諸艷霞,王皓東,朱雅麗

一、引 言

“家庭養(yǎng)老”一直以來都是農(nóng)村傳統(tǒng)養(yǎng)老的主要形式。家庭內(nèi)隔代照料與子女養(yǎng)老交替,隱含著照料孫輩的老人與提供家庭養(yǎng)老的成年子女之間的資源交換。為了這種交換的順利進行,隔代照料成為農(nóng)村老年人的一種主動選擇。近年來農(nóng)村中青年勞動者外出務(wù)工的比例越來越高,照料孫輩以及為子女料理家務(wù)的責(zé)任便落到了留守老年人的身上。據(jù)中國老齡科研中心的調(diào)查,農(nóng)村70%以上的孩子都是隔代照料[1]。另一方面,土地作為一種重要的補充養(yǎng)老形式,也承擔(dān)著部分養(yǎng)老保障功能,農(nóng)村許多已經(jīng)超過退休年齡的老年人還在從事不同強度的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動,總體退出勞動力市場的時間較晚。第六次人口普查顯示,農(nóng)村居民養(yǎng)老收入中有41%為勞動收入[2]。因此,在我國當(dāng)前農(nóng)村的家庭結(jié)構(gòu)和養(yǎng)老模式下,一個普遍的現(xiàn)象是很多農(nóng)村老年人既從事著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動又在照料孫輩,這不僅提高了農(nóng)村老年人的實際勞動參與率,也增加了其成年子女的勞動供給[3],并形成我國農(nóng)村老年人勞動供給行為的一個重要特征,其也為農(nóng)村中青年勞動力的非農(nóng)轉(zhuǎn)移的提供了重要保障。

兼顧農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和隔代照料的雙重職能,意味著農(nóng)村老人即使到了退休年齡,甚至大大超過退休仍然擔(dān)任著重要的家庭責(zé)任,那么,這種超齡工作行為是否具有不利的健康后果?如果有的話,是通過何種機制作用于健康的?是否可以通過一些政策措施進行調(diào)控,以達到最有效率的狀態(tài)?由于這些問題直接關(guān)系到農(nóng)村老年人的福利狀態(tài),同時對城市老年人問題具有很大的參考價值,因此,在人口老齡化的背景下,對于這些問題的研究,具有重要的理論與現(xiàn)實意義。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和照料孫輩分別屬于社會生產(chǎn)和家庭生產(chǎn)兩種不同類型的勞動。目前關(guān)于停止工作對健康影響的文獻認為,對于體力勞動者而言,繼續(xù)參與勞動會對其健康產(chǎn)生消極影響。不過,這一觀點只關(guān)注了社會生產(chǎn)勞動一個因素的作用,如果進行社會生產(chǎn)的同時又照料孫輩,這一照料行為使照料者獲得了情感上的滿足,可能反而會改善體力勞動者的健康水平。因此,本文研究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動和隔代照料對農(nóng)村老年人健康的影響,試圖回答三個問題:農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動和隔代照料是否對農(nóng)村老年人健康具有顯著影響,如果有,影響程度如何；而且,這種影響是否存在性別差異；最后,這種影響的機制或路徑是什么。

本文后續(xù)內(nèi)容的安排如下:第二部分在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上進行理論分析,提出本文的研究假設(shè)；第三部分介紹本研究的數(shù)據(jù)來源、提取的變量以及構(gòu)建的多層次線性回歸模型；第四部分對回歸結(jié)果進行分析和解釋,并加入由傾向得分構(gòu)建的權(quán)重變量進行穩(wěn)健性檢驗,分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和隔代照料對健康影響的主效應(yīng)與協(xié)同效應(yīng)；第五部分進一步引入中間變量,分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和隔代照料影響農(nóng)村老年人健康的機制；最后是研究結(jié)論和政策建議。

二、文獻綜述與研究假設(shè)

關(guān)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動與隔代照料對農(nóng)村老年人健康的影響,現(xiàn)有文獻并沒有將二者聯(lián)系起來進行研究,而是將二者分離開來,分別研究了它們各自對健康的效應(yīng)。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動對農(nóng)村老人年健康的影響可歸入停止工作 (退休)對健康影響這一大的研究領(lǐng)域。由于我國目前尚不存在針對農(nóng)村從業(yè)者的正式退休制度,故國內(nèi)現(xiàn)有研究只關(guān)注了停止工作對城鎮(zhèn)老年人健康的影響,而沒有考察農(nóng)村老年人到了退休年齡以后停止工作或繼續(xù)工作的健康效應(yīng)。但是相對于強制退休年齡下的城鎮(zhèn)職工退休行為,農(nóng)村老年人的勞動參與行為更好地體現(xiàn)了個體在效用最大化目標(biāo)的約束下內(nèi)生退休年齡或勞動供給的決策特征,從而更能反映社會成員在自然條件下的真實社會福利狀態(tài)[2]。本文將農(nóng)村老年人作為研究對象納入研究范圍,研究其社會勞動參與和家庭生產(chǎn)行為對健康的影響,有助于拓展這一領(lǐng)域的文獻。

就停止工作對健康影響而言,目前的研究成果雖然較為豐富,但尚未形成一致意見。例如,Bonsang等使用美國HRS數(shù)據(jù)和固定效應(yīng)的工具變量法 (FE-IV),認為停止勞動對認知功能具有不利影響[4]；Coe等使用歐洲SHARE數(shù)據(jù)和工具變量法,結(jié)論顯示停止工作對認知功能沒有顯著影響,對身體健康具有積極作用[5]；Godard同樣使用SHARE數(shù)據(jù),采用FE-IV法,認為停止工作對肥胖具有不利影響[6]。Nishimura等通過更換數(shù)據(jù)或研究方法重復(fù)了相關(guān)研究,最終將研究結(jié)論上的差異歸咎于研究者們采用的數(shù)據(jù)和研究方法的不同[7]。但從觀點各異的文獻中仍然可以提煉出一個共識:停止工作對健康影響的異質(zhì)性與個體的工作類型相關(guān),且對于體力勞動者而言,停止工作會增進健康。Coe等發(fā)現(xiàn)藍領(lǐng)工人的退休時長會改善后期的認知能力[8]。Mazzonna等發(fā)現(xiàn),對于偏體力的工作者而言,停止工作能迅速促進身體健康、精神健康和認知功能[9]。這兩個研究分別從長期和短期,論證了停止工作對體力勞動者健康的積極影響。換言之,從事勞動生產(chǎn)對體力勞動者的健康具有消極影響。

我國關(guān)于停止工作對健康影響的研究結(jié)論也存在著較大的分歧[10][11][12],但一個共同點是研究者們認為這一影響存在著性別異質(zhì)性。例如,劉生龍等認為停止工作對城鎮(zhèn)男性的健康影響不顯著,但對女性的健康具有積極影響[10]；Lei等則認為停止工作對我國城鎮(zhèn)男性的認知功能具有積極影響,但對女性的影響則相反[11]。前者從男性和女性停止工作后不同的健康行為來解釋這一性別差異,后者則將其歸因于制度導(dǎo)致的不同性別的退休年齡差異。筆者認為,這兩種解釋都有道理,但都缺乏足夠的理由,如果沒有加入男性和女性退休后的隔代照料行為差異,并從總體和邊際兩個維度對兩種類型的勞動與個體總精力進行比較,是無法得到真正解釋的。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動屬于體力勞動,在這種體力勞動中具有較強體力的個體具有較大的優(yōu)勢,性別差異非常明顯。到了退休年齡而繼續(xù)從事需要很大體力的生產(chǎn)活動,如果任何一種活動或者各種活動的總和超出了人體的承受限度,必然會因為體力不支或過勞而損害健康,且不同性別的影響有所不同。不過,無論對于何種性別,這種損害都會隨著總體勞動強度的提升而強化。結(jié)合上述研究中的兩個共識,我們可以提出本文研究的第一個假設(shè)。

假設(shè)1:從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動不利于農(nóng)村老年人的健康,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動的勞動強度越高,對農(nóng)村老年人健康的不利影響越大；且同時存在著性別差異。

另一方面,目前越來越多的研究開始重視老年人在家庭生產(chǎn)中的作用,其中一個研究問題就是隔代照料對健康影響。在這一問題的研究中,“角色抑制 (Role Strain)”和 “角色促進 (Role Enhancement)”兩種作用力的較量導(dǎo)致了積極、消極或無影響等多樣化的研究結(jié)論。“角色抑制”理論認為隔代照料這一角色帶來的責(zé)任會導(dǎo)致祖父母的壓力增加。當(dāng)壓力大到超過祖父母的身體或心理承受能力時,會對祖父母的健康產(chǎn)生不利影響。因此,如果祖父母只是偶爾協(xié)助其子女照料孫輩,理論上并不會對其健康產(chǎn)生不利影響,而且可能起到一種心理調(diào)節(jié)作用而有利于健康。但如果從事的是高強度的照料活動,例如祖父母成為孫輩的主要照料者,或者從事全天性照料工作,這一角色帶來的責(zé)任和壓力會急劇增加,如果還與其他角色交織在一起,就會對祖父母的健康產(chǎn)生不利影響。“角色促進”理論則認為,隔代照料角色能夠加強祖父母和外界的聯(lián)系,尤其是能促進祖父母和其成年子女的情感交流,從中祖父母能獲得更多的社會和家庭支持,并獲得情感上的滿足。除此之外,照料孫輩也會使祖父母的生活方式更加健康?？傮w上因為新增的社會和家庭支持、情感滿足以及更健康的生活方式能抵消對健康的不利影響,并改善祖父母的福利狀況。

基于這兩種理論,現(xiàn)有文獻納入了多樣化的文化情境因素,包括隔代照料中的動機[13]、社會期望和要求[14]、照料強度[15][16][17][18][19]以及照料中的居住模式[15]等,以討論這些因素的健康效應(yīng)。其中照料強度是討論最多的一個因素,但在照料強度如何影響健康的問題上,學(xué)者們得出的結(jié)論卻不一致。例如,宋璐等認為高強度照料活動比低強度照料活動對農(nóng)村祖輩認知的保護作用更大[16]；Chen等認為在共同居住的家庭中高強度幼兒照料活動會加劇祖輩健康下降的步伐,而輕度的照料活動則對祖輩的健康具有保護作用[15]；Gessa等認為無論照料強度高還是低,隔代照料對老年人的健康都具有促進作用[17]。

顯然,在這些討論中,照料活動是有利于健康還是有害于健康,取決于照料強度,同時還取決于照料之外的其他活動的強度。本文不同于現(xiàn)有研究的一個特色是,不是單獨分析生產(chǎn)勞動或隔代照料對健康的影響,而是同時納入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動和隔代照料活動,分析二者對農(nóng)村老年人健康的影響。我們認為,現(xiàn)有研究雖然論證了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動對農(nóng)村老年人健康的不利影響,但在隔代照料的健康效應(yīng)上尚未形成一致觀點,這只有納入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動之后,才能解決。因為只有納入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動,才有可能知道一個老年人在一段時間內(nèi)的總的活動強度,由此才能分析其帶來的健康效應(yīng)。但是,在同時考慮農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動和隔代照料活動之后,又產(chǎn)生了如下問題:二者的組合是否會產(chǎn)生協(xié)同健康效應(yīng)?隔代照料對農(nóng)村老年人健康的影響是否與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)強度相關(guān)?由于相對于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動而言,隔代照料活動消耗的體力更少,且照顧者可從中獲得情感滿足、家庭和社會支持,因此,我們可以在假設(shè)1的前提下提出本文的第二個假設(shè)。

假設(shè)2:隔代照料活動和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動會對農(nóng)村老年人健康產(chǎn)生協(xié)同效應(yīng),隔代照料活動可調(diào)節(jié)并改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動對農(nóng)村老年人健康的不利影響,但這一調(diào)節(jié)和改善作用受農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動強度的制約。

三、數(shù)據(jù)、變量與模型構(gòu)建

(一)數(shù)據(jù)

本文的數(shù)據(jù)來自中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查 (CHARLS)。CHARLS旨在收集一套代表中國45歲及以上中老年人家庭和個人的高質(zhì)量微觀數(shù)據(jù),涉及受訪者基本信息,家庭結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟支持,工作、退休和養(yǎng)老金,健康狀況,收入和消費,等等。2011年基線調(diào)查共覆蓋約1萬戶家庭中的1.7萬個體,后續(xù)進行了2013、2015和2018年的追蹤調(diào)查。CHARLS數(shù)據(jù)具有很好的代表性,能為研究隔代照料和勞動參與對健康的影響提供重要的數(shù)據(jù)支持。

在樣本具體篩選上,由于受訪者失聯(lián)或去世等因素,每輪都會產(chǎn)生部分樣本流失,但每輪也會有新受訪者加入。由于文中關(guān)注受訪者健康發(fā)展的軌跡或趨勢,需要獲取調(diào)查持續(xù)時間較長的個體數(shù)據(jù),因此這里選取四輪調(diào)查均參與的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者,剔除不足四輪的個體。進一步,選取調(diào)查時正從事自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動或農(nóng)業(yè)打工者,或最近工作中曾從事自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動或農(nóng)業(yè)打工者；在年齡上,選取1961年及之前出生的受訪者,首次調(diào)查時,他們50歲以上。最后得到1 202個受訪者的平衡面板,其中男性640人,女性562人,共4 808個觀測值。

(二)變量

1.身體健康。身體健康和認知功能是反映健康狀況的兩大重要指標(biāo)。身體健康是文中因變量之一。較多研究采用自評健康這個指標(biāo)來反映個體身體健康狀況[7][15][20]。但由于個體對身體健康的感知存在差異,自評健康指標(biāo)存在較大的異質(zhì)性。因此,只使用自評健康作為身體健康的評價指標(biāo)是存在主觀性缺陷的[9]。且除了自評健康,CHARLS中還包含很多其他反映身體健康的信息。為了將這些健康信息囊括進來并合并為一個統(tǒng)一的身體健康指數(shù),即身體健康良好概率。β是回歸系數(shù)向量,根據(jù)Coe等[8]和Mazzonna等[9],在每一輪調(diào)查數(shù)據(jù)中,構(gòu)建排序Probit模型:

其中,SRHi指在人體i的自評健康等級。CHARLS將自評健康等級分為五個等級,等級順序包括 “極好、很好、好、一般、不好”和 “很好、好、一般、不好、很不好”兩種。Hi代表其他健康指標(biāo),包括是否殘疾、是否使用輔助工具、是否存在五官問題、抑郁風(fēng)險程度、行為能力、慢性疾病情況、身體疼痛程度、與上一次調(diào)查相比的健康評價變化以及15歲前的身體狀況等。εi是回歸誤差。

在自評健康調(diào)查中,CHARLS將受訪者隨機分為兩組,在健康部分的開頭和結(jié)尾對兩組受訪者按上述兩種等級順序進行交叉提問。這里忽略等級對應(yīng)內(nèi)容的差異,按五個等級分別賦值為1～5,分別采用開頭和結(jié)尾的自評健康指標(biāo)對模型 (1)進行回歸,預(yù)測自評健康小于等于3的概率,最后將預(yù)測的兩個健康狀況良好概率的均值作為身體健康指數(shù)。身體健康指數(shù)取值在0到1之間,該值越高,反映個體身體健康狀態(tài)越好。根據(jù)表1,樣本身體健康指數(shù)平均為54%,男性平均高出女性近10個百分點。

2.認知功能。根據(jù)CHARLS認知部分的問卷內(nèi)容,這里采用字詞回憶 (Word Recall)和智力完好程度 (Mental Intactness)作為衡量認知功能的因變量。字詞回憶[8][9]、口語流暢性 (Verbal Fluency)[9]和計算能力 (Numeracy)[8][9][21]是衡量認知功能普遍使用的指標(biāo)。CHARLS四輪調(diào)查都測量了字詞回憶,要求受訪者對10個單詞進行即時和延時回憶,但部分輪的調(diào)查未測量口語流暢性和計算能力,無法建構(gòu)這兩個指標(biāo)的平衡面板數(shù)據(jù),因此只有字詞回憶可以作為衡量認知功能的因變量。變量取值為即時回憶和延時回憶得分之和,在0～20之間。另一方面,CHARLS四輪調(diào)查都包含簡易智力狀態(tài)檢查 (Mini Mental State Exam,MMSE),MMSE得分也可以作為衡量認知功能的因變量,即為智力完好程度[11],取值在0～11之間。

從表1可以看到,字詞回憶的平均得分僅為5.89,男性比女性平均高0.92；而智力完好程度得分則較高,平均為7.73,男性比女性平均高1.46；字詞回憶的變異系數(shù)是智力完好程度的1.82倍。由于相對于智力完好程度,字詞回憶在衡量認知功能中更普遍地被使用,且離散程度更大,因此字詞回憶在衡量認知功能上更具有代表性。

3.隔代照料行為。隔代照料行為指標(biāo)包括是否從事隔代照料和隔代照料強度。如果在過去一年中受訪者聲稱花時間照看了孫子女,變量 “是否從事隔代照料”賦值為1,沒有則賦值為0。CHARLS中詢問了過去一年中照看孫輩的周數(shù)和每周時長數(shù),通過這些信息得到過去一年從事隔代照料總時長。根據(jù)相關(guān)文獻,如果照料時長與身體健康之間呈現(xiàn)非線性關(guān)系,那么把照料時長變量作為連續(xù)變量會導(dǎo)致估計結(jié)果偏差[22],因此這里將照料時長由連續(xù)型數(shù)值變量轉(zhuǎn)換為類別型隔代照料強度變量。將隔代照料強度劃分為3個等級,如果總時長達到或超過1 500小時,隔代照料強度賦值為3,小于1 500小時且等于或大于900小時,賦值為2,從事隔代照料但照料總時長小于900小時賦值為1,如果沒有隔代照料行為,隔代照料強度則賦值為0。另一方面,設(shè)置二分隔代照料強度變量,照料總時長達到或超過900小時為高強度,賦值為1；小于900小時或者未從事隔代照料為低強度,賦值為0。從表1可以看出,高強度隔代照料占比較高。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

4.農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動指標(biāo)包括是否從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動和勞動強度。如果受訪時聲稱過去一年從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動或農(nóng)業(yè)打工10天以上都屬于存在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動,變量 “是否從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動”賦值為1,否則賦值為0。通過從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的月數(shù)、每周工作天數(shù)和每天工作小時數(shù)獲得過去一年從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的總時長。同樣地,以900和1 500小時為劃分標(biāo)準(zhǔn),將勞動強度劃分為3個等級,沒有從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)賦值為0。以900小時為標(biāo)準(zhǔn),設(shè)置二分勞動強度變量,從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總時長達到或超過900小時為高強度,賦值為1；否則為低強度,賦值為0。表1顯示,我國農(nóng)村老年人有74%都在從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動,在從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的群體中,高勞動強度比例達到38.9%,65歲以下群體的這一比例更高,為43.4%。

5.控制變量。根據(jù)相關(guān)研究,控制變量一般納入性別、職業(yè)、年齡、婚姻、受教育程度和收入等[8][10][11]。由于農(nóng)村老年人的收入包括農(nóng)業(yè)生產(chǎn)或務(wù)工收入、新農(nóng)保收益以及家庭轉(zhuǎn)移收入,其中農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入和家庭轉(zhuǎn)移收入缺失值較多,難以反映農(nóng)村老年人真實的收入水平,因此這里未將收入引入。本文的控制變量包括性別、年齡、受教育程度和婚姻狀況。由于年齡對健康的影響呈現(xiàn)非線性的特征[9],因此年齡采用二次函數(shù)形式引入。受教育程度界定為四種類型,1到4分別表示未受過教育,小學(xué)及以下,初中,中專、高中和大專及以上。如果是在婚且共同居住則取值為1,否則取0。

(三)模型構(gòu)建

采用多層次線性回歸模型 (HLM)來估計農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動和隔代照料行為對個體內(nèi)和個體間健康影響的軌跡。面板數(shù)據(jù)有兩個水平,層一嵌套于層二,層一代表了個體被解釋變量隨時間推移的發(fā)展函數(shù),層二代表了組間差異對層一的調(diào)節(jié)作用。通過兩種方式將隔代照料、生產(chǎn)活動以及年齡三者之間的交互項納入模型。第一種與Chen等[15]和宋璐等[16]相似,構(gòu)建個體增長曲線模型,層1為年齡、年齡平方項、隔代照料強度、勞動強度①勞動強度指農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動的勞動強度。、婚姻和受教育程度以及隔代照料、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和年齡的交互項對健康的影響。雖然也嘗試考慮三維交互項,但結(jié)果并不顯著,因此這里只引入二維交互項。層2考慮層1中截距和年齡系數(shù)的隨機變化。

具體的HLM模型為:

其中,因變量Healthi代表身體健康指數(shù)、字詞回憶和智力完好程度三個指標(biāo)。為更好地解釋年齡對健康的影響,這里通過中心化形式引入年齡和年齡的平方項,γ10和β2i分別指年齡每增加1歲減去平均年齡和年齡每增加1歲減去平均年齡的平方對健康的平均影響。

第二類模型為完整模型,在層1中不引入是否從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動與隔代照料強度以及是否從事隔代照料與勞動強度的交互項,在層2中將是否從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動和是否從事隔代照料作為衡量組間差異的變量,分別將它們引入到照料強度和勞動強度斜率參數(shù)的隨機模型中,即在隔代照料強度斜率的隨機模型中加入是否從事生產(chǎn)活動組間差異變量 (M_farmi),在勞動強度斜率的隨機模型中加入是否從事隔代照料組間差異變量 (M_carei)。

具體的HLM模型如下:

四、回歸結(jié)果及其解釋

(一)回歸結(jié)果的解釋

表2展示了因變量為身體健康指數(shù)的回歸結(jié)果,表3和表4的因變量分別為字詞回憶和智力完好程度。各表中不僅報告了兩類HLM模型,即模型 (5)和 (10)的回歸結(jié)果,前文假設(shè)回歸結(jié)果中可能存在較大的性別差異,因此表中也報告了模型 (10)分性別的回歸結(jié)果。比較模型 (5)和 (10),可以發(fā)現(xiàn),無論在回歸系數(shù)顯著性水平和估計值大小上,還是在隨機效應(yīng)的方差分解上,二者并不存在較大差異。例如,當(dāng)因變量為身體健康指數(shù)時,模型 (5)和 (10)只在勞動強度、勞動強度與是否從事隔代照料的交互項上存在明顯的差異。雖然這兩個回歸系數(shù)在兩個模型中的顯著性判定不同,但顯著性水平相差并不大。因此從整體上看,模型 (5)和模型 (10)的回歸結(jié)果是比較接近的。

以模型 (10)為主模型對回歸結(jié)果進行解釋。從表2、表3和表4,可以發(fā)現(xiàn):

表2 模型 (5)、模型 (10)及其分性別的回歸結(jié)果 (因變量:身體健康指數(shù))

續(xù)表2

表3 模型 (5)、模型 (10)及其分性別的回歸結(jié)果 (因變量:字詞回憶)

續(xù)表3

表4 模型 (5)、模型 (10)及其分性別的回歸結(jié)果 (因變量:智力完好程度)

1.當(dāng)因變量為身體健康指數(shù)時,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動強度的主效應(yīng)顯著,且與隔代照料強度的交互效應(yīng)顯著,顯示生產(chǎn)活動的勞動強度增加會對農(nóng)村老年人身體健康產(chǎn)生不利影響,且隔代照料強度提高會加劇這一不利影響。當(dāng)不從事隔代照料時,勞動強度每增加一個等級,身體健康良好概率平均下降0.067,當(dāng)隔代照料強度為1,2和3時,勞動強度每增加一個等級,身體健康良好概率分別平均下降0.077,0.086和0.096。另一方面,隔代照料強度的主效應(yīng)不顯著,但與是否從事生產(chǎn)活動的交互效應(yīng)顯著。結(jié)合隔代照料強度和勞動強度的交互項,可以發(fā)現(xiàn),當(dāng)從事低強度農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動時,隔代照料強度越大反而有利于促進身體健康；但勞動強度的增加會縮減其積極效果。如果農(nóng)村老年人由不從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動轉(zhuǎn)變到勞動強度為3,此時隔代照料強度每增加一個等級,身體健康良好概率平均增加的幅度就從0.044下降到0.015。

2.當(dāng)因變量為代表認知功能的字詞回憶和智力完好程度時,與上述結(jié)果相比,一個相同之處在于主效應(yīng)基本一致,即農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動強度的主效應(yīng)顯著,而隔代照料強度的主效應(yīng)不顯著；勞動強度越高越不利于農(nóng)村老年人健康。當(dāng)勞動強度每增加一個等級,字詞回憶和智力完整程度分別平均下降2.37和1.42。除此之外,比較多個交互項,另一個相同之處在于,當(dāng)因變量為字詞回憶時,在生產(chǎn)活動中加入低強度隔代照料有利于改善健康,且隨著隔代照料強度增加,這一改善作用呈下降趨勢。當(dāng)隔代照料強度為1到3時,隔代照料對字詞回憶的改善作用由0.18下降到－0.08。不同之處則在于,隔代照料的改善作用在因變量為智力完好程度中并未發(fā)現(xiàn),從事隔代照料會加劇勞動強度對智力完整程度的不利影響。

3.無論因變量為身體健康指數(shù)還是認知功能,也無論男性還是女性,一個共同的結(jié)論是,受教育程度對農(nóng)村老年人健康具有顯著的積極影響。如表1所示,農(nóng)村老年人整體受教育程度不高,有超過80%的受訪者為小學(xué)及以下學(xué)歷,受教育程度每提高一個等級,身體健康良好概率平均提高0.05左右,字詞回憶至少平均增加1,智力完好程度平均提高0.45～0.81?；橐鰻顩r對身體健康不具有顯著影響,但對認知功能具有積極作用。年齡對健康的影響顯著,當(dāng)年齡小于平均年齡時認知功能隨年齡增長而提高,當(dāng)年齡大于平均年齡時則隨年齡增長而下降；身體健康隨年齡的變化則與這一趨勢相反。

4.生產(chǎn)活動和隔代照料影響身體健康和智力完整程度的性別差異明顯,但在影響字詞回憶上未發(fā)現(xiàn)顯著的性別差異。如前所述,相對于智力完好程度,字詞回憶衡量認知功能更優(yōu),因此可以認為性別差異主要體現(xiàn)在對身體健康的影響上?？傮w上,影響農(nóng)村男性老人身體健康的主要因素為受教育程度和年齡,而影響女性身體健康的因素不僅包含這兩個因素還包括農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動和隔代照料行為；無論男性還是女性,生產(chǎn)活動、隔代照料、年齡、受教育程度和婚姻狀況都對他們的認知功能產(chǎn)生影響。換句話說,農(nóng)村男性老年人的身體健康不受農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動和隔代照料的影響,認知受二者影響；而農(nóng)村女性老年人的身體健康和認知功能都與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動和隔代照料息息相關(guān)。

綜合上述解釋,可以發(fā)現(xiàn),農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動強度對農(nóng)村老年人健康具有不利影響的主效應(yīng)顯著,隔代照料強度的主效應(yīng)不顯著；但比較隔代照料與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動的多重交互效應(yīng),結(jié)果顯示隔代照料在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動影響健康上具有調(diào)節(jié)和改善作用,但隔代照料的影響以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動強度為條件,只有當(dāng)勞動強度不高時,從事隔代照料才能改善勞動強度對身體健康和字詞回憶的不利影響；男性和女性在這一影響上具有較大的差異?？梢?本文提出的兩個假定基本上都得到了驗證,需要修正的是,性別的異質(zhì)性不僅存在于假設(shè)1中,也存在于假設(shè)2中。

(二)穩(wěn)健性檢驗

模型 (5)和模型 (10)回歸結(jié)果接近,這在一定程度上驗證了上述結(jié)果的穩(wěn)健性。除此之外,還需要進一步評估樣本中可能存在的非隨機選擇問題,表現(xiàn)在,與偶爾從事農(nóng)業(yè)勞動或者照料孫輩的農(nóng)村老人相比,從事更高強度生產(chǎn)活動或隔代照料的農(nóng)村老人更有可能源于他們自身健康狀況更好,進而導(dǎo)致高強度生產(chǎn)活動或高強度隔代照料行為很有可能是有選擇性的。如果忽視這一問題可能會導(dǎo)致回歸結(jié)果的偏誤。

這里采用傾向得分加權(quán)方法來處理非隨機樣本選擇問題。首先,鑒于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動強度變量無論對身體健康還是對認知功能都具有顯著影響,這里使用 “勞動強度是否高”這一二分變量作為處理變量,協(xié)變量則包括性別、受教育程度、婚姻狀況、隔代照料強度是否高 (二分)和年齡等。第一階段回歸中采用Logistic模型預(yù)測是否從事高強度勞動的條件概率,第二階段分別以身體健康指數(shù)、字詞回憶和智力完好程度為結(jié)果變量,生成它們的傾向得分。然后根據(jù)Chen等[15]的權(quán)重公式構(gòu)建權(quán)重變量,加入權(quán)重變量對模型 (10)進行回歸。

相應(yīng)權(quán)重公式為:

表5為加入權(quán)重后因變量分別為身體健康指數(shù)、字詞回憶和智力完好程度在模型 (10)的回歸結(jié)果。與表2、表3和表4相比,除勞動強度和隔代照料強度的交互項在因變量為智力完好程度時不顯著,其他回歸系數(shù)的顯著性幾乎一致,回歸系數(shù)估計值的大小也接近,未發(fā)現(xiàn)明顯的較大差異。這充分說明上述結(jié)果是穩(wěn)健的,樣本非隨機選擇問題并不嚴重。

表5 穩(wěn)健性檢驗:傾向得分加權(quán)

五、隔代照料、生產(chǎn)活動影響農(nóng)村老年人健康的機制分析

根據(jù)上述分析的結(jié)論,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動強度影響農(nóng)村老年人健康的主效應(yīng)顯著,而隔代照料強度的主效應(yīng)不顯著,因此這里將勞動強度作為影響農(nóng)村老年人健康的主要解釋變量；另一方面,隔代照料在勞動強度影響健康的過程中具有調(diào)節(jié)作用,因此這里將隔代照料強度設(shè)定為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動強度影響健康這一過程的調(diào)節(jié)變量,并納入一系列中間變量,進一步探討生產(chǎn)活動和隔代照料影響農(nóng)村老年人健康的機制。

1.機制分析與中間變量的選取。停止工作后一系列健康行為的變化是生產(chǎn)活動的勞動強度影響健康的主要機制。停止工作 (或退休)會改變個人的健康行為,而這些行為改變會直接對個體的身體健康和認知功能產(chǎn)生影響。越來越多研究將注意力轉(zhuǎn)移到停止工作后的健康行為對健康的影響,這些健康行為主要包括吸煙、喝酒和身體鍛煉行為等[20][23](見Motegi等對該領(lǐng)域研究的總結(jié)[23])。另一方面,基于 “角色促進”和 “角色抑制”兩種理論,以及隔代照料中蘊含的老年人與成年子女之間的交換關(guān)系,在隔代照料影響健康的研究中,國內(nèi)學(xué)者主要從情感交流的角度探討這一影響機制。吳培材認為隔代照料能夠顯著增加中老年人與親戚朋友的聯(lián)系,會增加中老年人戶外活動的可能性[24]。宋璐等認為照料孫子女增加了老年人在家庭和社會活動中的參與程度,進而有助于老年人認知功能的保持或改善[16],而老年人在家庭和社會中的參與行為不僅能減少老年人的孤獨感,降低抑郁的風(fēng)險,也有利于老年人獲得及時的社會支持,從而提高其健康水平[25]。唐丹等認為照顧孫子女對老年人的家庭網(wǎng)絡(luò)、朋友網(wǎng)絡(luò)及心理健康均有積極作用,社會網(wǎng)絡(luò)在偶爾照顧孫子女與老年人心理健康之間起完全中介作用[19]。此外,也有研究在生產(chǎn)活動影響健康的機制中納入社會網(wǎng)絡(luò) (或社會參與)[21],在隔代照料影響健康的機制中考慮生活健康習(xí)慣的變化[20],收入也是一個常被納入機制分析的因素[11][25]。綜合相關(guān)研究,這里將健康行為和情感交流的變化作為生產(chǎn)活動和隔代照料影響農(nóng)村老年人健康的機制,并據(jù)此選取鍛煉意愿、抽煙、飲酒、社會活動參與、與子女情感交流、子女轉(zhuǎn)移收入等作為中間變量。根據(jù)Preacher等的調(diào)節(jié)中介效應(yīng)模型[26],將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動強度和隔代照料強度通過改變中間變量影響農(nóng)村老年人健康的路徑刻畫如圖1所示。其中,勞動強度通過改變中間變量對健康產(chǎn)生影響,而隔代照料強度則調(diào)節(jié)勞動強度對中間變量的影響進而影響健康。

圖1 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動強度、隔代照料強度通過中間變量影響健康的路徑

2.調(diào)節(jié)中介效應(yīng)的估計。表6是使用Bootstrapping進行500次循環(huán)計算的調(diào)節(jié)中介效應(yīng)估計值。只有在兩種情形下調(diào)節(jié)中介效應(yīng)不顯著,這兩種情形分別為沒有隔代照料行為、中間變量為“子女轉(zhuǎn)移收入”,以及 “與子女情感交流”為中間變量、字詞回憶作為因變量。在其他所有因變量、中間變量和調(diào)節(jié)變量取值組合的情形下,調(diào)節(jié)中介效應(yīng)均顯著?？梢园l(fā)現(xiàn):(1)鍛煉意愿、子女轉(zhuǎn)移收入、社會活動參與以及與子女情感交流的提高都能減少農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動強度對健康的不利影響,不同之處在于鍛煉意愿和與子女情感交流的調(diào)節(jié)中介效應(yīng)隨隔代照料強度的增加而下降,而子女轉(zhuǎn)移收入、社會活動參與的調(diào)節(jié)中介效應(yīng)隨隔代照料強度的增加而增加；(2)吸煙數(shù)和喝酒頻率的增加則會加劇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動強度對健康的不利影響,且隨隔代照料強度的增加,調(diào)節(jié)中介效應(yīng)幅度也隨之提高；(3)由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動強度的主效應(yīng)顯著,因此當(dāng)中間變量為反映健康行為的變量,包括鍛煉意愿和頻率、吸煙數(shù)和喝酒頻率時,這時調(diào)節(jié)中介效應(yīng)更大,而當(dāng)中間變量為社會活動參與、子女轉(zhuǎn)移收入以及與子女的情感交流等情感因素時,對應(yīng)的調(diào)節(jié)中介效應(yīng)較??；(4)當(dāng)中間變量為鍛煉意愿時調(diào)節(jié)中介效應(yīng)最大,與此相反,當(dāng)中間變量為子女轉(zhuǎn)移收入時,調(diào)節(jié)中介效應(yīng)最小。鍛煉意識體現(xiàn)了個體健康意識,而健康意識對健康的影響往往較大。收入變化作為中間變量時產(chǎn)生調(diào)節(jié)中介效應(yīng)最小,這與劉生龍和郎曉娟的結(jié)論是一致的[11]?？傮w上,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動強度主要通過改變健康行為進而影響農(nóng)村老年人健康,隔代照料強度則通過調(diào)節(jié)勞動強度對健康行為、家庭和社會支持的影響,從而改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動強度對健康的不利影響。

表6 調(diào)節(jié)中介效應(yīng)估計

六、結(jié)論及政策意義

既從事生產(chǎn)活動又照料著孫輩是我國農(nóng)村老年人勞動供給的一個重要特征,基于此,本文綜合考慮生產(chǎn)活動和隔代照料之間的主效應(yīng)和協(xié)同效應(yīng),研究了它們對我國農(nóng)村老年人身體健康和認知功能的影響及其機制。本文的貢獻在于:第一,將農(nóng)村從業(yè)者納入我國停止工作 (退休)影響健康的研究對象中；第二,從我國農(nóng)村老年人同時從事生產(chǎn)活動和隔代照料的現(xiàn)狀出發(fā),將兩個獨立領(lǐng)域的研究結(jié)合起來,既證實了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動強度對農(nóng)村老年人健康的消極影響,也從另一個視角解釋了隔代照料對健康影響的多樣性,即這一影響以生產(chǎn)活動的勞動強度為條件；第三,界定農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動強度為主要解釋變量、隔代照料強度為調(diào)節(jié)變量,加入一系列中間變量,估計調(diào)節(jié)中介效應(yīng),進而探討二者影響健康的機制和路徑。

本文的研究結(jié)論包括:(1)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動強度對農(nóng)村老年人健康不利影響的主效應(yīng)顯著,隔代照料強度的主效應(yīng)不顯著；(2)比較隔代照料與生產(chǎn)活動的多重交互效應(yīng),結(jié)果顯示隔代照料在生產(chǎn)活動影響健康上具有調(diào)節(jié)作用,隔代照料強度能改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動強度對身體健康和字詞回憶的不利影響；(3)相對于男性,女性的身體健康更受生產(chǎn)活動和隔代照料的影響；(4)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動強度主要通過改變健康行為而影響農(nóng)村老年人健康,而隔代照料主要通過調(diào)節(jié)生產(chǎn)活動對健康行為、家庭和社會支持的影響,從而改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動強度對健康的不利影響。

這些結(jié)論的政策意義體現(xiàn)在:

1.鼓勵并引導(dǎo)農(nóng)村老年人積極參與隔代照料。隔代照料的普遍性是我國特有的、長期存在的社會現(xiàn)象,也是影響我國人口生育意愿的一個重要的因素[27]。隔代照料不僅有利于提高勞動參與率和人口生育率,也有利于改善農(nóng)村老年人健康狀況,因此地方政府和村集體應(yīng)該對農(nóng)村隔代照料行為給予支持和引導(dǎo)。從傳統(tǒng)家庭文化出發(fā),肯定祖輩照料孫輩對家庭的貢獻,倡導(dǎo)成年子女從情感和經(jīng)濟上給予補償；在政策上可以發(fā)放適量的 “祖輩照料孫輩津貼”,對隔代照料行為予以鼓勵；針對隔代照料中的弊端或不足,對這種模式進行積極引導(dǎo),鼓勵增加參與式隔代照料比重,樹立父母在隔代照料中的主導(dǎo)地位,讓隔代照料更具有生命力。

2.在優(yōu)化勞動供給的目標(biāo)下構(gòu)建農(nóng)村養(yǎng)老保障政策的組合策略。養(yǎng)老保險是影響老年人勞動供給的重要因素。根據(jù)內(nèi)生勞動供給理論,農(nóng)村老年人從事生產(chǎn)活動和隔代照料的勞動投入應(yīng)取決于可獲得的社會、家庭和自我養(yǎng)老收入[2],可見農(nóng)村養(yǎng)老保障政策可通過改變?nèi)N養(yǎng)老收入進而影響老年人在社會生產(chǎn)和家庭生產(chǎn)之間的勞動分配,并進一步傳導(dǎo)影響其成年子女的社會勞動供給。因此,可從系統(tǒng)的視角,在考慮三種養(yǎng)老收入之間替代效應(yīng)以及政策變動的相互關(guān)系的基礎(chǔ)上,構(gòu)建多項農(nóng)村養(yǎng)老保障政策以及養(yǎng)老服務(wù)政策的組合策略,鼓勵農(nóng)村老年人在老齡階段減輕農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的強度并從事適量的隔代照料或其他家庭照料,在保障農(nóng)村老年人社會福利的前提下提升農(nóng)村老年人的實際勞動參與率,將有利于促進農(nóng)村中青年社會勞動供給的增加及其向 “非農(nóng)”部門的轉(zhuǎn)出,從而優(yōu)化我國農(nóng)村家庭勞動資源的配置。