劉 歡 唐 瑤

伴隨中國人口的快速老齡化、失能人口規(guī)模的快速增長，失能人口的長期照料需求也在日益增加。為應(yīng)對嚴峻的老齡化趨勢，各國的老年照料都在走向社會和回歸家庭之間權(quán)衡，以便形成最優(yōu)的照料模式，以最小的社會成本為老年人提供優(yōu)質(zhì)的照料服務(wù)。與此同時，伴隨精準扶貧政策的逐步深入，經(jīng)濟困難問題在廣大農(nóng)村地區(qū)得到了有效緩解，但老人照料依然存在較多不足，特別是對于既面臨收入困境，又有養(yǎng)老照料需求的農(nóng)村老人家庭。家庭收入不平等的多元化背景下，不僅需要提供各種收入增加措施，也要針對脆弱性更高的農(nóng)村失能老人家庭，提供可靠的照料服務(wù)。在傳統(tǒng)社會中，對老年人的照料服務(wù)主要來自家庭內(nèi)部，父母有很強的養(yǎng)兒防老動機。伴隨中國社會結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變及演化、人口流動的加速，空巢化、高齡化、高失能率等因素使得城鄉(xiāng)老人的生活都面臨著更大的風(fēng)險，而中國農(nóng)村地區(qū)老年人護理照料需求在同步增長的同時，面臨的困境要比城鎮(zhèn)更大。收入不平等在其中發(fā)揮著重要的傳導(dǎo)作用，如因為收入貧困，年輕子女外出務(wù)工需求更高，導(dǎo)致家庭非正式照料降低；與此相反的是，相對收入較高的家庭，子女不僅可以提供充足的經(jīng)濟支持，在外出傾向更低的情況下，其家庭照料服務(wù)供給也相對較高。因而，本文在此基礎(chǔ)上，嘗試從收入不平等視角入手，探討農(nóng)村老人在收入不平等下的家庭非正式照料效應(yīng)，以期在全面建成小康社會的過程中，為完善農(nóng)村失能老人的經(jīng)濟保障和提升照料服務(wù)水平等提供可靠的理論支撐。相較于既有研究，本文創(chuàng)新點主要可以歸納為兩點：第一，研究視角方面，本文突破較少關(guān)注農(nóng)村失能老人家庭非正式照料形成機制的既有研究，注重探討收入不平等下的非正式照料資源獲得差異性，從而豐富關(guān)于農(nóng)村失能老人研究的視角；第二，研究方法及研究內(nèi)容方面，利用雙邊隨機前沿模型，借助家庭非正式照料基準模型，通過實際獲得非正式照料量偏離基準量的程度，探討收入不平等對農(nóng)村失能老人非正式照料的影響。

一、文獻綜述

農(nóng)村失能老人在失能狀態(tài)方面，與城鎮(zhèn)老人相比有其顯著的特點，且在具體照料需求層面也有差異性。筆者嘗試從以上兩點出發(fā)，并結(jié)合收入不平等發(fā)展趨勢，對既有文獻進行梳理。

首先，農(nóng)村老人的失能現(xiàn)狀與特點方面：第一，由于樣本調(diào)查規(guī)模、問卷失能指標(biāo)設(shè)定等口徑差異，我國農(nóng)村失能、半失能老人占比約3.3%—19.5%①潘金洪等：《中國老年人口失能率及失能規(guī)模分析——基于第六次全國人口普查數(shù)據(jù)》，《南京人口管理干部學(xué)院學(xué)報》2012年第4期，第3—6+32頁；景躍軍、李涵、李元：《我國失能老人數(shù)量及其結(jié)構(gòu)的定量預(yù)測分析》，《人口學(xué)刊》2017年第6期，第81—89頁。，數(shù)量和占比高于城鎮(zhèn)②張文娟、王東京：《中國老年人口的健康狀況及變化趨勢》，《人口與經(jīng)濟》2018年第4期，第86—98頁。。第二，城鄉(xiāng)老年人在日常功能與健康方面存在差距，農(nóng)村高齡殘障老人增幅更顯著。③陳友華、徐愫：《中國老年人口的健康狀況、福利需求與前景》，《人口學(xué)刊》2011年第2期，第34—39頁；曾毅等：《中國高齡老人健康狀況和死亡率變動趨勢》，《人口研究》2017年第4期，第22—32頁；彭希哲、宋靚珺、黃劍焜：《中國失能老人長期照護服務(wù)使用的影響因素分析——基于安德森健康行為模型的實證研究》，《人口研究》2017年第4期，第46—59頁。性別、教育、收入以及出生隊列等因素亦影響農(nóng)村老年人失能變動的趨勢和模式。④魏蒙、王紅漫：《中國老年人失能軌跡的性別、城鄉(xiāng)及隊列差異》，《人口與發(fā)展》2017年第5期，第74—81+98頁；伍小蘭、劉吉：《中國老年人生活自理能力發(fā)展軌跡研究》，《人口學(xué)刊》2018年第4期，第59—71頁。第三，相比于城鄉(xiāng)老年人在日常生活能力方面的差距，農(nóng)村老年人在認知功能、自評健康以及心理健康等方面與城市老年人差距更大⑤李建新、李春華：《城鄉(xiāng)老年人口健康差異研究》，《人口學(xué)刊》2014年第5期，第37—47頁。，不同失能狀態(tài)影響老年人預(yù)期壽命⑥杜鵬等：《中國老年人的養(yǎng)老需求及家庭和社會養(yǎng)老資源現(xiàn)狀——基于2014年中國老年社會追蹤調(diào)查的分析》，《人口研究》2016年第6期，第49—61頁；吳炳義等：《我國老年人口失能判別及其對健康預(yù)期壽命影響分析》，《人口學(xué)刊》2019年第1期，第101—112頁。。

其次，農(nóng)村失能老人的照護現(xiàn)狀與需求方面。第一，農(nóng)村失能老人依賴非正式照護方式，主要由近親屬（配偶/子女）提供，女性是主要承擔(dān)者①陳欣欣、董曉媛：《社會經(jīng)濟地位、性別與中國老年人的家庭照料》，《世界經(jīng)濟》2011年第6期，第147—160頁；陳璐、范紅麗：《家庭老年照料會降低女性勞動參與率嗎?——基于兩階段殘差介入法的實證分析》，《人口研究》2016年第3期，第71—81頁。，照護遵循層級補償原則②杜鵬、王紅麗：《老年人日常照料角色介入的差序格局研究》，《人口與發(fā)展》2014年第5期，第85—92+111頁。，反映近親—遠親—朋友和鄰居—社會的序列關(guān)系③姚遠：《我國老年人群體的多標(biāo)志特征及相關(guān)政策構(gòu)建——基于北京市老年殘疾人視角》，《人口與經(jīng)濟》2009年第2期，第70—74頁。。第二，農(nóng)村失能老人照護需求隨老齡化和失能程度加重而增大④曹楊：《城鄉(xiāng)居家老人的未滿足照料需求分析》，《調(diào)研世界》2017年第11期，第43—47頁。，但是空心化、空巢化使傳統(tǒng)照護方式難以為繼，部分失能老人照護需求無法滿足⑤穆光宗、張團：《我國人口老齡化的發(fā)展趨勢及其戰(zhàn)略應(yīng)對》，《華中師范大學(xué)學(xué)報》（人文社會科學(xué)版）2011年第5期，第29—36頁。，失能、留守的老年弱勢群體成為照護風(fēng)險的承擔(dān)者⑥楊團：《農(nóng)村失能老年人照料貧困問題的解決路徑——以山西永濟蒲韓鄉(xiāng)村社區(qū)為例》，《學(xué)習(xí)與實踐》2016年第4期，第92—103頁。。第三，照護需求受失能程度影響⑦黃楓、吳純杰：《基于轉(zhuǎn)移概率模型的老年人長期護理需求預(yù)測分析》，《經(jīng)濟研究》2012年第A2期，第119-130頁；姜向群、魏蒙、張文娟：《中國老年人口的健康狀況及影響因素研究》，《人口學(xué)刊》2015年第2期，第46—56頁。，但是存在潛在需求和有效需求差異⑧楊燕綏、陳誠誠：《銀色經(jīng)濟條件下的醫(yī)療服務(wù)體系重構(gòu)——辨析老年長期照護與醫(yī)療服務(wù)的關(guān)系》，《國家行政學(xué)院學(xué)報》2017年第2期，第46—51，125—126頁。，照護選擇亦受個體、家庭以及社會支持等多層次因素影響⑨戴衛(wèi)東：《我國少數(shù)民族地區(qū)社會保障研究及其評價》，《西南民族大學(xué)學(xué)報》（人文社會科學(xué)版）2012年第2期，第18—22頁。。

最后，關(guān)于收入不平等理論研究方面。在Rawls正義論⑩Rawls J, A Theory of Justice, Cambridge：Cambridge University Press, 1971.的基礎(chǔ)上，Lefranc等通過隨機占優(yōu)分析，對OECD國家進行了機會平等的假設(shè)檢驗，結(jié)果表明，除瑞典外的所有國家都拒絕了機會平等的假設(shè)。?Lefranc A, Pistolesi N, Trannoy A,“ Inequality of Opportunities vs. Inequality of Outcomes: Are Western Societies All Alike？”，in Review of Income and Wealth, 2008, Vol.54, No.4, p.34.Bourguignon 等以出生地、種族、父母受教育程度、父親的職業(yè)等為背景變量，考察了機會不平等程度，相對于個人努力程度而言，背景變量對收入差距的貢獻在10%—37%之間。?Bourguignon F, Ferreira F H G, Menéndez M,“Inequality of Opportunity in Brazil: A Corrigendum”, in Review of Income and Wealth，2013, Vol. 59, No.3, pp.551—555.而Roemer系統(tǒng)地論述了機會平等理論。?Roemer J. E, Equality of Opportunity, Cambridge: Cambridge University Press, 1998；Roemer J. E, “Equality of Opportunity, A Progress Report”, in Social Choice & Welfare, 2002, Vol 19, No.2, pp.455-471；Roemer John. E, “On Several Approaches to Equality of Opportunity”, in Economics and Philosophy, 2012, Vol.28, No.2, pp.165—200.即一個人的“優(yōu)勢”（Advantage）由兩方面因素導(dǎo)致：將自己不可控的因素稱為“環(huán)境”（Circumstance，記為c），將自己可控的因素稱為“努力”（Effort，記為 e）。隨后大部分學(xué)者以個體健康水平或?qū)︶t(yī)療資源的占用作為個體的“優(yōu)勢”，在“經(jīng)濟增長—收入差距—收入流動—收入平等”框架基礎(chǔ)上，強調(diào)經(jīng)濟發(fā)展和收入分配過程中的機會均等，特別是強調(diào)公民的教育機會與基本醫(yī)療和健康機會的公平，這不僅有利于提升經(jīng)濟社會發(fā)展的內(nèi)在效率，而且還可以通過促進收入流動來緩解收入差距過大所帶來的社會沖突與壓力。①權(quán)衡：《中國城鄉(xiāng)居民收入流動性與長期不平等：實證與比較》，《上海財經(jīng)大學(xué)學(xué)報》2015年第2期，第4—19+113頁。董麗霞發(fā)現(xiàn)，中國收入機會不平等指數(shù)約為0.10，而其中環(huán)境造成的機會不平等約占1/5，且中等收入群體的機會不平等程度更高。②董麗霞：《中國的收入機會不平等——基于2013年中國家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)的研究》，《勞動經(jīng)濟研究》2018年第1期，第44—62頁。因而，針對既有收入不平等研究成果，從機會不平等、努力不平等視角出發(fā)，探討其對農(nóng)村失能老人的家庭非正式照料的影響具有充足的理論基礎(chǔ)。

已有研究發(fā)現(xiàn)，中國農(nóng)村老年人失能水平比城鎮(zhèn)老人更高，且失能水平越高時，其照料需求也相對較高。非正式照料難以滿足很多老人的需求，其中，收入不平等發(fā)揮著重要的作用。因而，本文基于已有研究，嘗試從收入不平等對農(nóng)村失能老人家庭非正式照料的影響效應(yīng)視角出發(fā)，借助CLHLS（中國老年健康影響因素跟蹤調(diào)查）2014年和2018年調(diào)查數(shù)據(jù)，利用雙邊隨機前沿模型，實證檢驗農(nóng)村老人在家庭收入上的不平等對其家庭非正式照料的實際影響，以期為進一步優(yōu)化精準扶貧政策，推動農(nóng)村失能老人護理照料的供給政策完善，滿足農(nóng)村失能老人照料需求提供可靠的技術(shù)支撐。

二、研究方法

（一）收入不平等度量

結(jié)合已有研究，收入不平等的原因可劃分為“機會不平等”和“努力不平等”，其中，“機會不平等”的存在以負向效應(yīng)為主，而“努力不平等”則是以正向效應(yīng)為主。本文在已有理論研究基礎(chǔ)上，使用“事先法”，將處于不同環(huán)境背景的家庭收入不平等界定為機會不平等（IO），相同環(huán)境背景的家庭收入不平等界定為努力不平等（IE）。這里主要選用廣義熵指數(shù)法中的泰爾指數(shù)計算對數(shù)均值偏差，核心公式為：

式中，M為分組數(shù)量，A為總家庭數(shù)。Am/A表示分組中家庭數(shù)占總家庭數(shù)（A）的份額；Pm/P為某一分組收入占總收入的份額；Theil為分組m的收入泰爾指數(shù)。結(jié)合本文研究目的，需對式（1）進行調(diào)整，將收入水平分組標(biāo)準替換為環(huán)境特征分組標(biāo)準，進而區(qū)別各分組。一般而言，泰爾指數(shù)越小，環(huán)境變量的差異越小。如果收入份額與家庭份額相等，則對數(shù)中的份額比即為1，對數(shù)值為0，泰爾指數(shù)也為0，表明環(huán)境變量之間沒有任何差異；如果份額比大于1，相應(yīng)的對數(shù)值則會大于0；如果份額比小于1，相應(yīng)的對數(shù)值則會小于0。因收入水平的份額相對小于家庭數(shù)份額比時，對數(shù)才為負值，可以給負值一個相對較小的權(quán)重，給正值一個相對較大的權(quán)重，從而保證泰爾指數(shù)大于0。在具體操作中，筆者以家庭ID、省份ID作為核心環(huán)境分解依據(jù)指標(biāo)，估算家庭收入不平等。

（二）研究模型設(shè)定

由前文分析可知，收入不平等對農(nóng)村老人家庭非正式照料存在抑制和溢出兩種效應(yīng)，其符合雙邊隨機前沿模型的特征。因而，這里基于雙邊隨機前沿模型測算兩者效應(yīng)的大小及其凈效應(yīng)，從而識別收入不平等對農(nóng)村家庭非正式照料的影響。非正式照料的分解公式為：

其中：Xit為家庭及個體特征變量，包括家庭收入水平及其不平等程度、子女?dāng)?shù)及老年個體分級失能狀態(tài)、收入來源、性別、喪偶等特征因素。家庭所在社區(qū)特征變量包括社區(qū)供給的照料服務(wù)，如起居照料、上門看病和送藥、精神慰藉、日常購物、社會娛樂活動等。μ（xit）為最優(yōu)非正式照料水平，即在家庭及個體特征既定時，處于完全社會競爭條件下的非正式照料水平。β為特征變量估計參數(shù)。復(fù)合干擾項，vit為隨機干擾項，反映不可觀測因素導(dǎo)致實際非正式照料對最優(yōu)非正式照料水平的偏離；uit表示收入不平等對非正式照料的抑制效應(yīng)，uit≥0；wit表示收入不平等對非正式照料的溢出效應(yīng)，wit≥0。當(dāng)wit=0時，收入不平等對非正式照料僅產(chǎn)生抑制效應(yīng)；當(dāng)uit=0時，收入不平等僅對非正式照料產(chǎn)生溢出效應(yīng)。

當(dāng)式（1）中wit、uit僅存在一項不為0時，模型便為單邊隨機前沿模型，而當(dāng)式（2）中wit、uit全為0時，模型則為一般OLS模型，但因復(fù)合干擾項存在不為0的情況，從而OLS模型估計結(jié)果有偏差。由式（2）可知，實際非正式照料水平最終是收入不平等抑制效應(yīng)和促進效應(yīng)雙邊作用結(jié)果，即收入不平等對非正式照料的促進效應(yīng)使實際非正式照料水平高于前沿非正式照料水平，而由收入不平等引起的抑制效應(yīng)使得其低于前沿水平。

通過計算凈效應(yīng)（正、負效應(yīng)共同影響結(jié)果）探討實際非正式照料水平與前沿非正式照料水平的偏離程度，在OLS估計有偏的情況下，可采用最大似然估計方法（MLE）來估計。由前述分析及模型設(shè)定可知，干擾項wit和uit都具有單邊分布（one sideddistribution）特征，假設(shè)二者均服從指數(shù)分布，即。對于隨機干擾項vit，假設(shè)其服從正態(tài)分布，即。同時假設(shè)wit、uit和vit間彼此獨立，且均獨立于家庭及個體特征xit?；谝陨霞俣赏茖?dǎo)復(fù)合干擾項it的概率密度函數(shù)如下：

基于式（4）設(shè)定，對于包含多個觀測值的樣本而言，估計極大似然函數(shù)表達式為：

利用式（8）和式（9）可以估計收入不平等抑制效應(yīng)與溢出效應(yīng)對非正式照料偏離最優(yōu)水平的偏離絕對程度。利用下式將絕對程度值轉(zhuǎn)換為收入不平等促進效應(yīng)或抑制效應(yīng)高于或低于最優(yōu)水平的百分比，轉(zhuǎn)換公式如下：

進一步，可以將收入不平等對非正式照料的凈效應(yīng)表示為：

三、研究數(shù)據(jù)及變量定義

（一）研究數(shù)據(jù)

本文數(shù)據(jù)選取的是 2014 年和 2018 年 CLHLS 連續(xù)追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)庫覆蓋全國各地區(qū)共 22 個省市，樣本覆蓋面廣，且選取的是最近兩期調(diào)查數(shù)據(jù)，能最大限度地反映當(dāng)前中國農(nóng)村老人照料現(xiàn)狀。本文基于兩期追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，以BADL失能并獲得照料者為主體，剔除無效值（空值或缺失值），構(gòu)造非平衡面板，最終得到農(nóng)村失能老人樣本 867 個。因此，本文雖包含了ADL評定為健康的樣本，但其存在BADL失能。

（二）變量定義

本文核心被解釋變量為農(nóng)村失能老人家庭非正式照料，這里選取調(diào)查樣本中“您目前BADL六項日?；顒有枰藥椭?，主要是誰？”和“近一個星期，這些照料所付的費用（如人工、物品等直接費用）總共花費幫助者多少錢（元）？”兩個問題。其中，將主要幫助者是配偶、兒子、兒媳、女兒、女婿、孫子（女）及其他親屬界定為家庭照料者，進而結(jié)合第二個問題得到家庭照料者的具體供給資金等，以期反映農(nóng)村老人的家庭非正式照料量。本文核心解釋變量為農(nóng)村家庭收入不平等，依據(jù)前文方法進行估算得到。

為保障檢驗結(jié)果的有效性，基準變量根據(jù)模型設(shè)定，主要包含家庭收入水平、子女?dāng)?shù)及老年個體分級失能狀態(tài)、收入來源、性別、喪偶等特征因素；家庭所在社區(qū)特征變量包括社區(qū)供給的照料服務(wù)，如起居照料、上門看病和送藥、精神慰藉、日常購物、社會娛樂活動等。其他控制變量方面，主要控制了地區(qū)變量和年份，其中地區(qū)劃分為東部、中部、西部及東北部，且以東部為對照組控制，年份則以連續(xù)變量控制；失能狀態(tài)分為BADL和IADL，分別根據(jù)調(diào)查樣本中的6項和8項指標(biāo)相加得到，其中選項1表示獨立，選項2表示部分獨立，選項3表示完全獨立，相加后值越小表示自理能力越強，反之則相反。具體變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計

（續(xù)表1）

四、實證結(jié)果分析

本節(jié)在基本模型設(shè)定基礎(chǔ)上，對農(nóng)村失能老人非正式照料的基準效應(yīng)進行檢驗，并對模型進行方差分解，考察收入不平等對農(nóng)村失能老人家庭非正式照料的正向促進、負向抑制及凈效應(yīng)，實證分析年份、性別、地區(qū)及失能分級等因素的影響差異。

（一）基準模型檢驗結(jié)果

基于前文分析，這里首先對收入不平等影響農(nóng)村失能老人非正式照料效應(yīng)進行檢驗，具體如表2所示。表2中模型（1）是OLS估計結(jié)果，模型（2）—（6）均采用雙邊隨機前沿模型下的MLE估計，且模型（2）是附加了約束條件lnσu=lnσw=0，模型（3）取消這一限制約束；模型（4）是在模型（3）基礎(chǔ)上控制老人失能狀態(tài)及社區(qū)照料供給內(nèi)容；模型（5）控制地區(qū)效應(yīng)；模型（6）控制年份因素。估計結(jié)果顯示，收入不平等并未顯著影響農(nóng)村老人非正式照料，但收入因素是其顯著的正向因素，即收入越高時，農(nóng)村老人非正式照料獲得量會顯著更多。基本功能領(lǐng)域的ADL因素顯著影響農(nóng)村老人非正式照料，但IADL并未有顯著影響，即基本功能領(lǐng)域的失能狀態(tài)是影響農(nóng)村老人非正式照料的顯著因素，且失能程度越高時，家庭非正式照料也越多。收入不平等雙邊效應(yīng)方面，其促進效應(yīng)并不顯著，但逆向抑制效應(yīng)顯著發(fā)揮作用。表2中還給出了模型擬合程度檢驗，LR檢驗結(jié)果顯示，模型（6）的擬合程度最好，后文也將在模型（6）的變量及測度結(jié)果基礎(chǔ)上對模型進行方差分解和效應(yīng)估計。

表2 收入不平等下的非正式照料效應(yīng)模型估計

（二）方差分解：農(nóng)村失能老人非正式照料模型中收入不平等的解釋能力

表 3 給出了收入不平等因素效應(yīng)的分析結(jié)果。表 3 結(jié)果顯示，收入不平等對農(nóng)村失能老人非正式照料具有非常重要的影響，其中，相對于收入不平等的促進效應(yīng)，收入不平等的抑制效應(yīng)具有更重要的作用，進而使得收入不平等的綜合效應(yīng)為-0.260 1，即綜合而言，收入不平等將導(dǎo)致更低的農(nóng)村家庭非正式照料。此外，在總方差中，收入不平等無法解釋的部分總方差為1.689 4，其中，收入不平等的雙向效應(yīng)貢獻了93.83%，而收入不平等抑制效應(yīng)則貢獻了其中的 64.45%，收入不平等促進效應(yīng)僅貢獻了 35.55%。以上結(jié)果表明，在農(nóng)村失能老人家庭非正式照料形成過程中，收入不平等抑制效應(yīng)發(fā)揮了絕對的作用，雖然收入不平等促進效應(yīng)也發(fā)揮了一定的作用，但非正式照料更取決于收入不平等的抑制作用。

表3 收入不平等下的農(nóng)村失能老人非正式照料效應(yīng)分析

（三）收入不平等抑制效應(yīng)及促進效應(yīng)估計

1.總體樣本估計結(jié)果

本文研究重點是收入不平等下農(nóng)村失能老人獲得家庭非正式照料的差異，前文相應(yīng)估計式為式（10）、式（11）及式（12），即在收人不平等條件下農(nóng)村失能老人獲得非正式照料量相對于基準非正式照料量的變動百分比。這里主要是在前文分析基礎(chǔ)上對收入不平等進行單邊效應(yīng)估計的結(jié)果，表 4 顯示，在單邊效應(yīng)方面，農(nóng)村失能老人在收入不平等促進效應(yīng)下獲得的非正式照料高于基準照料量的 43%，但收入不平等的抑制效應(yīng)使得其低于基準非正式照料量的 49.44%。雙邊效應(yīng)的結(jié)果使得農(nóng)村失能老人在收入不平等下獲得的非正式照料量低于基準非正式照料量的 6.44%。亦即由于收入不平等因素的影響，收入不平等每提升 100 單位時，農(nóng)村失能老人獲得家庭非正式照料的資金量便降低 6.44 元。表 4 后 3 列表明，收入不平等在影響農(nóng)村失能老人家庭非正式照料量上存在異質(zhì)性，且依然表現(xiàn)出收入不平等的抑制作用發(fā)揮主導(dǎo)。具體而言，由表 4 的第一四分位 Q1 結(jié)果可知，有四分之一的農(nóng)村失能老人，收入不平等抑制與促進效應(yīng)的雙邊影響使得其非正式照料量低于基準量 32.84%，第二四分位 Q2 則是降低了 8.40%；但從第三四分位 Q3 看，收入不平等凈效應(yīng)使得農(nóng)村失能老人非正式照料量高于基準量20.34%。

表4 農(nóng)村失能老人收入不平等對非正式照料影響凈效應(yīng) 單位：%

為更好地顯示收入不平等對農(nóng)村失能老人非正式照料的雙邊效應(yīng)，筆者通過直方圖考察其分布特征，結(jié)果如圖1—3 所示。圖1 和圖2 結(jié)果顯示，收入不平等正向促進與負向抑制效應(yīng)均存在向右拖尾的分布特征，即表示在絕對的收入不平等影響方面，只有少數(shù)農(nóng)村失能老人在非正式照料量方面處于絕對優(yōu)勢或絕對劣勢地位。圖3的分布特征結(jié)果顯示，并非所有農(nóng)村失能老人在非正式照料量方面都處于收入不平等的絕對劣勢地位，統(tǒng)計顯示大約有 40% 的農(nóng)村失能老人的收入不平等凈效應(yīng)大于零，即收入不平等在一定程度上促進了農(nóng)村失能老人獲得非正式照料量的增加，同時，也意味著約 60% 的失能老人處于絕對劣勢地位。整體而言，由于收入不平等的抑制效應(yīng)更強，整體上的收入不平等抑制了農(nóng)村失能老人非正式照料量。

圖1 收入不平等負向抵制效應(yīng)的頻數(shù)分布

圖2 收入不平等正向促進效應(yīng)的頻數(shù)分布

圖3 收入不平等凈效應(yīng)的頻數(shù)分布

在時間分布特征方面，這里根據(jù)連續(xù)追蹤數(shù)據(jù)特征，分別比較了 2014 年與2018 年農(nóng)村失能老人家庭非正式照料的差異。結(jié)果如表 5 所示，在表 5中，2014 年至2018 年農(nóng)村失能老人因收入不平等而導(dǎo)致的非正式照料凈效應(yīng)差異為1.75%，其中主要是由第一四分位（Q1）的凈效應(yīng)差異引起，其差異達到了 6.39%，而在第二四分位（Q2）與第三四分位（Q3）并沒有較大的差異。以上結(jié)果表明，隨著時間推移，農(nóng)村失能老人因收入不平等導(dǎo)致的非正式照料差異存在群體異質(zhì)性，且這一群體異質(zhì)性隨時間發(fā)展部分發(fā)生變化，如第一四分位的 25% 人群的凈效應(yīng)有較大程度的提升，而其他群體卻并未有較大變化。

表5 農(nóng)村失能老人收入不平等凈效應(yīng)年度分布特征 單位：%

2.個體特征下收入不平等與農(nóng)村失能老人非正式照料

個體特征方面，筆者分別從個體性別、地區(qū)及失能程度三個層面進行了比較分析，結(jié)果分別如表 6、表 7 和表 8 所示。表 6 結(jié)果顯示，性別異質(zhì)性方面，農(nóng)村男性失能老人收入不平等的凈效應(yīng)為 -7.16%，而女性失能老人為 -6.08%。農(nóng)村男性失能老人在非正式照料方面的偏離程度受收入不平等影響更大，其非正式照料量的凈效應(yīng)比女性失能老人更低，其中，主要影響是在第一四分位上的差異，農(nóng)村男性失能老人收入不平等凈效應(yīng)為-35.53%，女性失能老人則為 -31.51%；而在第二四分位與第三四分位下，男性與女性失能老人凈效應(yīng)并無較大差異。

表6 性別因素與農(nóng)村失能老人收入不平等凈效應(yīng) 單位：%

表 7 所示的地區(qū)異質(zhì)性方面，不同地區(qū)農(nóng)村失能老人在收入不平等下的非正式照料量偏離基準量存在較大差異。其中，中部地區(qū)農(nóng)村失能老人收入不平等凈效應(yīng)最高，達到 -5.87%，東北地區(qū)農(nóng)村失能老人的收入不平等凈效應(yīng)為最低的 -10.09%，東部和西部地區(qū)農(nóng)村失能老人的收入不平等凈效應(yīng)分別為 -7.02% 和 -7.32%。而在不同四分位方面，東部和中部地區(qū)農(nóng)村失能老人在第一四分位并無較大差異，西部與東北地區(qū)農(nóng)村失能老人并無較大差異，但兩組之間存在較大差異；第二四分位方面，各地區(qū)差異均較小，在-8.00% 左右，西部地區(qū)略高；第三四分位方面，不同地區(qū)農(nóng)村失能老人的收入不平等凈效應(yīng)均表現(xiàn)出正向，但其中西部地區(qū)正向凈效應(yīng)最高，東部地區(qū)最低。

表7 地區(qū)因素與農(nóng)村失能老人收入不平等凈效應(yīng) 單位：%

在失能程度異質(zhì)性方面，失能分級根據(jù)BADL和IADL相加得到，相加后分為4類狀態(tài)，1~4分別為健康、輕度失能、中度失能和重度失能。表8結(jié)果顯示，不同失能程度下，農(nóng)村老年人非正式照料偏離程度受收入不平等影響存在明顯的異質(zhì)性。如健康老人的收入不平等凈效應(yīng)最高，為2.33%，輕度失能老人的收入不平等凈效應(yīng)為-4.77%，其中，第一四分位、第二四分位及第三四分位分別為-29.75%、-9.60%及18.85%；中度失能老人的收入不平等凈效應(yīng)為-7.93%，比輕度失能老人凈效應(yīng)更低，其中第一四分位的凈效應(yīng)為-35.68%，是所有第一四分位分級失能老人中凈效應(yīng)最低的，第二四分位、第三四分位與輕度失能老人差異較小；重度失能老人的收入不平等凈效應(yīng)為-6.10%，但并不是最低，且各分位凈效應(yīng)與其他失能狀態(tài)老人差異較小?？傮w而言，不同失能狀態(tài)下的農(nóng)村老人在收入不平等下的非正式照料偏離基準水平的凈效應(yīng)存在較大的群體異質(zhì)性，其中，健康老年人的收入不平等凈效應(yīng)為正，而失能等級更高的農(nóng)村老人受收入不平等的影響凈效應(yīng)負向作用更大，存在群體不公平性。

表8 失能分級因素與農(nóng)村失能老人收入不平等凈效應(yīng) 單位：%

五、結(jié)論和政策建議

本文以農(nóng)村家庭收入不平等為視角，基于 2014 年和 2018 年 CLHLS 關(guān)于家庭及社區(qū)的調(diào)查數(shù)據(jù)，運用雙邊隨機前沿模型實證檢驗了農(nóng)村家庭收入不平等對失能老人家庭非正式照料水平的影響。實證檢驗結(jié)果表明，在基準模型中，家庭收入水平和基礎(chǔ)性日常生活活動能力是影響基準非正式照料量的顯著正向因素，而工具性日常生活活動能力并無顯著影響，且其系數(shù)值偏小。收入不平等促進效應(yīng)為正，但并不顯著，而收入不平等抑制效應(yīng)顯著為負，即機會不平等的作用大于努力不平等的效應(yīng)。

雙邊隨機前沿模型的方差分解結(jié)果顯示，家庭收入不平等對農(nóng)村失能老人非正式照料具有非常重要的影響，收入不平等將導(dǎo)致更低的農(nóng)村家庭非正式照料。此外，收入不平等的雙向效應(yīng)貢獻了 93.83%，而收入不平等抑制效應(yīng)則貢獻了其中的64.45%，收入不平等促進效應(yīng)僅貢獻了 35.55%。單邊效應(yīng)估計結(jié)果顯示，農(nóng)村失能老人在收入不平等促進效應(yīng)下獲得的非正式照料高于基準照料量的 43%，但收入不平等的抑制效應(yīng)使得其低于基準非正式照料量的 49.44%。雙邊效應(yīng)的結(jié)果使得農(nóng)村失能老人在收入不平等下獲得的非正式照料量低于基準非正式照料量的 6.44%，且在不同四分位方面存在明顯的群體差異。而通過直方圖可以發(fā)現(xiàn)，并不是所有人都處在絕對的劣勢或優(yōu)勢地位，且伴隨時間推進，農(nóng)村失能老人的收入不平等凈效應(yīng)在降低，但依然存在群體異質(zhì)性。個體特征比較結(jié)果顯示，農(nóng)村男性比女性失能老人的收入不平等凈效應(yīng)更低，且以第一四分位的群體異質(zhì)性為主；在地區(qū)方面，東北地區(qū)農(nóng)村失能老人收入不平等的凈效應(yīng)最低，其他地區(qū)凈效應(yīng)差異相對較?。辉谑軤顟B(tài)方面，健康農(nóng)村老人獲得凈效應(yīng)最大，而其他分級失能老人的凈效應(yīng)均為負，且中度失能、重度失能老人的收入不平等凈效應(yīng)均相對更低。

基于以上分析，本文認為，農(nóng)村老人收入不平等降低了家庭非正式照料水平，核心原因在于收入不平等抑制效應(yīng)高于其促進效應(yīng)。因此，基于以上研究，可以從以下幾方面對非正式照料偏離最優(yōu)水平進行調(diào)整：首先，針對收入不平等形成原因以機會不平等為主導(dǎo)的特征進行政策介入，結(jié)合當(dāng)前精準扶貧進入攻堅階段的背景，在農(nóng)村地區(qū)，依然需要根據(jù)不同家庭機會不平等形成機制，推動各類扶貧政策的協(xié)同，提升農(nóng)村老人家庭成員的收入機會平等性，如在精準扶貧過程中同步推進農(nóng)村失能老人家庭的政策輔助，包括對應(yīng)的照料津貼和服務(wù)支持等。其次，根據(jù)個體特征差異的異質(zhì)性影響，在具體幫扶政策中，也要針對不同地區(qū)、不同性別及不同失能狀態(tài)老人進行差異化政策介入，以省份或家庭特征為主體，注重對于農(nóng)村老人家庭核心照料者的正向促進，既要提升其自身努力程度，也要創(chuàng)造良好的外部環(huán)境，以期降低收入不平等，并在此基礎(chǔ)上提升家庭非正式照料水平。