村域社會資本與農(nóng)村互助養(yǎng)老實現(xiàn)
——基于農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿視角的分析

聶 建 亮，曹 夢 迪，吳 玉 鋒

(西北大學(xué) 公共管理學(xué)院，陜西 西安 710127)

一、引 言

進入21世紀，我國進入老齡化社會，而后人口老齡化程度持續(xù)加深。國家統(tǒng)計局公布的第七次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示，2020年我國60歲及以上人口占總?cè)丝诘谋壤秊?8.70%，65歲及以上人口占總?cè)丝诘谋壤秊?3.50%[1]。我國的人口老齡化進程還表現(xiàn)出了城鄉(xiāng)差異，與城市相比，農(nóng)村地區(qū)的人口老齡化更為嚴重。國家衛(wèi)生健康委老齡健康司發(fā)布的《2020年度國家老齡事業(yè)發(fā)展公報》顯示，2020年農(nóng)村60周歲及以上、65周歲及以上老年人口占農(nóng)村總?cè)丝诘谋戎胤謩e為23.81%、17.72%，比城鎮(zhèn)60周歲及以上、65周歲及以上老年人口占城鎮(zhèn)總?cè)丝诘谋戎胤謩e高出了7.99個百分點、6.61個百分點[2]。不僅如此，農(nóng)村地區(qū)的人口老齡化速度也高于城市地區(qū)。

在人口老齡化進程日趨加快的同時，農(nóng)村社會轉(zhuǎn)型也沖擊著中國傳統(tǒng)的養(yǎng)老模式。一方面，計劃生育政策使家庭“少子化”現(xiàn)象越來越常見，農(nóng)村家庭規(guī)模日趨小型化、核心化，“四二一”的家庭結(jié)構(gòu)也越來越普遍[3]。另一方面，城鎮(zhèn)化進程中出現(xiàn)的大規(guī)模的鄉(xiāng)城人口遷移，尤其是年輕勞動力外流導(dǎo)致代際間長期聚少離多，家庭養(yǎng)老服務(wù)供給不足，使得農(nóng)村老人面臨著日常照料、精神慰藉、疾病照料等缺失問題[4]。面對農(nóng)村人口老齡化的嚴峻形勢以及傳統(tǒng)家庭養(yǎng)老功能的衰退，中國尚未建立起一套彌補農(nóng)村家庭養(yǎng)老服務(wù)供給不足的完善制度，農(nóng)村地區(qū)的社會養(yǎng)老服務(wù)供給仍處于兜底線和保基本的初級階段[5]。因此，在傳統(tǒng)家庭養(yǎng)老功能弱化以及社會養(yǎng)老發(fā)育不足的背景下，發(fā)掘和動員農(nóng)村老人自身資源來提供養(yǎng)老服務(wù)，為緩解農(nóng)村地區(qū)的養(yǎng)老壓力提供了一種新的可能?；ブB(yǎng)老作為一種自下而上的自發(fā)性養(yǎng)老模式受到了特別關(guān)注，甚至被認為是中國農(nóng)村養(yǎng)老的出路[6]，但其發(fā)展卻面臨一系列現(xiàn)實難題?；ブB(yǎng)老持續(xù)開展的前提與基礎(chǔ)是農(nóng)村老人的參與程度，農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)的供給意愿將在很大程度上決定農(nóng)村老人的參與程度，然而目前卻少有研究關(guān)注到農(nóng)村老人的養(yǎng)老服務(wù)供給意愿。

村域社會資本作為內(nèi)生于村莊的非正式制度[7]，是在特定的自然、歷史與文化背景下逐步演變和累積而成的，具有明顯的區(qū)域異質(zhì)性[8]，會在一定程度上影響其成員的合作行為。村域社會資本作為一種附帶“資本”屬性的社會資源[9]，在中國農(nóng)村這樣一個典型的人情社會，對養(yǎng)老服務(wù)資源的配置將起到干預(yù)作用。因此，分析村域社會資本的差異性，探討其影響農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿的邏輯，可以為農(nóng)村老人參與互助養(yǎng)老提供理論支撐。故本文將基于對全國11省31村農(nóng)村老人的抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，運用多元線性回歸模型，通過構(gòu)建多維指標，探討村域社會資本對農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿的影響。

二、文獻綜述與研究假設(shè)

(一)文獻綜述

供給與需求是農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)研究的核心議題。關(guān)于農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)供給的研究主要包括四個方面：一是基于福利多元主義視角探討?zhàn)B老服務(wù)供給主體之間的關(guān)系，其中既有對單個主體責任的探析，又有對多元主體責任關(guān)系的探討。前者如張世青、王文娟探討了政府在農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)中的作用，強調(diào)政府應(yīng)首先盡責[10]；后者如聶建亮、李澍提出了構(gòu)建多元化的農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)體系[11]。二是探討農(nóng)村不同的養(yǎng)老服務(wù)供給模式，既有針對單一養(yǎng)老服務(wù)模式的深入探討，如互助養(yǎng)老[12]、居家養(yǎng)老[13]；又有對綜合養(yǎng)老服務(wù)供給模式的關(guān)注，如有學(xué)者提出構(gòu)建養(yǎng)老服務(wù)的協(xié)同供給模式[14-15]。三是對農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)供給現(xiàn)狀進行研判，既有對農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)供給整體現(xiàn)狀的探析，如有研究認為農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)供給主體過于單一，且責權(quán)不清晰[16]；又有對單個主體供給現(xiàn)狀的研究，如家庭養(yǎng)老功能的弱化[17]、社區(qū)居家養(yǎng)老服務(wù)瞄準的非精準化等[13]。四是聚焦農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)供給側(cè)改革，嘗試優(yōu)化農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)供給結(jié)構(gòu)，實現(xiàn)農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)的有效供給[18-19]。

自“積極老齡化”理念推廣以來，互助養(yǎng)老因可以充分動員農(nóng)村老人進行社會參與而備受學(xué)界關(guān)注。對互助養(yǎng)老的研究大致包括以下幾個方面：一是關(guān)于互助養(yǎng)老模式及運行機制的探析，既有對單一互助養(yǎng)老模式的分析[20]，又有對多種互助養(yǎng)老模式的橫向比較[21]。二是從農(nóng)村互助養(yǎng)老的歷史演變來論證其獨特優(yōu)勢及現(xiàn)實可能性，其中既有對制度演進邏輯的分析[22]，又有對生動案例的闡述[21]。三是圍繞農(nóng)村互助幸福院論述互助養(yǎng)老的發(fā)展現(xiàn)狀，認為農(nóng)村的互助養(yǎng)老工程在壓力體制下存在著選擇性政策執(zhí)行、數(shù)字式年度考核與鄉(xiāng)村敷衍性應(yīng)對、供給主體的責任缺失、鄉(xiāng)村信任危機[23]以及供需矛盾等問題[24]。

近年來，有學(xué)者關(guān)注到社會資本與互助養(yǎng)老的關(guān)系，認為社會資本與互助養(yǎng)老是相互促進的：一方面，培育社會資本有助于互助養(yǎng)老的可持續(xù)發(fā)展。農(nóng)村社會資本存量短缺、結(jié)構(gòu)變化導(dǎo)致農(nóng)村老人面臨家庭養(yǎng)老功能弱化、社會養(yǎng)老服務(wù)水平低、養(yǎng)老保障水平不高等養(yǎng)老難題[25]。同時，以信任、規(guī)范和網(wǎng)絡(luò)為主要內(nèi)容的村莊社會資本的不斷流失，也在客觀上阻礙了互助養(yǎng)老的發(fā)展[26]。因此，社會資本的培育程度決定了農(nóng)村場域中互助養(yǎng)老模式發(fā)展的可持續(xù)性[27]。另一方面，開展互助養(yǎng)老模式有助于培育村莊社會資本。袁同成通過研究認為，以NGO形式開展現(xiàn)代農(nóng)村家族鄰里互助養(yǎng)老，有助于激活和培育鄉(xiāng)土社會中的社會資本[28]；陳際華、黃健元認為互助養(yǎng)老方式可以從個體和集體兩個層面補償因勞動力外流導(dǎo)致農(nóng)村空巢老人缺失的社會資本[29]。

對已有文獻回顧可知，學(xué)者們對農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)供給進行了較多的關(guān)注，但養(yǎng)老服務(wù)供給主體仍以國家和社會為主，較少將主體聚焦在農(nóng)村老人身上。雖然近年來互助養(yǎng)老備受關(guān)注和推崇，但是現(xiàn)有研究主要探討互助養(yǎng)老的實現(xiàn)基礎(chǔ)以及實現(xiàn)形式，卻極少關(guān)注互助主體農(nóng)村老人的養(yǎng)老服務(wù)供給意愿。只有農(nóng)村老人有供給養(yǎng)老服務(wù)的意愿，農(nóng)村互助養(yǎng)老才有實踐可能。另外，互助養(yǎng)老是基于村莊熟人社會發(fā)展起來，用于化解部分養(yǎng)老風險的一種養(yǎng)老模式?；ブB(yǎng)老需要農(nóng)村老人的廣泛參與才能產(chǎn)生實質(zhì)性效果，所以互助養(yǎng)老可以看作是農(nóng)村老人這一群體在工具理性下的一種合作行為，而這種合作行為又會受到內(nèi)嵌于村莊內(nèi)社會資本的影響[30]。雖然我國學(xué)者已開始關(guān)注社會資本與互助養(yǎng)老的關(guān)系，但主要是理論層面的闡釋，尚缺乏對社會資本與互助養(yǎng)老關(guān)系的實證檢驗。因此，本文聚焦農(nóng)村老人的養(yǎng)老服務(wù)供給意愿，探討村域社會資本對其產(chǎn)生的影響，以推動農(nóng)村老人互助養(yǎng)老潛力發(fā)揮，為緩解農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)供給無效及不足提供新的思路。

(二)研究假設(shè)

社會資本一詞最早出現(xiàn)于1916年，而后布迪厄首次系統(tǒng)論述了社會資本的概念，并將其引入社會學(xué)研究。帕特南進一步將社會資本應(yīng)用于政治學(xué)研究，認為社會資本是指社會組織的特征，諸如信任、規(guī)范以及網(wǎng)絡(luò)等，它們通過促進合作行為來提升社會效率[25]。村域社會資本是社會資本理論基于中國農(nóng)村社會的特殊性而建構(gòu)的一種本土化理論，在中國鄉(xiāng)村這樣一個典型的由親緣、血緣和地緣構(gòu)成的人情關(guān)系網(wǎng)絡(luò)社會中是核心要素[31]。近年來，村域社會資本已成為研究農(nóng)村問題的重要視角，同樣村域社會資本也將是分析農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿的重要視角。因此，本文借鑒已有研究對村域社會資本的測度方法[32-33]，從村域網(wǎng)絡(luò)、村域互惠、村域信任以及村域規(guī)范四個維度來分析村域社會資本對農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿的影響。

村域網(wǎng)絡(luò)作為村域社會資本的關(guān)鍵表征，是指社會成員之間因為互動和聯(lián)系所形成的一種相對穩(wěn)定的社會關(guān)系[34]。作為農(nóng)村老人互動和聯(lián)系的一個重要載體，村域網(wǎng)絡(luò)是農(nóng)村老人獲取資源的重要途徑，它能夠共享信息、降低風險、減少機會主義行為[35]。一般認為，村域網(wǎng)絡(luò)包含正式村域網(wǎng)絡(luò)和非正式村域網(wǎng)絡(luò)。其中，村莊內(nèi)的社團組織作為正式村域網(wǎng)絡(luò)，起到社會紐帶的作用，將攜帶不同資源的農(nóng)村老人聯(lián)系在一起，形成一種連接性的社會資本。農(nóng)村老人通過社團參與，可以獲得更多的信息資源，打破彼此間信息不對稱性的局面，進一步增強彼此間的合作意愿；同時獲得更多的人際關(guān)系，擴大社會交際范圍[36]，增強非正式村域網(wǎng)絡(luò)。社團組織是建立在個體自愿聯(lián)合、主動合作的基礎(chǔ)上的，是行動者主體性的體現(xiàn)[37]，故村域社團組織數(shù)量越多，說明村莊內(nèi)成員的合作意愿越強，也會增加農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿。農(nóng)村老人通過社會交往形成非正式村域網(wǎng)絡(luò)。非正式村域網(wǎng)絡(luò)作為粘合性社會資本，可以為農(nóng)村老人提供非正式的養(yǎng)老支持。農(nóng)村老人以基于血緣和地緣發(fā)展而來的社會關(guān)系為媒介，可以獲得更多的養(yǎng)老信息，增加彼此間的溝通與交流，進而降低養(yǎng)老風險中的不確定性。因此，非正式的村域網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿可能會產(chǎn)生積極影響。據(jù)此，本文提出以下研究假設(shè)：

假設(shè)1a：正式村域網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿具有正效應(yīng)。

假設(shè)1b：非正式村域網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿具有正效應(yīng)。

村域互惠是村域社會資本的有機組成部分，可以分為均衡的互惠和普遍化的互惠，前者指人們同時交換價值相等的東西，后者指的是一種持續(xù)進行的交換關(guān)系[38]。普遍性互惠是對相互性給予和獲取的一種合理預(yù)期，即現(xiàn)在己予人，將來人予己，要求他者行為一定程度的可預(yù)期性[39]?；ブB(yǎng)老實際上是一種互惠行為，兼具均衡互惠和普遍化互惠的特征。農(nóng)村老人為他人提供養(yǎng)老服務(wù)，不僅可以通過與他人的交往排解消極情緒，獲得精神慰藉，充實閑暇生活，同時還可以享受他人為自己提供的養(yǎng)老服務(wù)。農(nóng)村老人的互惠行為在村落中發(fā)生的頻率越高，農(nóng)村老人之間就有更多休戚與共的情感共鳴，那么農(nóng)村老人對彼此之間形成互惠互利行為的預(yù)期就越穩(wěn)定，參與互助養(yǎng)老的積極性也就越高，越愿意向其他老人供給養(yǎng)老服務(wù)。據(jù)此，提出假設(shè)2：

假設(shè)2：村域互惠對農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿具有正效應(yīng)。

村域信任作為村域社會資本的重要組成部分，可以分為村域人際信任和村域制度信任。村域人際信任是指人們在相互交往過程中建立起來的對交往對象可靠程度的一種概括化期望[40]，是走向合作的前提和基礎(chǔ)[41]。雖然農(nóng)村社區(qū)是熟人社會，人與人之間的交往相對密切，但農(nóng)村老人提供養(yǎng)老服務(wù)時需付出一定成本，如時間成本和勞動成本。因此，基本的村域人際信任是農(nóng)村老人參與互助養(yǎng)老的基礎(chǔ)。村域人際信任能夠降低農(nóng)村老人的合作成本，促使農(nóng)村老人之間形成一種持續(xù)互利的合作關(guān)系，對農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)的供給意愿產(chǎn)生積極影響。另外，作為一種道德資源，村域人際信任能夠簡化復(fù)雜的互動關(guān)系[42]，促進農(nóng)村老人之間的溝通交流，進而加快信息的傳遞，增強農(nóng)村老人對互助養(yǎng)老可持續(xù)性的信心。與此相對，村域制度信任以人們交往中所受到的契約、法規(guī)等制度的約束作為信任基礎(chǔ)，主要體現(xiàn)在對政府的信任方面[43]。對政府信任程度越高的農(nóng)村老人，更愿意相信制度性養(yǎng)老保障，因此村域制度信任會對互助養(yǎng)老產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，進而抑制農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)的供給意愿。據(jù)此，形成以下研究假設(shè)：

假設(shè)3a：村域人際信任對農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿具有正效應(yīng)。

假設(shè)3b：村域制度信任對農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿具有負效應(yīng)。

村域規(guī)范是村域社會資本的一個重要維度。村域規(guī)范是指一些非正式的卻為社會成員普遍遵守的制度規(guī)則[36]，對社會成員的行為具有激勵、引導(dǎo)和約束作用[37]。村域規(guī)范通過聲譽機制提供了一種非正式的社會控制[44]，對農(nóng)村老人的行為起到“軟約束”的作用。農(nóng)村社區(qū)是一個基于血緣、地緣形成的熟人社會，所以村莊輿論更易通過村民之間的日常交往發(fā)揮強大作用[45]。因此，村域規(guī)范具有一定程度的強制力，若成員打破團體默認的村域規(guī)范，會受到社會輿論的壓力，可能會損失名譽，甚至難以在村域人際關(guān)系中立足。農(nóng)村老人在長期社區(qū)生活中形成的名譽、口碑等“軟信息”可以看作是參與合作的“抵押品”[46]。村域規(guī)范在合作中發(fā)揮著隱形契約的作用，可以約束互助養(yǎng)老中只享受而不提供養(yǎng)老服務(wù)的投機行為，能夠加強他人為自己提供養(yǎng)老服務(wù)的可預(yù)期性，從而對農(nóng)村老人參與養(yǎng)老服務(wù)供給產(chǎn)生積極影響。據(jù)此，形成假設(shè)4：

假設(shè)4：村域規(guī)范對農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿具有正效應(yīng)。

三、數(shù)據(jù)與變量

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)來源于2019—2021年課題組在全國11省31村的抽樣調(diào)查，調(diào)查對象為60周歲及以上的農(nóng)村老人。調(diào)查首先根據(jù)不同地區(qū)的社會經(jīng)濟發(fā)展水平選擇有代表性的省份，包括東中西部三個地區(qū)，其中東部地區(qū)四個省份(山東、河北、江蘇、福建)，中部地區(qū)四個省份(湖北、湖南、河南、山西)，西部地區(qū)三個省份(陜西、云南、新疆)；其次在這11個省份中隨機選擇了具有較強代表性的31個村莊；最后在每個村莊中隨機選擇30名左右60周歲及以上老人作為樣本。調(diào)查共收回有效問卷1 126份。從樣本的性別結(jié)構(gòu)來看，男性占比46.3%，女性占比53.7%；從樣本的年齡結(jié)構(gòu)來看，60～69歲的樣本占比54.7%，70～79歲的樣本占比36.1%，80歲及以上樣本占比9.2%?？傮w來說，樣本結(jié)構(gòu)基本符合農(nóng)村老人的人口特征。

(二)變量選擇

1.因變量

養(yǎng)老服務(wù)供給意愿是本文研究的因變量，該因變量通過服務(wù)內(nèi)容和服務(wù)對象兩個維度交互進行操作化。學(xué)者們對農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)的內(nèi)容做了大量研究，一般認為精神慰藉、生活照料、醫(yī)療護理是養(yǎng)老服務(wù)的基本內(nèi)容[47-48]。借鑒已有研究成果，并根據(jù)農(nóng)村老人的實際提供能力，本文將養(yǎng)老服務(wù)內(nèi)容分為精神慰藉、生活照料以及醫(yī)療護理三個方面，將服務(wù)對象根據(jù)差序格局標準分為其他村民、朋友、家族或親戚，進而通過詢問農(nóng)村老人以下9個問題來測量農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)的供給意愿：①您是否愿意為其他村民提供精神慰藉？②您是否愿意為朋友提供精神慰藉？③您是否愿意為家族或親戚提供精神慰藉？④您是否愿意為其他村民提供生活照料？⑤您是否愿意為朋友提供生活照料？⑥您是否愿意為家族或親戚提供生活照料？⑦您是否愿意為其他村民提供醫(yī)療護理？⑧您是否愿意為朋友提供醫(yī)療護理？⑨您是否愿意為家族或親戚提供醫(yī)療護理？選項均為“愿意”“不好說”“不愿意”，分別賦值為2、1、0。養(yǎng)老服務(wù)供給意愿變量由以上9題項得分加總得出，同時，將涉及各類服務(wù)內(nèi)容的題項分組加總得出精神慰藉服務(wù)供給意愿(①+②+③)、生活照料服務(wù)供給意愿(④+⑤+⑥)、醫(yī)療護理服務(wù)供給意愿(⑦+⑧+⑨)，將涉及各服務(wù)對象的題項分組加總得出為其他村民提供養(yǎng)老服務(wù)意愿(①+④+⑦)、為朋友提供養(yǎng)老服務(wù)意愿(②+⑤+⑧)、為家族或親戚提供養(yǎng)老服務(wù)意愿(③+⑥+⑨)。

表1展示了農(nóng)村老人的養(yǎng)老服務(wù)供給意愿。可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村老人更愿意提供精神慰藉服務(wù)，然后是生活照料服務(wù)，最后是醫(yī)療護理服務(wù)，說明農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿在服務(wù)內(nèi)容上具有遞進性；農(nóng)村老人更愿意向家族或親戚提供養(yǎng)老服務(wù)，然后是朋友，最后是其他村民，體現(xiàn)了差序格局的特征[49]。

表1 農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿頻率表(%)

2.自變量

村域社會資本是本文研究的自變量，這里將村域社會資本操作化為村域網(wǎng)絡(luò)、村域互惠、村域規(guī)范以及村域信任四個維度。以村域為單位，直接收集有關(guān)村落的特征指標具有一定的困難性。但通過農(nóng)村老人個體指標來測量村域社會資本不僅更加契合社會資本的理論含義，在實踐中也更加具有可行性[50]。因此，本文在農(nóng)村老人個體層面上測量社會資本，然后通過個體變量值的匯總平均形成村域?qū)哟蔚闹笜?。同時，為了避免同戶老人社會資本的同質(zhì)性，每戶只訪問一位老人。

村域網(wǎng)絡(luò)是村域社會資本的一個重要維度，一般包含正式村域網(wǎng)絡(luò)與非正式村域網(wǎng)絡(luò)。用村域社團組織的數(shù)量來測量正式村域網(wǎng)絡(luò)；通過詢問農(nóng)村老人與本家族成員、親戚、鄰居、朋友、本村人的交往頻率來測量非正式村域網(wǎng)絡(luò)；通過詢問農(nóng)村老人對“您有心事要傾訴時，有人愿意聽您傾訴嗎”“當您有重要事情需要和他人商量時，可以得到幫助嗎”“當您想要聊天、外出和打牌下棋時，可以得到他人的陪伴嗎”“當您身體不舒服時，可以得到他人的照顧嗎”“當您需要家務(wù)或農(nóng)活幫忙時，可以得到他人的幫助嗎”“當您經(jīng)濟遇到困難時，可以得到他人的財務(wù)幫助嗎”6個題目的態(tài)度來測量村域互惠；通過詢問農(nóng)村老人對本家族成員、親戚、鄰居、同村居民、朋友、村委會干部、中央政府以及本地政府(鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府)的信任程度來測量村域信任；通過詢問被訪者對“您總是愿意理解與自己持不同看法的人嗎”“您總是愿意幫助比自己境況差的人嗎”2個題目的認同程度來測量村域規(guī)范。以上所有問題均采用李克特量表進行測量。為簡化村域網(wǎng)絡(luò)、村域互惠、村域信任以及村域規(guī)范指標，這里運用主成分法對21個項目進行因子分析，其中，KMO值為0.832，Bartlett球形檢驗P值為0.000。一般KMO值越接近1，意味著變量間的相關(guān)性越強，KMO值大于0.8表示適合做因子分析。經(jīng)過最大方差法旋轉(zhuǎn)，根據(jù)特征值大于1，提取了5個因子，分別命名為村域交往因子、村域互惠因子、村域人際信任因子、村域制度信任因子以及村域規(guī)范因子(見表2)。村域交往因子包含測量非正式村域網(wǎng)絡(luò)的5個指標；村域互惠因子包括測量村域互惠的6個指標；村域人際信任因子包括對家族成員、親戚、鄰居、同村居民以及朋友的信任5個指標；村域制度信任因子包括對村委會干部、中央政府以及本地政府(鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府)的信任3個指標；村域規(guī)范因子包括測量村域規(guī)范的2個指標。

表2 因子分析

3.控制變量

借鑒既往研究，這里從個人、家庭、地區(qū)三個層面來選擇控制變量。個人層面變量包括性別、年齡、受教育年限、身體狀況以及外出務(wù)工經(jīng)歷；家庭層面變量包括婚姻狀況、子女數(shù)量、與子女關(guān)系滿意度、居住方式以及家庭年收入；地區(qū)層面變量包括村莊與縣城距離、村莊經(jīng)濟水平、村莊地形以及所在地區(qū)。具體控制變量及賦值如表3所示。

表3 變量及賦值

四、結(jié)果分析

(一)村域社會資本與農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿

表4展示了農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿的回歸分析結(jié)果，其中模型1是僅放入控制變量的基準模型，模型2是在模型1基礎(chǔ)上增加了村域社會資本指標的最終模型。模型變量的多重共線性檢驗顯示，所有模型解釋變量的方差膨脹因子(VIF)全部小于3，說明變量之間的相關(guān)共線程度均在合理范圍內(nèi)。

首先來看控制變量對農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿的影響。模型1顯示，年齡、身體狀況、外出務(wù)工經(jīng)歷、與子女關(guān)系滿意度、居住方式、家庭年收入、村莊與縣城距離、所在地區(qū)等變量均通過了顯著性檢驗。年齡變量在P<0.01的水平上顯著負向影響農(nóng)村老人的養(yǎng)老服務(wù)供給意愿，說明年齡越大的農(nóng)村老人，養(yǎng)老服務(wù)供給意愿越低。身體狀況變量在P<0.01的水平上顯著正向影響農(nóng)村老人的養(yǎng)老服務(wù)供給意愿，意味著身體狀況越好的農(nóng)村老人，養(yǎng)老服務(wù)供給意愿越高。外出務(wù)工經(jīng)歷變量在P<0.01的水平上顯著正向影響農(nóng)村老人的養(yǎng)老服務(wù)供給意愿，說明與沒有外出務(wù)工經(jīng)歷的農(nóng)村老人相比，有外出務(wù)工經(jīng)歷的農(nóng)村老人提供養(yǎng)老服務(wù)的意愿更高。與子女關(guān)系滿意度變量在P<0.01的水平上顯著正向影響農(nóng)村老人的養(yǎng)老服務(wù)供給意愿，說明對子女關(guān)系越滿意的農(nóng)村老人，提供養(yǎng)老服務(wù)的意愿越高。居住方式變量在P<0.01的水平上顯著正向影響農(nóng)村老人的養(yǎng)老服務(wù)供給意愿，即相對于未與子女一起居住的農(nóng)村老人來說，與子女一起居住的農(nóng)村老人提供養(yǎng)老服務(wù)的意愿更高。家庭年收入變量在P<0.1的水平上顯著正向影響農(nóng)村老人的養(yǎng)老服務(wù)供給意愿，說明家庭年收入越高的農(nóng)村老人，養(yǎng)老服務(wù)供給意愿越高。村莊與縣城的距離變量在P<0.01的水平上顯著正向影響農(nóng)村老人的養(yǎng)老服務(wù)供給意愿，說明村莊與縣城距離越遠的農(nóng)村老人，養(yǎng)老服務(wù)供給意愿越高。東部地區(qū)變量和中部地區(qū)變量均在P<0.01的水平上顯著正向影響農(nóng)村老人的養(yǎng)老服務(wù)供給意愿，說明相對于居住在西部地區(qū)的農(nóng)村老人，居住在東部地區(qū)和中部地區(qū)的農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿更高。

表4 農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿的回歸分析結(jié)果

再來看村域社會資本對農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿的影響。模型2的R2是模型1的1.4倍，解釋力提高了39.3%，說明村域社會資本變量對農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿有很強的解釋力。模型2中，正式村域網(wǎng)絡(luò)變量通過了顯著性檢驗，但非正式村域網(wǎng)絡(luò)變量未通過顯著性檢驗。正式村域網(wǎng)絡(luò)變量在P<0.01的水平上顯著正向影響農(nóng)村老人的養(yǎng)老服務(wù)供給意愿，說明村域社團組織數(shù)量越多，農(nóng)村老人的養(yǎng)老服務(wù)供給意愿越高，假設(shè)1a成立。非正式村域網(wǎng)絡(luò)變量未通過顯著性檢驗，說明非正式村域網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿的影響不顯著，假設(shè)1b不成立。這可能是因為隨著社會經(jīng)濟的發(fā)展以及農(nóng)村社區(qū)的逐漸開放，農(nóng)村老人與村域內(nèi)其他社會成員交往頻率降低，傳統(tǒng)農(nóng)村社會緊密的社交網(wǎng)絡(luò)逐漸瓦解，進而抑制了非正式村域網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿的影響。村域互惠變量在P<0.01的水平上顯著正向影響農(nóng)村老人的養(yǎng)老服務(wù)供給意愿，說明村域互惠水平越高，農(nóng)村老人的養(yǎng)老服務(wù)供給意愿水平也越高，假設(shè)2成立。村域人際信任變量在P<0.01的水平上顯著正向影響農(nóng)村老人的養(yǎng)老服務(wù)供給意愿，說明村域人際信任水平越高，農(nóng)村老人的養(yǎng)老服務(wù)供給意愿越高，假設(shè)3a成立。村域制度信任變量未通過顯著性檢驗，說明村域制度信任對農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿的影響不顯著，假設(shè)3b不成立?？赡芤驗橛赊r(nóng)村老人供給的養(yǎng)老服務(wù)是嵌入于村莊內(nèi)的非制度性資源，而非外部輸入的制度性資源，因此對外部資源輸入的依賴以及預(yù)期相對較低，制度信任的作用不再明顯，村域制度信任對農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿的影響就不再顯著。村域規(guī)范變量在P<0.01的水平上顯著正向影響農(nóng)村老人的養(yǎng)老服務(wù)供給意愿，說明村域規(guī)范程度越高，農(nóng)村老人的養(yǎng)老服務(wù)供給意愿越高，假設(shè)4成立。

另外，模型2還顯示，在放入村域社會資本變量后，家庭年收入、村莊與縣城距離、所在地區(qū)等變量的顯著性消失，身體狀況變量的顯著性則由P<0.01的水平降低到P<0.1，意味著村域社會資本消減了這些變量對農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿的影響。不過，村莊地形變量在模型2中變得顯著了，且顯著性水平為P<0.01，方向為正，說明相對于居住在平原的農(nóng)村老人，居住在山地的農(nóng)村老人為他人提供養(yǎng)老服務(wù)的意愿更高。

(二)村域社會資本與農(nóng)村老人不同養(yǎng)老服務(wù)內(nèi)容以及不同養(yǎng)老服務(wù)對象供給意愿

這里進一步將因變量按照服務(wù)內(nèi)容分為精神慰藉服務(wù)供給意愿、生活照料服務(wù)供給意愿、醫(yī)療護理服務(wù)供給意愿，探討村域社會資本與農(nóng)村老人不同服務(wù)內(nèi)容供給意愿的關(guān)系。模型3～5分別是村域社會資本對農(nóng)村老人精神慰藉服務(wù)供給意愿、生活照料服務(wù)供給意愿、醫(yī)療護理服務(wù)供給意愿影響的回歸分析(見表5)。

表5 農(nóng)村老人不同養(yǎng)老服務(wù)內(nèi)容以及不同養(yǎng)老服務(wù)對象供給意愿的回歸分析結(jié)果

將村域社會資本對不同養(yǎng)老服務(wù)內(nèi)容供給意愿的影響進行對比發(fā)現(xiàn)，村域人際信任對農(nóng)村老人不同養(yǎng)老服務(wù)內(nèi)容供給意愿的影響不存在顯著差異，且與模型2中村域人際信任對農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿影響的方向及顯著性一致。不過正式村域網(wǎng)絡(luò)、村域互惠與村域規(guī)范僅在模型3中沒有通過顯著性檢驗，這可能是因為精神慰藉服務(wù)的成本相對較低，農(nóng)村老人提供精神慰藉服務(wù)的意愿較為強烈，受村域社會資本的影響較小。村域制度信任在模型5中通過了顯著性檢驗，這可能是因為醫(yī)療護理服務(wù)對專業(yè)技能要求較高，同時承擔風險較大，所以村域制度信任僅影響農(nóng)村老人提供醫(yī)療護理服務(wù)的意愿。非正式村域網(wǎng)絡(luò)對不同養(yǎng)老服務(wù)內(nèi)容供給意愿的影響均不顯著，與模型2中的結(jié)果一致。

這里接著對服務(wù)對象進行分類，然后對農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿進行回歸分析。模型6～8分別是村域社會資本對農(nóng)村老人為其他村民提供養(yǎng)老服務(wù)意愿、為朋友提供養(yǎng)老服務(wù)意愿、為家族或親戚提供養(yǎng)老服務(wù)意愿影響的回歸分析。

將村域社會資本對不同養(yǎng)老服務(wù)對象供給意愿的影響進行對比發(fā)現(xiàn)，村域網(wǎng)絡(luò)(包括正式村域網(wǎng)絡(luò)和非正式村域網(wǎng)絡(luò))、村域人際信任以及村域規(guī)范等變量對不同服務(wù)對象供給意愿的影響均不存在顯著差異。除了非正式村域網(wǎng)絡(luò)的影響不顯著外，正式村域網(wǎng)絡(luò)、村域人際信任以及村域規(guī)范均顯著正向影響農(nóng)村老人對不同服務(wù)對象的供給意愿，且與模型2中這些變量對農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿影響的方向及顯著性一致。村域互惠僅在模型6中未通過顯著性檢驗，可能是因為農(nóng)村老人與村域內(nèi)其他成員交往頻率降低，傳統(tǒng)農(nóng)村社會的互惠網(wǎng)絡(luò)逐漸瓦解，進而抑制了村域互惠對農(nóng)村老人為其他村民提供養(yǎng)老服務(wù)意愿的影響。村域制度信任僅在模型6中通過了顯著性檢驗，具體來說，村域制度信任水平越高，農(nóng)村老人越愿意為其他村民提供養(yǎng)老服務(wù)?？傮w來看，村域社會資本對農(nóng)村老人為其他村民、朋友、家族或親戚等不同服務(wù)對象提供養(yǎng)老服務(wù)意愿的影響基本不存在顯著差異。

(三)分群估計

這里進一步依據(jù)性別、年齡及受教育水平3個標準對農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿進行分群回歸，形成3組6個模型，分別觀察村域社會資本對不同老年群體養(yǎng)老服務(wù)供給意愿產(chǎn)生的異質(zhì)性影響(見表6)。

表6 農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿的分群回歸結(jié)果

首先，將村域社會資本對不同性別農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿的影響進行對比。模型9～10顯示，除村域互惠外，村域社會資本各維度對農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿的影響不因性別差異而有所不同，其中正式村域網(wǎng)絡(luò)、村域人際信任以及村域規(guī)范對不同性別農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿的影響均顯著，且影響方向一致。村域互惠僅在模型9中通過了顯著性檢驗，說明村域互惠僅正向影響男性老人的養(yǎng)老服務(wù)供給意愿。這可能是因為在傳統(tǒng)“男主外，女主內(nèi)”思想的影響下，相較于女性老人，男性老人在村莊內(nèi)有更多的互惠行為。

其次，將村域社會資本對不同年齡農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿的影響進行對比，發(fā)現(xiàn)村域社會資本對不同年齡農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿的影響存在顯著差異。正式村域網(wǎng)絡(luò)、村域互惠、村域人際信任以及村域規(guī)范僅在模型11中通過了顯著性檢驗，說明正式村域網(wǎng)絡(luò)、村域互惠、村域人際信任以及村域規(guī)范僅顯著影響中低齡農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)的供給意愿。這里對高齡農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿進行再次分析，發(fā)現(xiàn)無供給意愿的樣本占比為20%，這極有可能是因為隨著生理機能的退化，高齡農(nóng)村老人的社會參與能力降低，進而抑制了村域社會資本對高齡農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿的影響。

最后，將村域社會資本對不同受教育水平農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿的影響進行對比。模型13～14顯示，村域互惠對不同受教育水平農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿的影響均顯著，且影響方向一致。說明村域互惠對農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿的影響不因受教育水平的差異而有所不同。但正式村域網(wǎng)絡(luò)、村域人際信任和村域規(guī)范僅在模型13中通過了顯著性檢驗，說明村域人際信任和村域規(guī)范僅顯著正向影響低學(xué)歷(初中及以下)農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿。通過數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，高學(xué)歷農(nóng)村老人有外出務(wù)工經(jīng)商經(jīng)歷的占比37.3%，說明高學(xué)歷農(nóng)村老人有更多社區(qū)以外的生活閱歷，這會減少農(nóng)村老人與村內(nèi)成員的交流互動，進而抑制正式村域網(wǎng)絡(luò)、村域人際信任和村域規(guī)范對高學(xué)歷農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿的影響。另外，相對于低學(xué)歷農(nóng)村老人，高學(xué)歷農(nóng)村老人的自主性更高，更不容易受到外部結(jié)構(gòu)性因素的影響，包括正式村域網(wǎng)絡(luò)、村域人際信任和村域規(guī)范等的影響。

(四)穩(wěn)健性檢驗

本文通過調(diào)整樣本數(shù)據(jù)的方法對模型的穩(wěn)健性進行檢驗。一般來說，當樣本量大于30時，就可以利用它的大樣本性質(zhì)[45]。因村莊老人數(shù)量的限制，有4個村落的樣本量小于30，占樣本總量的6.86%。本文將這些村莊的樣本剔除后，重新運用因子分析構(gòu)建村域社會資本，并再次進行回歸分析。從回歸分析結(jié)果來看(模型16)，正式村域網(wǎng)絡(luò)、村域互惠、村域人際信任與村域規(guī)范仍顯著正向影響農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿。因此，本文回歸結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表7 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

五、結(jié)論與討論

農(nóng)村老人有養(yǎng)老服務(wù)供給意愿是互助養(yǎng)老實踐的基礎(chǔ)，因此了解農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿，并探討其影響因素，有助于農(nóng)村地區(qū)互助養(yǎng)老模式的實踐推進，進而為破解農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)供給不足及無效的困境提供路徑?；诖?，本文從村域社會資本的視角考察了農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)的供給意愿，研究結(jié)論如下：

第一，農(nóng)村老人普遍有養(yǎng)老服務(wù)供給意愿，但這一意愿存在服務(wù)內(nèi)容與服務(wù)對象的差異。農(nóng)村老人更愿意提供精神慰藉服務(wù)，然后是生活照料服務(wù)，最后是醫(yī)療護理服務(wù)；農(nóng)村老人更愿意向家族或親戚提供養(yǎng)老服務(wù)，然后是朋友，最后是其他村民，體現(xiàn)了“差序格局”的特征。

第二，村域社會資本對農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿有重要影響。正式村域網(wǎng)絡(luò)、村域互惠、村域人際信任以及村域規(guī)范對農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)的供給意愿會產(chǎn)生積極影響。這再次證明由血緣、親緣以及地緣等傳統(tǒng)文化孕育出來的村域社會資本在農(nóng)村仍發(fā)揮著重要作用。因此，培育村域社會資本，尤其是改善村莊蘊含的網(wǎng)絡(luò)、互惠、信任以及規(guī)范等村域社會資本，有助于提升農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿，為互助養(yǎng)老的持續(xù)開展提供現(xiàn)實基礎(chǔ)。

第三，村域社會資本對農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿的影響存在服務(wù)內(nèi)容和服務(wù)對象的差異。村域人際信任對農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿的影響不因服務(wù)內(nèi)容的不同而有所差異，但正式村域網(wǎng)絡(luò)、村域互惠以及村域規(guī)范均未通過精神慰藉服務(wù)供給意愿的顯著性檢驗，說明服務(wù)成本較低的養(yǎng)老服務(wù)受村域社會資本的影響較小。村域制度信任僅正向影響醫(yī)療護理服務(wù)的供給意愿，說明風險較高的養(yǎng)老服務(wù)會受村域制度信任的影響。村域社會資本對不同養(yǎng)老服務(wù)對象供給意愿的影響僅在村域互惠與村域制度信任維度存在差異。其中，村域互惠僅未通過為其他村民提供養(yǎng)老服務(wù)意愿的顯著性檢驗，而村域制度信任僅正向影響農(nóng)村老人為其他村民提供養(yǎng)老服務(wù)的意愿。因此，農(nóng)村互助養(yǎng)老的發(fā)展既應(yīng)遵循村域社會資本的客觀規(guī)律，將重點放在生活照料層面，兼顧部分醫(yī)療護理服務(wù)與精神慰藉服務(wù)，也要遵循“差序格局”的內(nèi)在規(guī)律，先從關(guān)系密切的親戚、朋友展開，再逐步擴展到其他村民。

第四，村域社會資本對不同群體農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿會產(chǎn)生異質(zhì)性影響。除村域互惠外，村域社會資本對農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿的影響不因性別的差異而有所不同。但村域社會資本對不同年齡農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿的影響存在顯著差異。村域社會資本中的村域互惠對農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿的影響不因受教育水平的差異而有所不同，但正式村域網(wǎng)絡(luò)、村域人際信任與村域規(guī)范僅正向影響低學(xué)歷農(nóng)村老人的養(yǎng)老服務(wù)供給意愿。因此，農(nóng)村互助養(yǎng)老的發(fā)展應(yīng)充分考慮老年群體的差異性，實行特定群體內(nèi)的互助養(yǎng)老。

本研究為農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)供給意愿研究提供了一個新的理論解釋，也為農(nóng)村互助養(yǎng)老實踐提供了一個新的審視視角?；ブB(yǎng)老并非是僅僅基于經(jīng)濟收益進行的設(shè)計，而是一種基于農(nóng)村社會特征形成的以互助為主要特點的養(yǎng)老模式，因此非經(jīng)濟因素，特別是村域社會資本在互助養(yǎng)老模式中發(fā)揮著關(guān)鍵作用。如何發(fā)揮村域社會資本的優(yōu)勢，提高農(nóng)村老人養(yǎng)老服務(wù)供給意愿，應(yīng)該成為互助養(yǎng)老實踐推進中的重要思考。