梅興文,馮譞

(1 中國社會科學(xué)院大學(xué),北京 102401;2 中國建設(shè)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(xiàn)代化是人口規(guī)模巨大的現(xiàn)代化”。巨大的人口規(guī)模為中國改革開放以來的高速發(fā)展提供了人口紅利,也催生了很多阻礙繼續(xù)高質(zhì)量發(fā)展的嚴(yán)峻挑戰(zhàn)。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(jīng)濟(jì)社會發(fā)展面臨的突出挑戰(zhàn)。根據(jù)2021年全國第七次人口普查數(shù)據(jù),全國60歲及以上人口占比18.7%,65歲及以上占比13.5%。農(nóng)村地區(qū)人口老齡化較城鎮(zhèn)地區(qū)程度更高、進(jìn)程更快。農(nóng)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(zhèn)7.99、6.61個百分點。隨著經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展特別是城鎮(zhèn)化、工業(yè)化和市場化程度不斷提高,限制流動的城鄉(xiāng)二元體制壁壘逐漸松動,農(nóng)村勞動力大規(guī)模地向城市遷移,對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會以及家庭人口結(jié)構(gòu)造成巨大影響,農(nóng)村留守老人開始大量出現(xiàn)。

農(nóng)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(dān)留守兒童照料,年老體衰多病,生活處境更加艱難,應(yīng)該引起全社會廣泛關(guān)注。一方面,農(nóng)村留守老人無錢養(yǎng)老,養(yǎng)老保障待遇較低。根據(jù)人社部2021年度人力資源和社會保障事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報,全年城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險人均結(jié)存10936元,而城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險人均結(jié)存2080元,不足城鎮(zhèn)職工人均結(jié)存五分之一。另一方面農(nóng)村留守老人空巢無助,日常照料缺位。2020年中國農(nóng)村養(yǎng)老現(xiàn)狀國情報告指出,農(nóng)村老人中有50% 的處于空巢狀態(tài),身邊沒有子女照料。按照農(nóng)村老齡化人口比例,在農(nóng)村至少有1.5億農(nóng)村空巢老人。農(nóng)村留守老人作為一個社會經(jīng)濟(jì)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(shù)仍然從事各種戶外體力勞動,經(jīng)常遇到重體力勞動,極易受到各種身體外部損傷,也經(jīng)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(nóng)村生活條件、衛(wèi)生條件、飲食習(xí)慣所限,農(nóng)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(yī),原因是“開銷大、怕花錢”。

“空巢”的根源在于人口流動,表現(xiàn)在于子女缺位,結(jié)果在于家庭保障弱。改革開放40多年的現(xiàn)代化過程中,農(nóng)村剩余勞動力從二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)部門快速轉(zhuǎn)移。但2004年開始,劉易斯拐點來臨,東南沿海地區(qū)出現(xiàn)“民工荒”,農(nóng)民工返鄉(xiāng)態(tài)勢已逐漸明顯增強(qiáng)。2020年全國農(nóng)民工總量28560萬人,比上年減少517萬人,下降1.8%,規(guī)模為上年的98.2%。農(nóng)民工絕對規(guī)模和增長速度呈現(xiàn)“雙雙下降”,標(biāo)志著2020年成為從農(nóng)村向城市勞動力遷移的重要拐點。根據(jù)國家統(tǒng)計局農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報告,2021年全國農(nóng)民工總量29251萬人,外出農(nóng)民工17172萬人,比上年增加213萬人,增長1.3%;本地農(nóng)民工12079萬人,比上年增加478萬人,增長4.1%。外出農(nóng)民工增速低于本地農(nóng)民工增速,農(nóng)民工流動方向正在發(fā)生變化,農(nóng)民工返鄉(xiāng)成為大趨勢。農(nóng)民工作為中國經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的重要力量,規(guī)模及增速下降直接影響中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展。

已有大量研究關(guān)注子女外出務(wù)工對老年人健康的影響(陳璐、謝文婷,2019;江光輝等,2021),但農(nóng)村留守老人健康水平下降是否是導(dǎo)致農(nóng)民工返鄉(xiāng)的原因仍有待檢驗。此外,農(nóng)民工返鄉(xiāng)會如何影響代際支持?不同類型的返鄉(xiāng)農(nóng)民工對父母支持有何差異?經(jīng)濟(jì)支持、家務(wù)支持和精神支持等代際支持又是如何影響農(nóng)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(xiāng)農(nóng)民工家庭的代際支持與老年人健康水平之間的關(guān)系并提出相應(yīng)假說,隨后使用中國老年社會追蹤調(diào)查(CLASS)2014、2016、2018三期調(diào)查數(shù)據(jù)在實證上予以檢驗,最后根據(jù)理論和實證分析的結(jié)果,為完善農(nóng)村養(yǎng)老的社會保障體系提出政策建議。本文的邊際貢獻(xiàn)主要有:第一,實證檢驗了農(nóng)民工返鄉(xiāng)的重要原因以及返鄉(xiāng)農(nóng)民工家庭的代際支持與老年人健康水平之間的關(guān)系,為相應(yīng)理論假說提供經(jīng)驗證據(jù),是對農(nóng)民工返鄉(xiāng)問題研究的有益補(bǔ)充與完善;第二,使用三期CLASS構(gòu)造“階段×老年人×子女”的三維數(shù)據(jù)集,并利用問卷中的相應(yīng)問題構(gòu)造“返鄉(xiāng)”變量,可以為此類研究提供借鑒;第三,通過機(jī)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(nóng)村社會養(yǎng)老體系建設(shè)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(nóng)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(jīng)濟(jì)學(xué)的經(jīng)典假設(shè),即個人效用最大化,認(rèn)為勞動力流動是完全基于個人行為選擇的結(jié)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(rèn)為勞動力流動是家庭決策的結(jié)果(Stark,1982),或者說勞動力外出務(wù)工是一種家庭生計策略(Chambers &Conway,1992),即家庭成員誰進(jìn)城務(wù)工、誰在家務(wù)農(nóng),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(huán)境下從事不同的生產(chǎn)活動,收入具有極強(qiáng)的互補(bǔ)性和負(fù)相關(guān)性,血緣關(guān)系和家庭繼承合約把他們緊緊地結(jié)合在一起,外出勞動者有義務(wù)將其收入寄回或帶回,以補(bǔ)充家庭不時之需。當(dāng)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(nóng)村勞動力回流的重要因素。除了農(nóng)民工年齡、性別等個人特征外,現(xiàn)有文獻(xiàn)還從婚姻狀況、人力資本、物質(zhì)資本、社會網(wǎng)絡(luò)等家庭特征分析農(nóng)民工返鄉(xiāng)的原因。從婚姻狀況來看,相較于單身,已婚的農(nóng)民工返鄉(xiāng)概率更高(Zhao,2002),因為結(jié)婚后農(nóng)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(nóng)業(yè)的教育回報率較低且農(nóng)村第一產(chǎn)業(yè)較為密集,教育在理論上會促進(jìn)勞動力從農(nóng)村向城市流動。從物質(zhì)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(nóng)村家庭最主要的物質(zhì)資本,人均土地少意味著人地關(guān)系相對緊張,剩余勞動力較多,而把富余勞動力轉(zhuǎn)移出去有利于提高家庭的總體效益。從社會網(wǎng)絡(luò)看,家庭成員都生活在遷出地農(nóng)村的遷移者更傾向于回流,因為血緣、親緣等社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)是中國農(nóng)村的重要構(gòu)成部分,人們的交往通常圍繞宗族關(guān)系展開。

家庭養(yǎng)老模式下,我國遷移勞動力回流表現(xiàn)出被動特點。一般而言,家庭中需要負(fù)擔(dān)的人數(shù)越多,農(nóng)民工返鄉(xiāng)的概率越高。家庭中有需要照料的老年人、有學(xué)齡兒童以及配偶在農(nóng)村留守,都會“拉動”外出勞動力回流(李強(qiáng)、龍文進(jìn),2009;白南生、何宇鵬,2002;Zhao,2002;羅凱,2009;周皓、梁在,2006)。家庭勞動力數(shù)量對遷移勞動力回流有著顯著的負(fù)向影響,當(dāng)家中缺少勞動力時,外出就業(yè)的農(nóng)民工返鄉(xiāng)的概率就越大(王子成、趙忠,2013)。此外,我國家庭尤其是農(nóng)村家庭形成了以子女贍養(yǎng)為主的家庭養(yǎng)老保障體系。雖然經(jīng)濟(jì)社會變革導(dǎo)致家庭核心化,社會養(yǎng)老保障體系逐漸完善,但是家庭一直承擔(dān)著育兒和養(yǎng)老雙重功能,養(yǎng)老功能發(fā)揮主要依靠成年子女“反哺”(費(fèi)孝通,1983)。劉玉俠和魯文(2020)研究發(fā)現(xiàn),農(nóng)民工因家庭責(zé)任返鄉(xiāng)占比達(dá)到53.43%,其中因照顧老人返鄉(xiāng)占比10.56%。農(nóng)民工的返鄉(xiāng)決策不僅要受到其人力資本的影響,也與老人需要贍養(yǎng)、農(nóng)業(yè)負(fù)擔(dān)較重、與家人團(tuán)聚等家庭因素以及輸出地經(jīng)濟(jì)的發(fā)展程度有關(guān)(胡楓、史宇鵬,2013)。此外,農(nóng)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(nóng)業(yè)勞動,只有身體狀況已經(jīng)不適合參加勞動時才停止勞動,此時農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動若要繼續(xù)維持,外出農(nóng)民工則必須返鄉(xiāng)。

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(nóng)民工返鄉(xiāng)的重要依據(jù),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(nóng)民工返鄉(xiāng)。

2.2 農(nóng)村勞動力遷移下代際支持的變化

農(nóng)村勞動力遷移會造成父代和子代之間的空間變化,進(jìn)而改變農(nóng)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(fā)生改變。子女對老年人的代際支持可以歸納為三個方面:經(jīng)濟(jì)支持、家務(wù)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(qū)動因素,因此農(nóng)民工返鄉(xiāng)也可以依據(jù)不同驅(qū)動因素劃分為不同類型,相應(yīng)對代際支持的影響也存在差異。

在個人決策下,農(nóng)民工返鄉(xiāng)的主要原因是返鄉(xiāng)后個人效用可以增加。首先,成本-收益視角下,農(nóng)民工返鄉(xiāng)意味著回到農(nóng)村的個人凈收益大于在城市務(wù)工的個人凈收益,凈收益增加意味著子代提供給父代的經(jīng)濟(jì)支持也可能增加。一方面,農(nóng)村相較于城市而言,生活較為簡約,消費(fèi)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(wù)農(nóng)收入不及務(wù)工收入,但近年來返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點政策的實施可以顯著提高部分高素質(zhì)農(nóng)村返鄉(xiāng)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(xiāng)農(nóng)民工都可以拿出更多的錢贍養(yǎng)父母。其次,個人決策下的農(nóng)民工返鄉(xiāng)對家務(wù)支持的影響不顯著。如果農(nóng)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(xiāng),那么該農(nóng)民工自身承擔(dān)家務(wù)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(nóng)民工因為創(chuàng)業(yè)等增加收入的原因而返鄉(xiāng),由于其同樣忙于工作,且創(chuàng)業(yè)等活動十分耗費(fèi)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(xiāng)農(nóng)民工未必能給予父母更多的家務(wù)支持。

在家庭決策下,農(nóng)民工返鄉(xiāng)的主要原因是返鄉(xiāng)后家庭效用增加,返鄉(xiāng)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(xiāng)農(nóng)民工對父代經(jīng)濟(jì)支持的影響不明顯。盡管農(nóng)民工返鄉(xiāng)后和老年父母之間的交流會增加,經(jīng)濟(jì)往來的頻率也可能會提高,但Zimmer和Kwong等(2003)研究發(fā)現(xiàn),在農(nóng)村中,不與父母共同居住的子女給予父母的經(jīng)濟(jì)資助要高于同住子女。一方面農(nóng)民工返鄉(xiāng)本質(zhì)上是勞動力從高效率部門向低效率部門逆向轉(zhuǎn)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(chuàng)業(yè)增收,其收入會有一定下降,對父母的經(jīng)濟(jì)支持隨之降低;另一方面,農(nóng)民工返鄉(xiāng)后會通過家務(wù)支持代替經(jīng)濟(jì)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(jīng)濟(jì)支持不會明顯提高(Sun,2002)。其次,如果農(nóng)民工因為需要照顧老年人而返鄉(xiāng),則子代對父代的家務(wù)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(nóng)民工返鄉(xiāng)的驅(qū)動因素,因此家庭決策下返鄉(xiāng)農(nóng)民工對父代的家務(wù)支持會增加。

無論是個人決策還是家庭決策,子女返鄉(xiāng)均增加了代際間精神支持。兒行千里母擔(dān)憂,子女外出使得老人與子女在地理空間上產(chǎn)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(tài)(方菲,2009)。宋璐等(2015)認(rèn)為子女遷移對農(nóng)村老年人心理福利有消極影響,而有子女在本地會起保護(hù)作用。中國大多數(shù)農(nóng)村地區(qū)的養(yǎng)老機(jī)構(gòu)很少,子女贍養(yǎng)是當(dāng)?shù)刂饕酿B(yǎng)老方式,而子女遷移可能造成養(yǎng)老資源不足,導(dǎo)致老年人個體經(jīng)歷的子女遷移這一壓力事件對其心理福利有應(yīng)激性。

綜合以上的理論分析,本文提出如下假說2:

假說2:農(nóng)民工返鄉(xiāng)影響子代對父代的代際支持,家庭決策下返鄉(xiāng)農(nóng)民工對父代的經(jīng)濟(jì)支持不明顯,但家務(wù)支持和精神支持提高。

2.3 代際支持視角下農(nóng)村老年人健康水平分析

健康長壽是反映老年人生活質(zhì)量的重要指標(biāo)。近年來,大量文獻(xiàn)圍繞老年人健康展開研究,結(jié)果顯示,留守老人生存狀況不容樂觀,物質(zhì)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(fēng)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(yán)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(fēng)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(rèn)為,子女外出務(wù)工會阻隔家庭養(yǎng)老,不可避免地加大了老年人患病風(fēng)險,進(jìn)而傷害其生存質(zhì)量并促使其面臨更高的死亡風(fēng)險(劉慧君等,2013)。第二種觀點則認(rèn)為,子女外出務(wù)工對經(jīng)濟(jì)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(fēng)險且有利于認(rèn)知功能發(fā)展(Ikeda,2009),促進(jìn)老年人的機(jī)體及心理健康,進(jìn)而可能對老年人的死亡風(fēng)險構(gòu)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(qiáng)或維護(hù)了其日常生活自理能力及認(rèn)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(fēng)險較低(Lee et al.,1998)。反過來,農(nóng)民工返鄉(xiāng)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(fēng)險的影響方向也不明確?，F(xiàn)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(rèn)為是否與子女同住與老年人的生存風(fēng)險無關(guān)。同住只是一種物質(zhì)載體,在這種載體下,真正影響老年人生存風(fēng)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(jìn)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(rèn)為,代際支持能夠促進(jìn)老年人健康,降低老年人生存風(fēng)險(柳玉芝、李強(qiáng),2004;李春華、吳望春,2017)。現(xiàn)有研究主要是從子女對老年人支持的角度出發(fā)得出相關(guān)結(jié)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(jīng)濟(jì)支持和日常照料等支持,能夠顯著降低老年人的生存風(fēng)險(張文娟、李樹茁,2005;李建新,2007;Buber &Engelhardt,2008)。經(jīng)濟(jì)支持對農(nóng)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(yī)療、護(hù)工,都需要一定的經(jīng)濟(jì)代價。特別是在老年人發(fā)生重大疾病需要住院治療時,子女提供的經(jīng)濟(jì)支持對老年人是否住院產(chǎn)生顯著的正向影響(楊桂宏等,2021)。就家務(wù)支持而言,子女幫助父母承擔(dān)較為繁重的家務(wù),可以減緩父母身體承受的壓力,降低疾病發(fā)生的可能。除此之外,農(nóng)民工可以在城市接觸到更新的養(yǎng)老保健知識,養(yǎng)成更加健康的生活習(xí)慣,而留守老人缺乏足夠的保養(yǎng)技能,生病后也沒有科學(xué)的治療手段。因此返鄉(xiāng)農(nóng)民工在幫助父代進(jìn)行家務(wù)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(tài)。農(nóng)民工外出會造成留守老人內(nèi)心的空虛以及對子女的思念,子代返鄉(xiāng)后會彌補(bǔ)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(guī)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(diào)查數(shù)據(jù),實證檢驗發(fā)現(xiàn),代際精神互動和物質(zhì)互動顯著減少了老年人死亡風(fēng)險的發(fā)生,那些經(jīng)常和子女有聯(lián)系、在過去一年中和后代有物質(zhì)互動的老年人死亡風(fēng)險更低。劉暢等(2017)的研究認(rèn)為,子女外出務(wù)工對父母健康影響的總效應(yīng)取決于其對父母時間和收入代際轉(zhuǎn)移作用強(qiáng)度的相對大小。農(nóng)民工返鄉(xiāng)能夠增加子女向父母提供代際支持的可能,從而進(jìn)一步降低老年人生存風(fēng)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(nóng)民工返鄉(xiāng)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(wù)支持和精神支持的作用較大。

3 數(shù)據(jù)與方法

3.1 數(shù)據(jù)來源與處理

3.1.1 數(shù)據(jù)來源

本研究的數(shù)據(jù)來自2014年、2016年和2018年三期中國老年社會追蹤調(diào)查(CLASS)。這是由中國人民大學(xué)組織實施的一個全國性、連續(xù)性大型調(diào)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(qū),不包括香港、臺灣、澳門、海南、新疆和西藏)進(jìn)行的調(diào)查項目。三期調(diào)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(jīng)濟(jì)互動、家務(wù)支持、精神交流等代際交互信息,為本研究提供了很好的數(shù)據(jù)支持。

3.1.2 數(shù)據(jù)處理

本文主要考察農(nóng)民工返鄉(xiāng)對老年人健康水平的影響,因此按照以下三個步驟對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理:

一是篩選出追蹤樣本。返鄉(xiāng)是一個動態(tài)過程,其內(nèi)涵是子女常住地發(fā)生改變,由外地回到本地。由于調(diào)查問卷中沒有直接涉及子女返鄉(xiāng)的問題,本文則基于問卷中“這個子女現(xiàn)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(dāng)答卷人選擇“本市其他區(qū)縣”、“本省其他市”、“外省”和“境外”,則認(rèn)為該子女在問卷時點常住外地;當(dāng)選擇其他選項時,即本戶、本村/居委會、本街道/鄉(xiāng)(鎮(zhèn))、本區(qū)/縣,則認(rèn)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(yuǎn)及近”,以此作為刻畫返鄉(xiāng)行為的依據(jù)。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(xù)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(fù)雜,因此從本研究樣本中舍去。。

二是構(gòu)造“階段×老年人×子女”的三維數(shù)據(jù)集。已有數(shù)據(jù)中,老年人多子女現(xiàn)象較為普遍,且不同子女的返鄉(xiāng)行為、對父母的經(jīng)濟(jì)支持、家務(wù)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(xiāng)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(xiāng)行為只可能發(fā)生在某一階段(3)或者發(fā)生在2014年至2016年(第一階段)間,或者發(fā)生在2016年至2018年(第二階段)間,或者均不發(fā)生。。從階段維度構(gòu)造數(shù)據(jù)集,一方面將連續(xù)三期追蹤樣本的時間跨度由四年縮短至兩年,可以更準(zhǔn)確地考察子女返鄉(xiāng)前后的老年人健康水平等變量的變化;另一方面也擴(kuò)充了樣本的數(shù)量,進(jìn)一步提高了后文回歸估計的準(zhǔn)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(xù)(如同一子女性別不一致,子女死亡等情況)樣本。,本文構(gòu)造的“階段×老年人×子女”數(shù)據(jù)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(nóng)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(jù)子女常住地是否“由遠(yuǎn)及近”會將上述情況錯誤地劃分為返鄉(xiāng),而且考慮到樣本包含大量生活在城鎮(zhèn)地區(qū)的老年人,其子女并不應(yīng)該被認(rèn)定為農(nóng)民工身份,因此本文篩選出各階段期初期末居住地均為“農(nóng)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(xiàn)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(guān)注“返鄉(xiāng)”的樣本,即篩選出階段初常住外地、階段末返回本地的農(nóng)民工,以此來考察農(nóng)民工返鄉(xiāng)對老年人生活的影響。經(jīng)過整理,共獲得樣本數(shù)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(xiāng)樣本2348個。

表1 農(nóng)村老人子女外出及返鄉(xiāng)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(guān)注農(nóng)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(biāo)衡量老年人健康水平以提供穩(wěn)健性檢驗?，F(xiàn)有研究多采用自評健康作為衡量健康的指標(biāo)(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(biāo)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(zhì)性特征的影響,并極易產(chǎn)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(biāo),同時引入了日常生活活動能力指標(biāo)(ADL)的客觀測量指標(biāo)用以測度父母的身體健康狀況,并檢驗實證分析的穩(wěn)健性。

具體來說:(1)自評健康為個體對當(dāng)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(yán)謹(jǐn)準(zhǔn)確地檢驗農(nóng)民工返鄉(xiāng)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(gòu)造二元虛擬變量selfhealth作為本文的因變量,且當(dāng)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(wù)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(yīng)活動項目的累計獨立完成個數(shù)進(jìn)行測度,ADL為兩者之和,數(shù)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(gòu)造類似,當(dāng)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(xiàn)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?？偡衷礁弑砻鞲改傅男睦頎顩r越好。和前文類似,當(dāng)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(shè)1時,考慮到數(shù)據(jù)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(xiāng)的影響,另一個是老年人工作狀態(tài)retire,用以考察老人工作狀況對子女返鄉(xiāng)的影響。health的取值根據(jù)問卷中“和去年相比,您現(xiàn)在的健康狀況有什么變化?(不可代答)”的回答,當(dāng)答案為“變差了”時,health取1,否則取0。retire的取值則根據(jù)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(dāng)選擇時,retire取1,否則取0。

(2)返鄉(xiāng)變量

返鄉(xiāng)變量return衡量了農(nóng)民工是否返鄉(xiāng)。經(jīng)過篩選與整理,本文認(rèn)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(nóng)民工在該階段內(nèi)存在返鄉(xiāng)行為,即return=1,其余樣本則不存在返鄉(xiāng)行為,即return=0。

(3)代際支持變量

本文的研究聚焦在農(nóng)民工返鄉(xiāng)如何從經(jīng)濟(jì)支持、家務(wù)支持和精神支持三個方面影響農(nóng)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(wù)?”以及“過去12個月,您與這個子女多久見一次面?”分別作為經(jīng)濟(jì)支持、家務(wù)支持和精神支持的代理變量,且以構(gòu)造selfhealth變量的方式構(gòu)造二元虛擬變量economy、homework和spirit。當(dāng)經(jīng)濟(jì)支持、家務(wù)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(jìn)行回歸分析時選取了相應(yīng)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(jīng)濟(jì)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(shè)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(xiāng)農(nóng)民工的代際支持和老年人健康水平的關(guān)系。

為了檢驗假說1,構(gòu)建如下模型:

(1)

(2)

為了檢驗假說2,構(gòu)建如下模型:

(3)

其中,mediatingtij分別取economy、homework和spirit,代表經(jīng)濟(jì)支持、家務(wù)支持和精神支持,α1是核心自變量的回歸系數(shù),也是本文關(guān)注的重點,εtij為隨機(jī)誤差項。

(2)機(jī)制檢驗

農(nóng)民工返鄉(xiāng)行為會影響農(nóng)民工對父母的經(jīng)濟(jì)支持、家務(wù)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(guān)系。因此,本文認(rèn)為農(nóng)民工返鄉(xiāng)對老年人健康水平的影響存在中介調(diào)節(jié)機(jī)制。

參照中介效應(yīng)模型(溫忠麟、葉寶娟,2014)構(gòu)造如下機(jī)制檢驗?zāi)Ｐ?

(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(jī)制檢驗中關(guān)注的重點,其他各項與基準(zhǔn)模型設(shè)置一致。

(3)異質(zhì)性分析

老年人樣本的異質(zhì)性可能導(dǎo)致農(nóng)民工返鄉(xiāng)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(jìn)行異質(zhì)性分析。異質(zhì)性分析模型為:

(7)

其中,oldti代表了老年人的年齡異質(zhì)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(shù),也是異質(zhì)性分析關(guān)注的重點,其他變量的設(shè)定和基準(zhǔn)模型一致。

4 實證分析結(jié)果

本文首先使用Probit模型考察農(nóng)民工返鄉(xiāng)的原因及其對代際支持的影響,隨后利用中介效應(yīng)模型進(jìn)一步檢驗返鄉(xiāng)農(nóng)民工家庭的代際支持與老年人健康水平之間的關(guān)系。

4.1 農(nóng)民工返鄉(xiāng)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(jié)果如表3所示,其中,模型(1)到模型(4)為式(1)的逐步回歸結(jié)果,模型(5)到模型(8)為式(2)的逐步回歸結(jié)果。綜合來看,核心自變量回歸系數(shù)基本上均顯著為正,表明農(nóng)村老年人身體健康變差、農(nóng)村老年人停止工作都會造成農(nóng)民工返鄉(xiāng)概率的提高。當(dāng)老年人身體健康出現(xiàn)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(nóng)村家庭面臨著兩種選擇:一是子女繼續(xù)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(xiāng)自己照料老人,但只能在當(dāng)?shù)孬@取較低的工資。在農(nóng)村社會養(yǎng)老或者商業(yè)養(yǎng)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(nóng)民工返鄉(xiāng)。當(dāng)老年人由于身體或年齡原因,無法繼續(xù)從事工作時,對于家庭而言,以土地為主的物質(zhì)資本會呈現(xiàn)過剩的現(xiàn)象,從而使得在農(nóng)村的勞動邊際回報率有所提高,從而也會引起農(nóng)民工返鄉(xiāng)。以上實證結(jié)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(nóng)民工“被動”返鄉(xiāng)。

表3 農(nóng)村老年人健康對農(nóng)民工返鄉(xiāng)的影響

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

基于式(3)的Probit模型回歸結(jié)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(nóng)民工返鄉(xiāng)對父代經(jīng)濟(jì)支持、家務(wù)支持和精神支持的影響。模型(9)核心解釋變量回歸系數(shù)不顯著,表明返鄉(xiāng)后農(nóng)民工對父代的經(jīng)濟(jì)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(shù)均顯著為正,表明子代農(nóng)民工返鄉(xiāng)后會增加對父代老年人的家務(wù)支持和精神支持,提供更多的生活照料和精神慰藉。進(jìn)一步分析顯示,返鄉(xiāng)變量對homework和spirit的平均邊際效應(yīng)分別為0.1307和0.2554,表明相較于不返鄉(xiāng),返鄉(xiāng)農(nóng)民工對父代家務(wù)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(nóng)民工返鄉(xiāng)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(jié)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(nóng)民工返鄉(xiāng)對農(nóng)村老年人健康水平的影響,返鄉(xiāng)變量的回歸系數(shù)顯著為正,說明農(nóng)民工返鄉(xiāng)會顯著提升老年人健康水平。進(jìn)一步計算前者對后者的平均邊際效應(yīng)和樣本均值處的邊際效應(yīng),發(fā)現(xiàn)平均邊際效應(yīng)結(jié)果為0.0295,即相較于不返鄉(xiāng),農(nóng)民工返鄉(xiāng)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(yīng)為0.0296,即相較于不返鄉(xiāng),農(nóng)民工返鄉(xiāng)使得老年人健康水平提高的概率增加2.96%,且兩種結(jié)果均在0.01水平上顯著。

表5 農(nóng)民工返鄉(xiāng)對農(nóng)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(nóng)民工返鄉(xiāng)對農(nóng)村老年人身體健康的影響。核心解釋變量回歸系數(shù)顯著為正,表明農(nóng)民工返鄉(xiāng)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(biāo)準(zhǔn)上驗證了農(nóng)民工返鄉(xiāng)對老年人身體健康具有的正向作用。進(jìn)一步分析顯示,返鄉(xiāng)變量對adl、badl和iadl的平均邊際效應(yīng)分別為0.0428、0.0359和0.0451,表明相較于不返鄉(xiāng),農(nóng)民工返鄉(xiāng)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(nóng)民工返鄉(xiāng)對其父母心理健康的影響。返鄉(xiāng)變量的回歸系數(shù)顯著為正,說明農(nóng)民工返鄉(xiāng)后,其父母的心理健康水平顯著改善。返鄉(xiāng)變量對psychology的平均邊際效應(yīng)為0.0415,意味著相較于不返鄉(xiāng),農(nóng)民工返鄉(xiāng)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(jié)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(jié)論,表明農(nóng)民工返鄉(xiāng)對老年人健康水平具備正向作用的結(jié)論較為穩(wěn)健。

農(nóng)民工返鄉(xiāng)對農(nóng)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(jīng)濟(jì)支持、家務(wù)支持和精神支持三種代際支持機(jī)制是否存在,本文基于式(4)至(6)的中介效應(yīng)模型,分別從身體和心理兩個層面展開機(jī)制檢驗。受篇幅限制,表6僅展示Hti取adl時的結(jié)果,用以代表身體健康層面,表7展示Hti取psychology時的結(jié)果,用以代表心理健康層面。結(jié)果顯示,農(nóng)民工返鄉(xiāng)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(jī)制檢驗結(jié)果

表7 心理健康機(jī)制檢驗結(jié)果

子女對老年人的經(jīng)濟(jì)支持、家務(wù)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(jīng)濟(jì)支持、家務(wù)支持和精神支持的回歸系數(shù)顯著為正,且平均邊際效應(yīng)分別為0.1326、0.0819和0.0847,意味著子女對老年人的經(jīng)濟(jì)支持、家務(wù)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(xiāng)變量對經(jīng)濟(jì)支持的正向作用不顯著,因此家務(wù)支持機(jī)制和精神支持機(jī)制是農(nóng)民工返鄉(xiāng)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(jīng)濟(jì)支持、家務(wù)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(jīng)濟(jì)支持、家務(wù)支持和精神支持的回歸系數(shù)顯著為正,且平均邊際效應(yīng)分別為0.1281、0.1255和0.1056,意味著子女對老年人的經(jīng)濟(jì)支持、家務(wù)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(xiāng)變量對經(jīng)濟(jì)支持的正向作用不顯著,因此家務(wù)支持機(jī)制和精神支持機(jī)制是農(nóng)民工返鄉(xiāng)影響老年人心理健康水平的重要渠道。

以上機(jī)制分析結(jié)果表明,雖然經(jīng)濟(jì)、家務(wù)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(nóng)民工返鄉(xiāng)對經(jīng)濟(jì)支持正向影響不顯著,所以農(nóng)民工返鄉(xiāng)主要通過提高子女對父母的家務(wù)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(zhì)性分析

生物學(xué)的常識認(rèn)為,老年人年齡的增長往往伴隨著身體機(jī)能的衰退,而身體機(jī)能又和心理健康息息相關(guān),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(tuán)結(jié)等理論也認(rèn)為,老年人健康水平會影響到子女行為,農(nóng)民工返鄉(xiāng)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(zhì)性的視角考察農(nóng)民工返鄉(xiāng)對老年人健康影響的差異。本文基于式(7)進(jìn)行異質(zhì)性分析,結(jié)果如表8所示,其中,模型(23)被解釋變量為前文構(gòu)建的adl,代表了身體健康,模型(24)被解釋變量為前文構(gòu)建的psychology,代表了心理健康。結(jié)果顯示,農(nóng)民工返鄉(xiāng)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(xiāng)和年齡較大交互項的平均邊際效應(yīng)分別為0.0379和0.0477,表明相較于1945年以后出生的老年人,農(nóng)民工返鄉(xiāng)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(zhì)性分析結(jié)果

5 結(jié)論與啟示

本文利用三期CLASS數(shù)據(jù),建立 Probit模型實證考察了農(nóng)民工返鄉(xiāng)的原因以及返鄉(xiāng)農(nóng)民工家庭代際支持與老年人健康之間的關(guān)系,主要得到如下結(jié)論:首先,新遷移理論下農(nóng)民工返鄉(xiāng)是家庭決策的結(jié)果,老年人健康變差,特別是停止工作,會同時提高農(nóng)民工外出的成本和返鄉(xiāng)的收益,因此農(nóng)民工返鄉(xiāng)的概率會有所提高;其次,不同類型返鄉(xiāng)農(nóng)民工對父代的代際支持存在差異,家庭決策下返鄉(xiāng)農(nóng)民工會提高對父代的家務(wù)支持和精神支持,經(jīng)濟(jì)支持的變化則不明顯;此外,經(jīng)濟(jì)支持、家務(wù)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(xiāng)對代際經(jīng)濟(jì)支持的正向作用不明顯,因此農(nóng)民工返鄉(xiāng)改善農(nóng)村老年人身心健康的主要機(jī)制為家務(wù)支持和精神支持;此外,異質(zhì)性分析表明,農(nóng)民工返鄉(xiāng)會顯著提高高齡老年人的健康水平。

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