代際支持與農村老年人健康水平
——基于返鄉農民工家庭的研究

梅興文,馮譞

(1 中國社會科學院大學,北京 102401;2 中國建設銀行 研修中心(研究院),北京 100033)

1 引言

黨的二十大報告指出:“中國式現代化是人口規模巨大的現代化”。巨大的人口規模為中國改革開放以來的高速發展提供了人口紅利,也催生了很多阻礙繼續高質量發展的嚴峻挑戰。作為世界上老年人口最多的國家,人口快速老齡化已成為中國經濟社會發展面臨的突出挑戰。根據2021年全國第七次人口普查數據,全國60歲及以上人口占比18.7%,65歲及以上占比13.5%。農村地區人口老齡化較城鎮地區程度更高、進程更快。農村60歲、65歲及以上老人的比重分別為23.81%和17.72%,分別高出城鎮7.99、6.61個百分點。隨著經濟快速發展特別是城鎮化、工業化和市場化程度不斷提高,限制流動的城鄉二元體制壁壘逐漸松動,農村勞動力大規模地向城市遷移,對農村經濟社會以及家庭人口結構造成巨大影響,農村留守老人開始大量出現。

農村留守老人處于家庭資源分配和決策的最末端,往往同時承擔留守兒童照料,年老體衰多病,生活處境更加艱難,應該引起全社會廣泛關注。一方面,農村留守老人無錢養老,養老保障待遇較低。根據人社部2021年度人力資源和社會保障事業發展統計公報,全年城鎮職工基本養老保險人均結存10936元,而城鄉居民基本養老保險人均結存2080元,不足城鎮職工人均結存五分之一。另一方面農村留守老人空巢無助,日常照料缺位。2020年中國農村養老現狀國情報告指出,農村老人中有50% 的處于空巢狀態,身邊沒有子女照料。按照農村老齡化人口比例,在農村至少有1.5億農村空巢老人。農村留守老人作為一個社會經濟弱勢群體,與城市老年人相比更容易遭受健康問題的困擾。留守老人大多數仍然從事各種戶外體力勞動,經常遇到重體力勞動,極易受到各種身體外部損傷,也經常受到意外傷害。因為胃腸功能下降、消化吸收不良、免疫能力減弱,受農村生活條件、衛生條件、飲食習慣所限,農村老年人患有呼吸道和消化道疾病的可能性較大。很多留守老人即使明知自己患有慢性疾病,也不會輕易選擇就醫,原因是“開銷大、怕花錢”。

“空巢”的根源在于人口流動,表現在于子女缺位,結果在于家庭保障弱。改革開放40多年的現代化過程中,農村剩余勞動力從二元經濟結構的傳統農業部門向非農產業部門快速轉移。但2004年開始,劉易斯拐點來臨,東南沿海地區出現“民工荒”,農民工返鄉態勢已逐漸明顯增強。2020年全國農民工總量28560萬人,比上年減少517萬人,下降1.8%,規模為上年的98.2%。農民工絕對規模和增長速度呈現“雙雙下降”,標志著2020年成為從農村向城市勞動力遷移的重要拐點。根據國家統計局農民工監測調查報告,2021年全國農民工總量29251萬人,外出農民工17172萬人,比上年增加213萬人,增長1.3%;本地農民工12079萬人,比上年增加478萬人,增長4.1%。外出農民工增速低于本地農民工增速,農民工流動方向正在發生變化,農民工返鄉成為大趨勢。農民工作為中國經濟快速發展的重要力量,規模及增速下降直接影響中國經濟轉型發展。

已有大量研究關注子女外出務工對老年人健康的影響(陳璐、謝文婷,2019;江光輝等,2021),但農村留守老人健康水平下降是否是導致農民工返鄉的原因仍有待檢驗。此外,農民工返鄉會如何影響代際支持?不同類型的返鄉農民工對父母支持有何差異?經濟支持、家務支持和精神支持等代際支持又是如何影響農村留守老年人健康水平?為了回答以上問題,本文首先在理論上分析返鄉農民工家庭的代際支持與老年人健康水平之間的關系并提出相應假說,隨后使用中國老年社會追蹤調查(CLASS)2014、2016、2018三期調查數據在實證上予以檢驗,最后根據理論和實證分析的結果,為完善農村養老的社會保障體系提出政策建議。本文的邊際貢獻主要有:第一,實證檢驗了農民工返鄉的重要原因以及返鄉農民工家庭的代際支持與老年人健康水平之間的關系,為相應理論假說提供經驗證據,是對農民工返鄉問題研究的有益補充與完善;第二,使用三期CLASS構造“階段×老年人×子女”的三維數據集,并利用問卷中的相應問題構造“返鄉”變量,可以為此類研究提供借鑒;第三,通過機制分析闡述代際支持對老年人健康的影響,從而為審視我國農村社會養老體系建設提供新的思路和啟示。

2 理論分析與假說提出

2.1 家庭決策視角下農村勞動力遷徙分析

理論界對勞動力遷移的分析存在兩個視角(石智雷、楊云彥,2012):個人決策和家庭決策。前者秉持西方經濟學的經典假設,即個人效用最大化,認為勞動力流動是完全基于個人行為選擇的結果(Todaro,1969)。沿著這一分析框架,已有研究從成本—收益(Christiansen &Kydd,1983; Wang &Fan,2006)、生命周期(Davies &Pickles,1991)等視角對勞動力回流做出了分析。后者被稱為新遷移理論,把家庭視為追求效用最大化的最小個體,認為勞動力流動是家庭決策的結果(Stark,1982),或者說勞動力外出務工是一種家庭生計策略(Chambers &Conway,1992),即家庭成員誰進城務工、誰在家務農,是使家庭全體成員福利最大化的理性決策。從家庭決策視角來看,外出勞動者與留在家里的勞動者在完全不同的工作環境下從事不同的生產活動,收入具有極強的互補性和負相關性,血緣關系和家庭繼承合約把他們緊緊地結合在一起,外出勞動者有義務將其收入寄回或帶回,以補充家庭不時之需。當外出者沒有掙得收入或受到挫折時,他可以從家庭得到支持,或者回流到遷出地(Stark &Taylor,1991;Cassarino,2004;Ammassari,2004)。

家庭特征是影響農村勞動力回流的重要因素。除了農民工年齡、性別等個人特征外,現有文獻還從婚姻狀況、人力資本、物質資本、社會網絡等家庭特征分析農民工返鄉的原因。從婚姻狀況來看,相較于單身,已婚的農民工返鄉概率更高(Zhao,2002),因為結婚后農民工的遷移成本(如生理成本、心理成本等)更高(Wang &Fan,2006;Vadean &Piracha,2010)。從人力資本來看,家庭最高教育水平對勞動力回流遷移有消極影響(都陽、樸之水,2003),戶主的受教育程度越高,家庭勞動力外出的概率越大(李實、Knight,2002),因為農業的教育回報率較低且農村第一產業較為密集,教育在理論上會促進勞動力從農村向城市流動。從物質資本來看,人均土地量富足的家庭勞動力回流的傾向越高(Chen et al.,2010),因為土地是農村家庭最主要的物質資本,人均土地少意味著人地關系相對緊張,剩余勞動力較多,而把富余勞動力轉移出去有利于提高家庭的總體效益。從社會網絡看,家庭成員都生活在遷出地農村的遷移者更傾向于回流,因為血緣、親緣等社會關系網絡是中國農村的重要構成部分,人們的交往通常圍繞宗族關系展開。

家庭養老模式下,我國遷移勞動力回流表現出被動特點。一般而言,家庭中需要負擔的人數越多,農民工返鄉的概率越高。家庭中有需要照料的老年人、有學齡兒童以及配偶在農村留守,都會“拉動”外出勞動力回流(李強、龍文進,2009;白南生、何宇鵬,2002;Zhao,2002;羅凱,2009;周皓、梁在,2006)。家庭勞動力數量對遷移勞動力回流有著顯著的負向影響,當家中缺少勞動力時,外出就業的農民工返鄉的概率就越大(王子成、趙忠,2013)。此外,我國家庭尤其是農村家庭形成了以子女贍養為主的家庭養老保障體系。雖然經濟社會變革導致家庭核心化,社會養老保障體系逐漸完善,但是家庭一直承擔著育兒和養老雙重功能,養老功能發揮主要依靠成年子女“反哺”(費孝通,1983)。劉玉俠和魯文(2020)研究發現,農民工因家庭責任返鄉占比達到53.43%,其中因照顧老人返鄉占比10.56%。農民工的返鄉決策不僅要受到其人力資本的影響,也與老人需要贍養、農業負擔較重、與家人團聚等家庭因素以及輸出地經濟的發展程度有關(胡楓、史宇鵬,2013)。此外,農村老年人沒有“退休的概念”,只要身體狀況可以,往往一直堅持農業勞動,只有身體狀況已經不適合參加勞動時才停止勞動,此時農業生產經營活動若要繼續維持,外出農民工則必須返鄉。

綜合以上的理論分析,本文提出如下假說1:

假說1:家庭決策是農民工返鄉的重要依據,在家庭效用最大化前提下,老年人身體狀況變差特別是喪失勞動力停止工作時會“拉動”農民工返鄉。

2.2 農村勞動力遷移下代際支持的變化

農村勞動力遷移會造成父代和子代之間的空間變化,進而改變農村居住安排,從而影響父代和子代之間代際資源的流動,即代際支持發生改變。子女對老年人的代際支持可以歸納為三個方面:經濟支持、家務支持和精神支持(和紅等,2020)。前文的分析表明,勞動力遷徙存在多種驅動因素,因此農民工返鄉也可以依據不同驅動因素劃分為不同類型,相應對代際支持的影響也存在差異。

在個人決策下,農民工返鄉的主要原因是返鄉后個人效用可以增加。首先,成本-收益視角下,農民工返鄉意味著回到農村的個人凈收益大于在城市務工的個人凈收益,凈收益增加意味著子代提供給父代的經濟支持也可能增加。一方面,農村相較于城市而言,生活較為簡約,消費支出、交通支出和住房支出等均明顯低于城市水平,生活成本相對較低;另一方面,盡管務農收入不及務工收入,但近年來返鄉創業試點政策的實施可以顯著提高部分高素質農村返鄉勞動力的勞動回報,因此收益可以增加。無論是成本降低,還是收益增加,個人決策下返鄉農民工都可以拿出更多的錢贍養父母。其次,個人決策下的農民工返鄉對家務支持的影響不顯著。如果農民工因為自身身體年齡等原因,無法在城市找到適合的工作,為了降低生活成本而返回家鄉,那么該農民工自身承擔家務活動的能力或許也受到限制,同時較高的年齡也存在父代均過世的可能。如果農民工因為創業等增加收入的原因而返鄉,由于其同樣忙于工作,且創業等活動十分耗費精力,其陪伴父母的時間或許也無法明顯增加。因此,個人決策下返鄉農民工未必能給予父母更多的家務支持。

在家庭決策下,農民工返鄉的主要原因是返鄉后家庭效用增加,返鄉往往是子代為了照顧父代,維持或犧牲子代效用以提升父代效用。首先,家庭決策下返鄉農民工對父代經濟支持的影響不明顯。盡管農民工返鄉后和老年父母之間的交流會增加,經濟往來的頻率也可能會提高,但Zimmer和Kwong等(2003)研究發現,在農村中,不與父母共同居住的子女給予父母的經濟資助要高于同住子女。一方面農民工返鄉本質上是勞動力從高效率部門向低效率部門逆向轉移(程杰、朱鈺鳳,2021),且因為照顧身體欠佳的父母,也并沒有時間創業增收,其收入會有一定下降,對父母的經濟支持隨之降低;另一方面,農民工返鄉后會通過家務支持代替經濟支持,隨著老年父母與成年子女的居住距離縮小,老人得到的生活照料增加,經濟支持不會明顯提高(Sun,2002)。其次,如果農民工因為需要照顧老年人而返鄉,則子代對父代的家務支持會明顯升高。老年人健康水平降低意味著老年人生活需要照料,這也是農民工返鄉的驅動因素,因此家庭決策下返鄉農民工對父代的家務支持會增加。

無論是個人決策還是家庭決策,子女返鄉均增加了代際間精神支持。兒行千里母擔憂,子女外出使得老人與子女在地理空間上產生距離,改變了原有的代際精神交流的形式,影響了代際情感交流的頻率和深度,易造成老人的情感慰藉處于“問題化”的狀態(方菲,2009)。宋璐等(2015)認為子女遷移對農村老年人心理福利有消極影響,而有子女在本地會起保護作用。中國大多數農村地區的養老機構很少,子女贍養是當地主要的養老方式,而子女遷移可能造成養老資源不足,導致老年人個體經歷的子女遷移這一壓力事件對其心理福利有應激性。

綜合以上的理論分析,本文提出如下假說2:

假說2:農民工返鄉影響子代對父代的代際支持,家庭決策下返鄉農民工對父代的經濟支持不明顯,但家務支持和精神支持提高。

2.3 代際支持視角下農村老年人健康水平分析

健康長壽是反映老年人生活質量的重要指標。近年來,大量文獻圍繞老年人健康展開研究,結果顯示,留守老人生存狀況不容樂觀,物質生活水平偏低,精神文化生活欠缺,身體健康狀況不佳,生活無人照料(陳鐵錚,2009)。生活照料存在很大風險,普遍缺少日常生活照料和扶助,疾病照料缺失問題尤其嚴重,同時安全上也存在很大隱患(賀聰志、葉敬忠,2010)。但子女能夠從居住安排、代際支持等多個維度顯著影響老年人的生存風險(王萍等,2020;李春華、吳望春,2017;王磊,2019;張震,2002)。

代際居住距離分隔化對老年人健康的研究觀點尚不一致。第一種觀點認為,子女外出務工會阻隔家庭養老,不可避免地加大了老年人患病風險,進而傷害其生存質量并促使其面臨更高的死亡風險(劉慧君等,2013)。第二種觀點則認為,子女外出務工對經濟交換和情感慰藉的沖擊較小(Guo et al.,2009),而且居住距離拉大避免了原本合住家庭代際間沖突和矛盾,這或許會減少老年人抑郁風險且有利于認知功能發展(Ikeda,2009),促進老年人的機體及心理健康,進而可能對老年人的死亡風險構成良性影響。甚至留守老人由于必須獨立面對生活,也因此加強或維護了其日常生活自理能力及認知功能等健康,避免了其多方面功能的衰退,即獨居或與配偶同居的老人死亡風險較低(Lee et al.,1998)。反過來,農民工返鄉能夠顯著降低代際居住距離分隔化的趨勢,因此,其對老年人生存風險的影響方向也不明確。現有研究表明,老人與子女同住短期能改善健康自評,降低基期患心臟類疾病和中期新患心臟類疾病的可能(劉慧君等,2013)。第三種觀點則認為是否與子女同住與老年人的生存風險無關。同住只是一種物質載體,在這種載體下,真正影響老年人生存風險的是代際互動和感情交流。也就是說,合住不一定有利于老年人的身心健康;而分住不一定妨礙子女對老年人進行各種支持(張嶺泉,2012)。

從代際支持的角度看,絕大部分研究都認為,代際支持能夠促進老年人健康,降低老年人生存風險(柳玉芝、李強,2004;李春華、吳望春,2017)。現有研究主要是從子女對老年人支持的角度出發得出相關結論,比如大量研究指出,成年子女為老年人提供的精神慰藉、經濟支持和日常照料等支持,能夠顯著降低老年人的生存風險(張文娟、李樹茁,2005;李建新,2007;Buber &Engelhardt,2008)。經濟支持對農村老年人健康的影響不言而喻,無論是日常的飲食、保健,還是生病后醫療、護工,都需要一定的經濟代價。特別是在老年人發生重大疾病需要住院治療時,子女提供的經濟支持對老年人是否住院產生顯著的正向影響(楊桂宏等,2021)。就家務支持而言,子女幫助父母承擔較為繁重的家務,可以減緩父母身體承受的壓力,降低疾病發生的可能。除此之外,農民工可以在城市接觸到更新的養老保健知識,養成更加健康的生活習慣,而留守老人缺乏足夠的保養技能,生病后也沒有科學的治療手段。因此返鄉農民工在幫助父代進行家務勞動時,可以改善父代的生活方式,從而提高健康水平。就精神支持而言,兩代之間的精神交流會給父輩帶來心靈安慰,改善老年人精神狀態。農民工外出會造成留守老人內心的空虛以及對子女的思念,子代返鄉后會彌補前期老年人的精神空洞。老年人重新點燃起生活的希望,日常生活也會格外注意飲食健康、作息規律等等,心理健康和身體健康均會有改善。李春華和吳望春(2017)利用2002-2014年的CLHLS跟蹤調查數據,實證檢驗發現,代際精神互動和物質互動顯著減少了老年人死亡風險的發生,那些經常和子女有聯系、在過去一年中和后代有物質互動的老年人死亡風險更低。劉暢等(2017)的研究認為,子女外出務工對父母健康影響的總效應取決于其對父母時間和收入代際轉移作用強度的相對大小。農民工返鄉能夠增加子女向父母提供代際支持的可能,從而進一步降低老年人生存風險,改善老年人的健康狀況。

綜合以上的理論分析,本文提出如下假說3:

假說3:農民工返鄉通過影響子女對父母的代際支持,從而影響老年人健康狀況,其中家務支持和精神支持的作用較大。

3 數據與方法

3.1 數據來源與處理

3.1.1 數據來源

本研究的數據來自2014年、2016年和2018年三期中國老年社會追蹤調查(CLASS)。這是由中國人民大學組織實施的一個全國性、連續性大型調查,采用分層多階段概率抽樣法在全國28個省(直轄市、自治區,不包括香港、臺灣、澳門、海南、新疆和西藏)進行的調查項目。三期調查分別獲得 60 歲及以上老年人有效樣本量11511個、11471個和11416 個,不僅收集了老年人的基本信息、健康狀況等詳實資料,可以較好地代表中國老年群體的情況,也針對老年人每一個健在的子女都分別收集了性別、受教育程度、常住地等個人信息以及親子之間的經濟互動、家務支持、精神交流等代際交互信息,為本研究提供了很好的數據支持。

3.1.2 數據處理

本文主要考察農民工返鄉對老年人健康水平的影響,因此按照以下三個步驟對數據進行處理:

一是篩選出追蹤樣本。返鄉是一個動態過程,其內涵是子女常住地發生改變,由外地回到本地。由于調查問卷中沒有直接涉及子女返鄉的問題,本文則基于問卷中“這個子女現在常住地在哪里?”(1)2014年問卷中F7-10題以及2016年和2018年問卷中F5-10題。當答卷人選擇“本市其他區縣”、“本省其他市”、“外省”和“境外”,則認為該子女在問卷時點常住外地;當選擇其他選項時,即本戶、本村/居委會、本街道/鄉(鎮)、本區/縣,則認為該子女在問卷時點常住本地。的回答,對比前后兩期該子女常住地是否“由遠及近”,以此作為刻畫返鄉行為的依據。通過匹配,共獲得追蹤樣本10343個,其中2014年至2016年(2018年未追蹤)追蹤樣本701個,2016年至2018年(2014年未追蹤)追蹤樣本5790個,2014年至2018年(連續三期追蹤)追蹤樣本3852個(2)2014年至2018年(2016年未追蹤)追蹤樣本共有21個,由于時間跨度過大,影響老年人健康水平的因素更為復雜,因此從本研究樣本中舍去。。

二是構造“階段×老年人×子女”的三維數據集。已有數據中,老年人多子女現象較為普遍,且不同子女的返鄉行為、對父母的經濟支持、家務支持以及精神支持也存在差異。為了更好地考察每個子女的返鄉行為對老年人生活的影響,借鑒陶濤等(2021)的研究,本文將老年人與子女一一匹配。同時,如果將2014年至2016年劃為第一階段,2016年至2018年劃為第二階段,那么追蹤樣本的返鄉行為只可能發生在某一階段(3)或者發生在2014年至2016年(第一階段)間,或者發生在2016年至2018年(第二階段)間,或者均不發生。。從階段維度構造數據集,一方面將連續三期追蹤樣本的時間跨度由四年縮短至兩年,可以更準確地考察子女返鄉前后的老年人健康水平等變量的變化;另一方面也擴充了樣本的數量,進一步提高了后文回歸估計的準確性。整理后(4)整理過程包括刪除無子女樣本和子女信息不連續(如同一子女性別不一致,子女死亡等情況)樣本。,本文構造的“階段×老年人×子女”數據集中共有樣本29526個,其中包含2個階段、9521個老年人和22917個子女。

三是篩選出階段初常住外地的農民工樣本。首先,由于樣本中存在老年人跟隨子女遷徙的情況,簡單地根據子女常住地是否“由遠及近”會將上述情況錯誤地劃分為返鄉,而且考慮到樣本包含大量生活在城鎮地區的老年人,其子女并不應該被認定為農民工身份,因此本文篩選出各階段期初期末居住地均為“農村”的老年人樣本。其次,對比追蹤樣本各階段期初期末對“這個子女現在常住地在哪里?”的回答,可以將子女行為劃分為如表1所示的四類。本文的研究需要重點關注“返鄉”的樣本,即篩選出階段初常住外地、階段末返回本地的農民工,以此來考察農民工返鄉對老年人生活的影響。經過整理,共獲得樣本數量13545個,其中有2個階段、3832個老年人和10181個子女,且包含返鄉樣本2348個。

表1 農村老人子女外出及返鄉行為分類

3.2 研究方法

3.2.1 變量的選取

(1)健康水平變量

本文的研究重點關注農村老年群體的健康情況,既包括身體健康也同時包括心理健康。參考劉暢等(2017)的研究,本文將采用多指標衡量老年人健康水平以提供穩健性檢驗。現有研究多采用自評健康作為衡量健康的指標(Giles &Mu,2007;Antman,2010;Huang et al.,2016),主要原因在于自評健康是個體對自身健康狀況的綜合評價,包含了客觀指標無法反映卻自我知曉的隱私健康信息。但作為一種主觀評價,自評健康必然受到個體異質性特征的影響,并極易產生測量誤差(Disney et al.,2006;Campolieti &Goldenberg,2007)。因此,本文分析中既保留了自評健康指標,同時引入了日常生活活動能力指標(ADL)的客觀測量指標用以測度父母的身體健康狀況,并檢驗實證分析的穩健性。

具體來說:(1)自評健康為個體對當前健康狀況的總體評價,以問卷中“您覺得您目前的身體健康狀況怎么樣?(不可代答)”(5)2014年、2016年和2018年問卷中B1題。的回答衡量。為了更嚴謹準確地檢驗農民工返鄉是否提高了老年人的身體健康,本文通過比較各階段期初期末老年人健康程度構造二元虛擬變量selfhealth作為本文的因變量,且當老年人自評健康有所提高(6)以第一階段中樣本為例,若追蹤樣本在2014年和2016年問卷中,回答分別為“一般”和“比較健康”,則對該樣本selfhealth賦值為1。時,selfhealth=1,反之,selfhealth=0。(2)日常生活活動能力(ADL)包括基本日常生活活動能力(BADL)和工具性日常生活活動能力(IADL)兩部分。前者為個體維持基本生活所必需的,包括打電話、洗漱、穿衣、吃飯、如廁等11項活動(7)2014年、2016年和2018年問卷中B4-1至B4-11題。;后者是個體獨立生活所需的較高水平技能,如上下樓、乘坐公共交通工具、購物、理財及家務等9項活動(8)2014年、2016年和2018年問卷中B6-1至B6-9題。。在變量取值方面,BADL和IADL均以相應活動項目的累計獨立完成個數進行測度,ADL為兩者之和,數值越大表明父母可獨立完成的活動越多,身體狀況越好。和自評健康selfhealth的構造類似,當老年人BADL、IADL或ADL有所提高時,badl、iadl、adl分別取1,反之則取0。

在心理健康方面,本文以抑郁程度測度父母的心理健康狀況。受訪者被問及最近一周的感覺及行為(9)2014年、2016年和2018年問卷中E2-1至E2-9題。,并對9個問題的反饋采取計分制。若為消極性問題,如:“過去一周您覺得孤單嗎?”,則3個選項中表示出現頻率最少的計2分,最多的計0分;積極性問題的計分方式則相反。總分越高表明父母的心理狀況越好。和前文類似,當老年人心理狀況有所提高時,psychology=1,反之,psychology=0。

此外,在驗證假設1時,考慮到數據的可靠性,選擇兩個變量衡量老年人健康水平,一個是老年人自評健康的變化health,用以考察老年人健康狀況對子女返鄉的影響,另一個是老年人工作狀態retire,用以考察老人工作狀況對子女返鄉的影響。health的取值根據問卷中“和去年相比,您現在的健康狀況有什么變化?(不可代答)”的回答,當答案為“變差了”時,health取1,否則取0。retire的取值則根據問卷中“過去12個月,您是否遇到過下列事件?(多選)(不可代答)”中是否選擇“退休/停止工作”確定,當選擇時,retire取1,否則取0。

(2)返鄉變量

返鄉變量return衡量了農民工是否返鄉。經過篩選與整理,本文認為樣本中階段期初常住地為“外地”,階段期末常住地為“本地”的農民工在該階段內存在返鄉行為,即return=1,其余樣本則不存在返鄉行為,即return=0。

(3)代際支持變量

本文的研究聚焦在農民工返鄉如何從經濟支持、家務支持和精神支持三個方面影響農村老年人健康。借鑒和紅等(2020)的研究,分別以問卷中“過去12個月,這個子女有沒有給過您(或與您同住的、仍健在的配偶)錢、食品或禮物,這些財物共值多少錢?”“過去12個月,這個子女多久幫您做一次家務?”以及“過去12個月,您與這個子女多久見一次面?”分別作為經濟支持、家務支持和精神支持的代理變量,且以構造selfhealth變量的方式構造二元虛擬變量economy、homework和spirit。當經濟支持、家務支持和精神支持增加時,economy、homework和spirit分別取1,反之,則取0。

(4)控制變量

已有研究表明,父母特征、子女特征和兩代交互都可能影響到老年人健康水平(劉暢等,2017)以及子女對父母的支持(陶濤等,2021),因此本文在進行回歸分析時選取了相應變量加以控制。父母特征包括父母的性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況,子女特征包括子女的性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況、經濟狀況,兩代交互則選用是否同住作為代理變量。

具體變量的描述如表2所示。

3.2.2 實證方法與模型設定

(1)Probit回歸

由于因變量selfhealth和return等均為離散型變量,本文選擇Probit模型以檢驗返鄉農民工的代際支持和老年人健康水平的關系。

為了檢驗假說1,構建如下模型:

(1)

(2)

為了檢驗假說2,構建如下模型:

(3)

其中,mediatingtij分別取economy、homework和spirit,代表經濟支持、家務支持和精神支持,α1是核心自變量的回歸系數,也是本文關注的重點,εtij為隨機誤差項。

(2)機制檢驗

農民工返鄉行為會影響農民工對父母的經濟支持、家務支持和精神支持,而代際支持與老年人的健康水平之間存在更為直接的因果關系。因此,本文認為農民工返鄉對老年人健康水平的影響存在中介調節機制。

參照中介效應模型(溫忠麟、葉寶娟,2014)構造如下機制檢驗模型:

(4)

(5)

(6)

其中,式(5)同模型式(3)一致,式(4)和式(6)中Hti為第t階段第i位老年人健康水平的變化,分別取selfhealth、adl、badl、iadl和psychology,β1和γ2則為機制檢驗中關注的重點,其他各項與基準模型設置一致。

(3)異質性分析

老年人樣本的異質性可能導致農民工返鄉對老年人健康水平的影響存在差異。為了檢驗老年人年齡差異的影響,參考江艇(2022)的研究,本文引入交互項的方式進行異質性分析。異質性分析模型為:

(7)

其中,oldti代表了老年人的年齡異質性,取1意味著t階段第i位老年人的出生年份在1945年以前,即高齡老人,取0則代表該老年人在1945年以后出生。α2是交互項的回歸系數,也是異質性分析關注的重點,其他變量的設定和基準模型一致。

4 實證分析結果

本文首先使用Probit模型考察農民工返鄉的原因及其對代際支持的影響,隨后利用中介效應模型進一步檢驗返鄉農民工家庭的代際支持與老年人健康水平之間的關系。

4.1 農民工返鄉原因及對代際支持的影響

基于式(1)和式(2)的Probit模型回歸結果如表3所示,其中,模型(1)到模型(4)為式(1)的逐步回歸結果,模型(5)到模型(8)為式(2)的逐步回歸結果。綜合來看,核心自變量回歸系數基本上均顯著為正,表明農村老年人身體健康變差、農村老年人停止工作都會造成農民工返鄉概率的提高。當老年人身體健康出現惡化時,往往需要他人在生活上給予照料。概括地說,此時一個農村家庭面臨著兩種選擇:一是子女繼續在外打工以獲得較高額的報酬,同時雇傭其他人照料老人;二是子女返鄉自己照料老人,但只能在當地獲取較低的工資。在農村社會養老或者商業養老不健全的背景下,寄托社會或者雇傭其他人照料老人的成本較高,綜合來看第二種選擇的收益會大于第一種選擇,因此老年人身體健康變差會吸引農民工返鄉。當老年人由于身體或年齡原因,無法繼續從事工作時,對于家庭而言,以土地為主的物質資本會呈現過剩的現象,從而使得在農村的勞動邊際回報率有所提高,從而也會引起農民工返鄉。以上實證結果檢驗了前文提出的假說1,即在家庭決策下,老年人健康變差會造成農民工“被動”返鄉。

表3 農村老年人健康對農民工返鄉的影響

為了直觀地得到農村老年人健康變化對農民工返鄉影響的具體數值,本文進一步計算了前者對后者的平均邊際效應和樣本均值處的邊際效應。模型(1)到模型(4)的平均邊際效應分別為0.0095、0.0152、0.0161和0.0164,樣本均值處的邊際效應分別為0.0095、0.0152、0.0162和0.0165,意味著農村老年人健康狀況變差使得農民工返鄉概率提高約1.5個百分點。模型(5)到模型(8)的平均邊際效應分別為0.2412、0.2196、0.1879和0.2190,樣本均值處的邊際效應分別為0.2413、0.2199、0.1894和0.2205,意味著農村老年人停止工作使得農民工返鄉概率提高約20個百分點,且結果均在0.001水平上顯著。

基于式(3)的Probit模型回歸結果如表4所示。模型(9)-(11)的因變量分別為economy、homework和spirit,分別檢驗了農民工返鄉對父代經濟支持、家務支持和精神支持的影響。模型(9)核心解釋變量回歸系數不顯著,表明返鄉后農民工對父代的經濟支持影響不明顯,與理論分析相一致。模型(10)-(11)核心解釋變量回歸系數均顯著為正,表明子代農民工返鄉后會增加對父代老年人的家務支持和精神支持,提供更多的生活照料和精神慰藉。進一步分析顯示,返鄉變量對homework和spirit的平均邊際效應分別為0.1307和0.2554,表明相較于不返鄉,返鄉農民工對父代家務支持和精神支持提高的概率分別增加13.07%和25.54%,且均在0.001水平上顯著。

表4 農民工返鄉對代際支持的影響

4.2 代際支持與老年人健康水平

基于式(4)的Probit模型回歸結果如表5所示。首先,模型(12)的因變量為selfhealth,該模型從主觀層面考察了農民工返鄉對農村老年人健康水平的影響,返鄉變量的回歸系數顯著為正,說明農民工返鄉會顯著提升老年人健康水平。進一步計算前者對后者的平均邊際效應和樣本均值處的邊際效應,發現平均邊際效應結果為0.0295,即相較于不返鄉,農民工返鄉使得老年人健康水平提高的概率增加2.95%;樣本均值處的邊際效應為0.0296,即相較于不返鄉,農民工返鄉使得老年人健康水平提高的概率增加2.96%,且兩種結果均在0.01水平上顯著。

表5 農民工返鄉對農村老年人健康的影響

其次,模型(13)-(15)的因變量分別為adl、badl和iadl,該模型從客觀層面檢驗了農民工返鄉對農村老年人身體健康的影響。核心解釋變量回歸系數顯著為正,表明農民工返鄉后老年人基本日常生活能力、工具性日常生活能力以及總體生活能力上均有提高,在客觀標準上驗證了農民工返鄉對老年人身體健康具有的正向作用。進一步分析顯示,返鄉變量對adl、badl和iadl的平均邊際效應分別為0.0428、0.0359和0.0451,表明相較于不返鄉,農民工返鄉使得老年人總體生活能力、基本日常生活能力和工具性日常生活能力提高的概率分別增加4.28%、3.59%和4.51%,且均在0.001水平上顯著。

隨后,模型(16)的因變量為psychology,因此該模型考察了農民工返鄉對其父母心理健康的影響。返鄉變量的回歸系數顯著為正,說明農民工返鄉后,其父母的心理健康水平顯著改善。返鄉變量對psychology的平均邊際效應為0.0415,意味著相較于不返鄉,農民工返鄉使得其父母心理健康狀況改善的概率增加4.15%,且在0.001水平上顯著。

此外,參考劉暢等(2017)的研究,模型(12)-(16)的回歸結果從主觀層面和客觀層面、身體健康層面和心理健康層面均提供了一致的結論,表明農民工返鄉對老年人健康水平具備正向作用的結論較為穩健。

農民工返鄉對農村老年人身體健康和心理健康均具有正向影響。為了檢驗經濟支持、家務支持和精神支持三種代際支持機制是否存在,本文基于式(4)至(6)的中介效應模型,分別從身體和心理兩個層面展開機制檢驗。受篇幅限制,表6僅展示Hti取adl時的結果,用以代表身體健康層面,表7展示Hti取psychology時的結果,用以代表心理健康層面。結果顯示,農民工返鄉可以通過影響代際支持,從而影響老年人身體健康和心理健康。

表6 身體健康機制檢驗結果

表7 心理健康機制檢驗結果

子女對老年人的經濟支持、家務支持和精神支持會顯著提高老年人的身體健康水平,模型(17)、模型(18)和模型(19)中,經濟支持、家務支持和精神支持的回歸系數顯著為正,且平均邊際效應分別為0.1326、0.0819和0.0847,意味著子女對老年人的經濟支持、家務支持和精神支持的提高使得老年人身體狀況改善的概率分別增加13.26%、8.19%和8.47%。但由于模型(9)中,返鄉變量對經濟支持的正向作用不顯著,因此家務支持機制和精神支持機制是農民工返鄉影響老年人身體健康水平的重要渠道。

此外,子女對老年人的經濟支持、家務支持和精神支持也會顯著提高老年人的心理健康水平,模型(20)、模型(21)和模型(22)中,經濟支持、家務支持和精神支持的回歸系數顯著為正,且平均邊際效應分別為0.1281、0.1255和0.1056,意味著子女對老年人的經濟支持、家務支持和精神支持的提高使得老年人心理狀況改善的概率分別增加12.81%、12.55%和10.56%。同樣由于模型(9)中,返鄉變量對經濟支持的正向作用不顯著,因此家務支持機制和精神支持機制是農民工返鄉影響老年人心理健康水平的重要渠道。

以上機制分析結果表明,雖然經濟、家務和精神三方面代際支持均對老年人身體和心理健康形成顯著影響,但是農民工返鄉對經濟支持正向影響不顯著,所以農民工返鄉主要通過提高子女對父母的家務支持和精神支持,從而提高老年人身體健康和心理健康水平。

4.3 異質性分析

生物學的常識認為,老年人年齡的增長往往伴隨著身體機能的衰退,而身體機能又和心理健康息息相關,所以年齡對老年人身體健康和心理健康均具有重要的影響。同時,代際團結等理論也認為,老年人健康水平會影響到子女行為,農民工返鄉在一定意義上是出于照顧年邁或者健康狀況不佳的老年人。因此,有必要從老年人年齡異質性的視角考察農民工返鄉對老年人健康影響的差異。本文基于式(7)進行異質性分析,結果如表8所示,其中,模型(23)被解釋變量為前文構建的adl,代表了身體健康,模型(24)被解釋變量為前文構建的psychology,代表了心理健康。結果顯示,農民工返鄉可以顯著提高年齡較大老年人的身體健康和心理健康。模型(23)和模型(24)中返鄉和年齡較大交互項的平均邊際效應分別為0.0379和0.0477,表明相較于1945年以后出生的老年人,農民工返鄉使得高齡(1945年以前出生)老年人身體和心理狀況改善的概率分別提高3.8%和4.8%。

表8 異質性分析結果

5 結論與啟示

本文利用三期CLASS數據,建立 Probit模型實證考察了農民工返鄉的原因以及返鄉農民工家庭代際支持與老年人健康之間的關系,主要得到如下結論:首先,新遷移理論下農民工返鄉是家庭決策的結果,老年人健康變差,特別是停止工作,會同時提高農民工外出的成本和返鄉的收益,因此農民工返鄉的概率會有所提高;其次,不同類型返鄉農民工對父代的代際支持存在差異,家庭決策下返鄉農民工會提高對父代的家務支持和精神支持,經濟支持的變化則不明顯;此外,經濟支持、家務支持和精神支持對老年人身體健康和心理健康均存在正向影響,但由于子女返鄉對代際經濟支持的正向作用不明顯,因此農民工返鄉改善農村老年人身心健康的主要機制為家務支持和精神支持;此外,異質性分析表明,農民工返鄉會顯著提高高齡老年人的健康水平。

本文的主要結論闡釋了農民工返鄉、代際支持和農村老年人健康之間的關系,同時也為完善我國農村社會保障體系、提高農村留守老人健康水平提供了政策啟示。首先,代際支持對農村老年人身體健康和心理健康均具有正向影響,因此就農村養老而言,經濟支持、家務支持和精神支持是完善農村社會養老體系,改善農村老年人身心健康狀況的三個關鍵抓手。其次,農民工返鄉僅能改善農村老年人家務支持和精神支持,換言之農村老年人健康改善要以農民工返鄉作為代價,減少農民工務工收入,這意味著經濟支持是農村家庭養老的薄弱環節。因此農村社會養老體系的重點是經濟支持,完善農村養老保障體制,提高農村養老保障水平,通過社會轉移或借助社會力量為農村老年人提供經濟保障,進一步提升農村老年人的健康水平。此外,要通過“互助養老”、改善村居環境等手段,從家務支持和精神支持方面提高農村老年人健康水平,進而減少農民工因老人健康問題被動返鄉。同時,要創造良好的返鄉就業創業政策環境,提高返鄉農民工收入,緩解農村家庭收入與留守老人養老問題的矛盾。