賴，避免因經(jīng)濟(jì)依賴而受到來(lái)自家庭內(nèi)部的不尊重，在家庭中的地位可能因此得到相對(duì)提升。

三、農(nóng)村老年人養(yǎng)老現(xiàn)狀分析

（一）農(nóng)村老年人養(yǎng)老質(zhì)量現(xiàn)狀

據(jù)2019年中共中央、國(guó)務(wù)院印發(fā)的《國(guó)家積極應(yīng)對(duì)人口老齡化中長(zhǎng)期規(guī)劃》指出：我國(guó)自二十世紀(jì)末進(jìn)入老齡化社會(huì)以來(lái)，老年人口數(shù)量和占總?cè)丝诘谋戎爻掷m(xù)增長(zhǎng)，2000年至2019年，60歲及以上老年人口從1.26億人增加到2.54億人，占總?cè)丝诘谋戎貜?0.2%上升至18.1%。且“七普”數(shù)據(jù)顯示，2020 年我國(guó)農(nóng)村60 歲以上的老年人約12 135 萬(wàn)，占農(nóng)村總?cè)藬?shù)的23.8%。

在老齡化不斷加深的現(xiàn)實(shí)情況下，健康問題對(duì)老年人的生活質(zhì)量有最直接的影響。根據(jù)2019年老齡藍(lán)皮書《中國(guó)老年人生活質(zhì)量發(fā)展報(bào)告（2019）》顯示，中國(guó)32.1%的老年人患有一種慢性病，50.5%的老年人患有兩種及以上慢性病，僅有17.3%的老年人未患慢性病，而分城鄉(xiāng)看，城鎮(zhèn)老年人患慢性病的比例為82.0%，農(nóng)村老年人患慢性病的比例為83.4%，農(nóng)村略高于城鎮(zhèn)。

在基本的生存需要和照顧需要得到滿足的情況下，和諧的家庭關(guān)系和適宜的居住安排是提高老年人生活質(zhì)量的關(guān)鍵?！吨袊?guó)老年人生活質(zhì)量發(fā)展報(bào)告（2019）》顯示，有配偶的老年人感到孤獨(dú)的比例為25.3%，而無(wú)配偶的老年人感到孤獨(dú)的比例高達(dá)65.8%。居住安排對(duì)老年人是否感到孤獨(dú)影響顯著，與配偶共同居住的老年人感到孤獨(dú)的比例為26.1%，獨(dú)居老年人感到孤獨(dú)的比例則高達(dá)71.3%。可見，婚姻家庭狀況對(duì)老年人生活質(zhì)量存在顯著影響，不僅體現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)支持和生活照顧上，更體現(xiàn)在心理?yè)嵛亢途裰С稚稀?/p>

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源、樣本處理和變量定義

本研究數(shù)據(jù)來(lái)自CLHLS2008年和2018年兩期數(shù)據(jù)。本研究的自變量是參保“新農(nóng)?！薄?duì)于樣本是否參?！靶罗r(nóng)保”的判斷，本文遵循張曄和程令國(guó)等[22]的標(biāo)準(zhǔn)，2018 年的CLHLS 問卷中詢問了受訪老人“是否參加養(yǎng)老保險(xiǎn)”，對(duì)于回答“是”的老人進(jìn)一步詢問了參保時(shí)間和領(lǐng)取金額。對(duì)于參保時(shí)間在2009年以后且此保險(xiǎn)不屬于商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的老人，認(rèn)為其參保了“新農(nóng)?！?。同時(shí)，問卷還詢問了老人“目前有哪些社會(huì)保障和商業(yè)保險(xiǎn)？”，其中一個(gè)選項(xiàng)為“社會(huì)”。對(duì)于在2008年調(diào)查時(shí)回答是“無(wú)”而在2018年調(diào)查時(shí)回答是“有”且不屬于退休金或商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的農(nóng)村老年人也界定為其參保了“新農(nóng)?！?。

本研究的核心被解釋變量是農(nóng)村老年人的養(yǎng)老質(zhì)量。農(nóng)村老年人的養(yǎng)老質(zhì)量包括四部分內(nèi)容：

其一是健康狀況，由CLHLS 問卷中的日?；顒?dòng)能力量表以及抑郁量表的部分內(nèi)容來(lái)衡量，即用問卷中的E1到E14等問題來(lái)衡量老人的身體健康狀況，問卷中的答案選項(xiàng)程度一致，為便于分析，統(tǒng)一歸納為“1.能、2.有一定困難、3.不能”三檔。最后根據(jù)其所得總分從低到高分為五級(jí)，具體劃分標(biāo)準(zhǔn)以及評(píng)分賦值見表1。同時(shí)用問卷中的“是否經(jīng)常覺得孤獨(dú)”“是否喜歡把東西弄得干凈、整潔”和“是否覺得仍與年輕時(shí)一樣快活”來(lái)衡量老人的心理健康狀況，將其劃分為“1.很好、2.好、3.一般4.不好、5.很不好”。

表1 身體健康狀況分級(jí)量表

其二是食物與營(yíng)養(yǎng)物質(zhì)的攝取狀況，主要反映老人對(duì)日常食物與營(yíng)養(yǎng)品的攝取頻率，體現(xiàn)農(nóng)村老年人的飲食生活質(zhì)量，根據(jù)CLHLS問卷內(nèi)容，選取了肉類、魚等水產(chǎn)品、蛋類、奶制品類、堅(jiān)果、菌藻類、維生素或保健品、藥用植物、新鮮水果、新鮮蔬菜等十種老人尋常能接觸到的食物及營(yíng)養(yǎng)品，同理將其劃分為“1.很均衡、2.較均衡、3.一般、4.較不均衡、5.很不均衡”；

其三是生活滿意程度，反映老人對(duì)日常生活現(xiàn)狀的評(píng)價(jià)，借鑒已有學(xué)者的做法[4,22,35]，基于CLHLS調(diào)查問卷中生活滿意度的問題“您覺得您現(xiàn)在的生活怎么樣？”回答設(shè)定，同時(shí)考慮到農(nóng)村家庭的經(jīng)濟(jì)狀況會(huì)影響老人的生活滿意度評(píng)價(jià)，因此，對(duì)生活滿意度測(cè)評(píng)時(shí)加入了經(jīng)濟(jì)狀況評(píng)價(jià)變量，該變量采用問卷中“您的生活在當(dāng)?shù)乇容^起來(lái)，屬于？”問題，同理將生活滿意程度劃分為“1.很滿意、2.比較滿意、3.一般、4.不滿意、5.非常不滿意”。

其四是家庭地位，主要反映老人對(duì)家庭和自身日常事務(wù)的做主程度以及受到家庭消極層面的影響后老人的應(yīng)對(duì)狀況。家庭地位的積極層面用老人對(duì)家庭及自身日常事務(wù)的做主程度衡量，同樣根據(jù)其問卷中的回答將其劃分為五級(jí)。衡量家庭地位消極層面指標(biāo)選取了CLHLS 問卷中的三個(gè)問題，分別為“遇事是否想得開”“產(chǎn)生越老越不中用想法”和“日常感到緊張害怕”，這些問題原本常被學(xué)者們[19-22]用于衡量老人的心理健康狀況，而農(nóng)村老人之所以會(huì)有一個(gè)較差的心理健康狀況，大部分是內(nèi)部受到了來(lái)自家庭的“冷暴力”[23]，而外部也缺少了必要的社會(huì)交往，因此，用這三個(gè)問題來(lái)衡量老人家庭地位的消極層面更為合適，同理將家庭地位的消極層面也劃分為五級(jí)。

為了確定各部分權(quán)重，采用熵值法對(duì)各部分進(jìn)行權(quán)重計(jì)算，具體結(jié)果見表2。在各變量權(quán)重確定的情況下，本文對(duì)養(yǎng)老質(zhì)量指標(biāo)計(jì)算的公式為：養(yǎng)老質(zhì)量=0.281*身體狀況狀況+0.124*心理健康狀況+0.066*飲食攝入狀況+0.101*生活滿意度+0.316*家庭地位積極層面+0.112*家庭地位消極層面。養(yǎng)老質(zhì)量最終的計(jì)算結(jié)果在1～5之間，計(jì)算所得出的分值越低，代表養(yǎng)老質(zhì)量越好，因此，將養(yǎng)老質(zhì)量賦值為“1.很好、2.好、3.一般4.不好、5.很不好”。

表2 熵值法計(jì)算權(quán)重結(jié)果匯總

此外，為了將內(nèi)生性所帶來(lái)的結(jié)果偏誤可能性最小化，本文控制了以下幾類變量：人口社會(huì)學(xué)特征，包括性別（男性=1，女性=0）、年齡、受教育水平（受過教育=1，反之=0）、退休前職業(yè)（技術(shù)或管理類=1，反之=0）、婚姻狀況（已婚且與伴侶居住=1，反之=0）；社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件，包括住房狀況（住房為自己所有=1，反之=0）、贍養(yǎng)費(fèi)；居住與健康狀況，包括居住狀況（與子女居住=1，反之=0）、醫(yī)療費(fèi)、日常鍛煉（經(jīng)常鍛煉=1，反之=0）。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)

表3 給出了本文主要被解釋變量的描述性統(tǒng)計(jì)，通過比較不同時(shí)期的均值差異，可以初步觀察“新農(nóng)?！睂?duì)農(nóng)村老年人養(yǎng)老質(zhì)量的改善效果。從統(tǒng)計(jì)結(jié)果看，養(yǎng)老質(zhì)量分值的均值有所減小，意味著參?！靶罗r(nóng)?！焙?，農(nóng)村老年人的養(yǎng)老質(zhì)量有所提升。四個(gè)分項(xiàng)目的均值變化，進(jìn)一步佐證了參?！靶罗r(nóng)保”對(duì)農(nóng)村老年人的養(yǎng)老質(zhì)量存在一定程度的改善效果。通過對(duì)政策實(shí)施前后各被解釋變量的均值差異進(jìn)行t檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，各變量均存在顯著差異。

表3 被解釋變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、模型設(shè)定與實(shí)證分析

（一）模型設(shè)定

1.雙重差分法（DID）。本研究主要探討“新農(nóng)?！睂?duì)農(nóng)村老年人養(yǎng)老質(zhì)量的改善效應(yīng)，考慮到樣本的自選擇問題，為了減少選擇性偏誤，將采用雙重差分法評(píng)估“新農(nóng)?！睂?duì)農(nóng)村老年人養(yǎng)老質(zhì)量的改善效果。設(shè)立模型如下：

其中，Treatedi是分組虛擬變量，代表處理組和對(duì)照組的自身存在的差異。Timet是時(shí)間虛擬變量，代表參?！靶罗r(nóng)保”前后的變化。Treatedi和Timet的交互項(xiàng)為本文的核心解釋變量，其系數(shù)代表了“新農(nóng)?！睂?duì)養(yǎng)老質(zhì)量的改善程度。Zit表示相關(guān)控制變量。模型中各個(gè)變量及參數(shù)的設(shè)定如表4所示。

表4 DID模型各變量及參數(shù)的含義

2.傾向得分匹配法（PSM）?！皟A向分值匹配”能有效控制處理組和對(duì)照組在“可觀測(cè)特征”上的差別，從而盡量滿足“條件獨(dú)立假設(shè)”。具體而言就是把處理組與對(duì)照組通過整合樣本多維特征變量值測(cè)算出的一維傾向得分進(jìn)行匹配，從而獲得缺失數(shù)據(jù)，構(gòu)造反事實(shí)框架。傾向得分是在給定樣本可觀測(cè)特征變量（協(xié)變量）的情況下，農(nóng)村老年人參加“新農(nóng)保”的概率公式為：

其中，P(Xi)是樣本傾向得分，Di=1表示參?！靶罗r(nóng)?！?。根據(jù)傾向得分P(Xi)對(duì)樣本進(jìn)行匹配，所關(guān)注的政策效應(yīng)為參保組的處理效應(yīng)（ATT），即參保組個(gè)體因?yàn)閰⒈！靶罗r(nóng)保”而對(duì)養(yǎng)老質(zhì)量產(chǎn)生的改善效果。ATT可表達(dá)為：

其中，EP(Xi)|Di=1為傾向分值函數(shù)，分別表示個(gè)體i在參保（P）情況下，參保前后養(yǎng)老質(zhì)量的潛在結(jié)果；分別表示個(gè)體i在“未參?！保∟P）情況下前后兩期養(yǎng)老質(zhì)量的潛在結(jié)果；Di是二元啞變量，Di=1表示參保，反之未參保。

（二）“新農(nóng)?！睂?duì)養(yǎng)老質(zhì)量實(shí)證分析

本文首先使用DID進(jìn)行基準(zhǔn)回歸分析，并對(duì)樣本進(jìn)行PSM 匹配后再次使用DID 進(jìn)行回歸以驗(yàn)證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，具體結(jié)果如表5 所示，表5 中（1）列是未加控制變量的DID 回歸結(jié)果，其交互項(xiàng)（gd）系數(shù)負(fù)向顯著，說明參?！靶罗r(nóng)保”顯著提升了農(nóng)村老年人的養(yǎng)老質(zhì)量，提升程度約43.3 個(gè)百分點(diǎn)，且估計(jì)系數(shù)在1%水平上顯著，表5 中（2）列在（1）列的基礎(chǔ)上加入了控制變量，可以看到在加入控制變量后養(yǎng)老質(zhì)量的提升程度有所下降，但依然顯著。表5 中（3）列則是PSM-DID 的回歸結(jié)果，其結(jié)果與DID的回歸結(jié)果基本一致，增強(qiáng)了實(shí)證結(jié)論的穩(wěn)健性，這與張曄和程令國(guó)等[22]的研究結(jié)論相似。

表5 中列（2）和列（3）列交互項(xiàng)gd 以下是加入控制變量后的回歸結(jié)果，可以看到參?！靶罗r(nóng)保”對(duì)農(nóng)村老年人養(yǎng)老質(zhì)量的提升存在差異性。“年齡”的回歸系數(shù)顯著為正，顯示農(nóng)村老人的年齡越大，其養(yǎng)老質(zhì)量狀況有惡化趨勢(shì)，代表“新農(nóng)保”的改善效果就越差，也說明需關(guān)注高齡老年人養(yǎng)老質(zhì)量的重要性；“受教育程度”的回歸系數(shù)負(fù)向顯著，說明接受教育不僅能提高個(gè)人素養(yǎng)，還能為農(nóng)村居民提供更多發(fā)展機(jī)會(huì)，進(jìn)而提升以后的養(yǎng)老質(zhì)量；“婚姻狀況”和“居住狀況”的回歸系數(shù)顯示與家人一起居住能使老人擁有更好的養(yǎng)老質(zhì)量，其原因可能在于：一方面，晚年生活有人陪伴能減少老人的孤獨(dú)感，使老人有更積極的生活態(tài)度。另一方面，成年子女能為老人提供經(jīng)濟(jì)上的支持和心理上的滿足，從而改善其養(yǎng)老質(zhì)量；“是否經(jīng)常鍛煉”在養(yǎng)老質(zhì)量項(xiàng)目上的回歸系數(shù)負(fù)向顯著，反映出適當(dāng)?shù)倪\(yùn)動(dòng)鍛煉對(duì)于提升老人養(yǎng)老質(zhì)量的重要性。

表5 “新農(nóng)?！睂?duì)養(yǎng)老質(zhì)量的實(shí)證結(jié)果

（三）養(yǎng)老質(zhì)量的分項(xiàng)目回歸分析

1.養(yǎng)老質(zhì)量分項(xiàng)目的基準(zhǔn)回歸分析。從表6構(gòu)成養(yǎng)老質(zhì)量的具體項(xiàng)目指標(biāo)回歸結(jié)果看，參?！靶罗r(nóng)?！睂?duì)農(nóng)村老人養(yǎng)老質(zhì)量的各個(gè)方面均產(chǎn)生顯著影響。具體來(lái)看，“新農(nóng)?！憋@著改善了農(nóng)村老人的心理健康狀況，顯著提高了農(nóng)村老年人對(duì)食物與營(yíng)養(yǎng)物質(zhì)的攝取狀況，約提高18.5%，說明參保后的農(nóng)村老人擁有更均衡的營(yíng)養(yǎng)攝入，進(jìn)而提升了其養(yǎng)老質(zhì)量；對(duì)生活滿意度也產(chǎn)生了顯著影響，對(duì)家庭地位的積極和消極層面都產(chǎn)生顯著影響，說明“新農(nóng)?！彼o予的養(yǎng)老金既維系了老人的家庭內(nèi)部關(guān)系，又保障了老人所必要的社會(huì)交往，進(jìn)而提高了老人的養(yǎng)老質(zhì)量。但對(duì)農(nóng)村老人的身體健康狀況產(chǎn)生了正向影響，意味著身體健康越差，“新農(nóng)?！钡母纳菩Ч胶谩?/p>

表6 養(yǎng)老質(zhì)量分項(xiàng)目的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

2.PSM 匹配結(jié)果與平衡性檢驗(yàn)。為驗(yàn)證以上實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，同時(shí)進(jìn)一步揭示“新農(nóng)?！睂?duì)養(yǎng)老質(zhì)量影響的作用機(jī)制，使用核匹配法對(duì)樣本進(jìn)行傾向得分匹配，并在此進(jìn)行DID實(shí)證檢驗(yàn)。圖2和圖3是采用核匹配法進(jìn)行共同支撐域檢驗(yàn)的結(jié)果，由圖2 可以看出，在進(jìn)行傾向得分匹配后，實(shí)驗(yàn)組和觀測(cè)組可觀測(cè)特征的差異有大幅度縮小，表明匹配效果較好。圖3 顯示多數(shù)樣本位于共同支撐范圍內(nèi)，剔除匹配變量存在缺失的樣本后獲得了4 608 個(gè)控制組樣本。為進(jìn)一步檢驗(yàn)匹配結(jié)果的穩(wěn)健性，本文對(duì)匹配的結(jié)果進(jìn)行了平衡性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表7 所示，相比匹配前，匹配后所有匹配變量的標(biāo)準(zhǔn)偏差大都出現(xiàn)不同程度的減少，其標(biāo)準(zhǔn)偏差的絕對(duì)值均低于10%，證明本研究?jī)A向得分匹配的有效性。同時(shí)，匹配后所有匹配變量的t檢驗(yàn)結(jié)果均不顯著，證實(shí)了本文的匹配結(jié)果滿足條件獨(dú)立性假設(shè)，從而確保了實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。

表7 傾向得分匹配平衡性檢驗(yàn)結(jié)果

圖2 各控制變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差

圖3 共同支撐檢驗(yàn)結(jié)果

3.PSM-DID 回歸做穩(wěn)健性檢驗(yàn)。通過共同支撐和平衡性檢驗(yàn)后，對(duì)匹配后的樣本再次進(jìn)行DID回歸，回歸結(jié)果如表8所示，總體上與表6DID的回歸結(jié)果基本一致，增強(qiáng)了實(shí)證結(jié)論的穩(wěn)健性。具體來(lái)看，“新農(nóng)?！睂?duì)老人的經(jīng)濟(jì)支持，既保障了老人必要的社會(huì)交往，改善了老人的身心健康狀況[33-34]，也減少了老人向子女索要零用錢（用于社會(huì)交往）的次數(shù)，減輕了要不到零花錢而受到的挫折感及給子女增加經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)的負(fù)罪感，有效降低了損害老人身心健康的事件發(fā)生概率，使老人擁有更好的身心健康，進(jìn)而提高老人的養(yǎng)老質(zhì)量。同時(shí)，傾向得分匹配后家庭地位積極層面的回歸系數(shù)有明顯提高，其原因可能在于“新農(nóng)?！睘槔先颂峁┑妮^穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)支持，使老人減少了社會(huì)交往方面對(duì)家庭的經(jīng)濟(jì)依賴，避免因經(jīng)濟(jì)依賴而受到的來(lái)自家庭內(nèi)部的不尊重，提升了在家庭中的地位。

表8 傾向分值匹配下養(yǎng)老質(zhì)量分項(xiàng)目回歸結(jié)果

（四）異質(zhì)性分析

按照家庭總收入對(duì)受訪樣本進(jìn)行分組，按30%、30%到70%和高于70%的比例將其劃分為低收入組、中等收入組和高收入組。在表9 中，低收入組老年人的養(yǎng)老質(zhì)量最為顯著，這與凱恩斯的《就業(yè)、利息和貨幣通論》中的觀點(diǎn)相吻合：由于邊際消費(fèi)傾向有遞減規(guī)律，低收入組每一單位的養(yǎng)老金額外收入會(huì)有更高比例用于物質(zhì)或非物質(zhì)消費(fèi)，進(jìn)而改善老人的養(yǎng)老質(zhì)量。此外，高收入組的老人養(yǎng)老質(zhì)量改善效果比中收入組的效果更好，其原因可能在于高收入者參保了更高檔的新農(nóng)保，獲得了更多的新農(nóng)保養(yǎng)老金。以上結(jié)果表明，“新農(nóng)保”政策效果在不同收入組中具有異質(zhì)性，且低收入組的效果最為顯著。

表9 不同家庭總收入對(duì)養(yǎng)老質(zhì)量的影響

其次，按照所在地區(qū)對(duì)受訪老人分組。表10的回歸結(jié)果顯示，“新農(nóng)?！睂?duì)中部地區(qū)農(nóng)村老年人養(yǎng)老質(zhì)量的改善幅度最大，改善幅度大約提升了19 個(gè)百分點(diǎn)，且在0.5%的水平上顯著。其原因可能在于中部各地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平和財(cái)政實(shí)力發(fā)展不均衡，部分地區(qū)發(fā)展水平比肩東部地區(qū)，能通過財(cái)政補(bǔ)貼增加“新農(nóng)?！别B(yǎng)老金額度，拉高了“新農(nóng)?！睂?duì)老人養(yǎng)老質(zhì)量的改善效果。而西部地區(qū)，“新農(nóng)?！睂?duì)農(nóng)村老年人養(yǎng)老質(zhì)量的影響大于東部地區(qū)，造成以上差異的原因可能是在相對(duì)貧困的西部地區(qū)，“新農(nóng)?！别B(yǎng)老金占家庭總收入比例相對(duì)要高，對(duì)老人養(yǎng)老質(zhì)量有更好的改善效果。

表10 不同地區(qū)對(duì)養(yǎng)老質(zhì)量的影響

最后，按照老人參保后所領(lǐng)取的養(yǎng)老金數(shù)額進(jìn)行分組。表11的回歸結(jié)果顯示，繳費(fèi)檔次越高，領(lǐng)取的“新農(nóng)保”養(yǎng)老金越多，養(yǎng)老質(zhì)量提升的幅度也就越大，提升了大約8.6 個(gè)百分點(diǎn)，且在0.5%的水平上顯著。不繳納任何費(fèi)用只領(lǐng)取基礎(chǔ)養(yǎng)老金的老人也對(duì)其養(yǎng)老質(zhì)量產(chǎn)生了顯著影響。繳納“新農(nóng)保”最低檔次，即每年繳費(fèi)100元，并未顯著改善農(nóng)村老人的養(yǎng)老質(zhì)量，其原因可能在于繳納檔次低，所領(lǐng)取的養(yǎng)老金并未比基礎(chǔ)養(yǎng)老金高出多少，反而額外增加的支出給家庭帶來(lái)了一定的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，進(jìn)而使得繳納最低檔次的農(nóng)村家庭，“新農(nóng)?！睂?duì)家庭老人養(yǎng)老質(zhì)量的改善并未取得預(yù)期效果。

表11 領(lǐng)取不同“新農(nóng)?！别B(yǎng)老金額對(duì)養(yǎng)老質(zhì)量的影響

（五）影響機(jī)制分析

通過構(gòu)成養(yǎng)老質(zhì)量各部分的實(shí)證結(jié)果揭示“新農(nóng)保”對(duì)農(nóng)村老年人養(yǎng)老質(zhì)量存在改善效果的作用機(jī)制。第一，“新農(nóng)?！笨梢詾檗r(nóng)村老人的社會(huì)交往提供經(jīng)濟(jì)支持，而社會(huì)交往有助于老人的身心健康[33-34]。第二，因?yàn)橛辛恕靶罗r(nóng)?！弊鳛樯鐣?huì)交往的活動(dòng)經(jīng)費(fèi)來(lái)源，老人就減少向子女索要用于社會(huì)交往經(jīng)費(fèi)的次數(shù)，也就減少受挫折感，這會(huì)有效降低損害老人身心健康事件的發(fā)生概率，因而老人會(huì)擁有更好的身心健康，進(jìn)而提高老人的養(yǎng)老質(zhì)量。第三，在老人日常飲食方面，“新農(nóng)?！笔蛊滹@著提高了18.5 個(gè)百分點(diǎn)，通過均衡飲食的攝入，使老人的養(yǎng)老質(zhì)量得以提升。第四，“新農(nóng)?！笨梢宰鳛槔先吮匾纳鐣?huì)交往的活動(dòng)經(jīng)費(fèi)，降低了因經(jīng)濟(jì)依賴而受到家庭內(nèi)部不尊重的發(fā)生概率，老人在家庭中的地位可能因此相對(duì)提升，進(jìn)而提高老人的養(yǎng)老質(zhì)量。

五、結(jié)論與建議

（一）主要結(jié)論

本研究利用CLHLS2008 和2018 年兩期數(shù)據(jù)，使用DID 實(shí)證模型分析參?！靶罗r(nóng)保”對(duì)農(nóng)村老年人養(yǎng)老質(zhì)量的影響，得出以下結(jié)論：“新農(nóng)?！憋@著改善了參保老人的健康狀況、均衡了老人飲食攝入、提高了老人的生活滿意度和家庭地位，因此老人的養(yǎng)老質(zhì)量有極大的改善效果，但在身體健康狀況方面，相比于健康老人，“新農(nóng)?！睂?duì)于缺失自理能力的老人有更好的改善效果。同時(shí)，也發(fā)現(xiàn)“新農(nóng)保”對(duì)于農(nóng)村老年人養(yǎng)老質(zhì)量的改善存在明顯的異質(zhì)性，“新農(nóng)保”對(duì)低收入家庭的老年人養(yǎng)老質(zhì)量改善效果更好，對(duì)于中部地區(qū)的老人養(yǎng)老質(zhì)量改善效果最好。

（二）政策建議

根據(jù)上述研究結(jié)論，本文提出如下政策建議：

1.加大“新農(nóng)?！钡难a(bǔ)助力度。需要國(guó)家適時(shí)調(diào)整“新農(nóng)?！钡陌l(fā)放標(biāo)準(zhǔn)，使其隨社會(huì)物價(jià)水平的變化而變化，同時(shí)在一定程度上增加“新農(nóng)保”的基礎(chǔ)養(yǎng)老金或加大財(cái)政補(bǔ)助力度，強(qiáng)化“新農(nóng)?！睂?duì)農(nóng)村老年人養(yǎng)老質(zhì)量的改善效果。

2.加深“新農(nóng)?！钡谋Ｕ蠈哟?。既要調(diào)整“捆綁式”參保條款，以減少子女的經(jīng)濟(jì)壓力，鼓勵(lì)子女增加對(duì)老人的照料和精神慰藉，也要給予特殊人群適度傾斜養(yǎng)老資源。如“新農(nóng)?！睂?duì)參保老人養(yǎng)老質(zhì)量的改善存在年齡異質(zhì)性，對(duì)于高齡老人養(yǎng)老質(zhì)量的改善效果存在一定的不足，在確保社會(huì)公平的情況下，適當(dāng)給予高齡老人政策性補(bǔ)償，如提高其基礎(chǔ)養(yǎng)老金待遇、減免其家庭繳費(fèi)等。

3.改善農(nóng)村現(xiàn)行的養(yǎng)老模式。如政府層面，響應(yīng)社會(huì)支持保障養(yǎng)老模式變革，加大養(yǎng)老金融方面的扶持力度，助力養(yǎng)老產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展，拓展養(yǎng)老服務(wù)產(chǎn)業(yè)融資渠道，吸引社會(huì)資本投入。社會(huì)層面發(fā)揮應(yīng)有作用，補(bǔ)償家庭養(yǎng)老模式缺失部分，緩解家庭養(yǎng)老壓力。