宋嘉豪，鄭家喜，汪為

(1 中南財經政法大學 工商管理學院，湖北 武漢430073；2 四川農業(yè)大學 管理學院，四川 成都 611130)

1 研究背景

2000年全國第五次人口普查數據顯示，中國60歲及以上人口比例為10.33% (國務院人口普查辦公室，2001)。2017年全國老齡辦數據顯示，中國60歲以上老年人口達2.41億人，占總人口比例達17.3%。根據聯(lián)合國定義的標準，60歲及以上人口比例達到10%即進入老年型社會，由此可見，中國2000年已步入老年型社會，且人口老齡化程度日趨嚴重，老年人的生活和生存問題已成為中國當前難以回避的重要問題?！袄嫌兴B(yǎng)、老有所依”是對老年人暮年幸福生活的憧憬(范國斌等，2018)。但伴隨著工業(yè)化與城鎮(zhèn)化的不斷演進，市場經濟的不斷發(fā)展，勞動力的大規(guī)模外流顛覆了“父母在，不遠游”的傳統(tǒng)孝道觀念，傳統(tǒng)的家庭養(yǎng)老功能遭到削弱，對于退休金、養(yǎng)老保險等正規(guī)化養(yǎng)老體系相對薄弱的農村地區(qū)而言，老年人的貧困問題更成為當前亟待解決的重要問題。

近年來，在養(yǎng)老無保障、生活照料無依靠等多重壓力下，中國農村老年人收入貧困問題日趨嚴峻，如果再考慮到老年人的健康貧困、生活水平等多維貧困指標，老年人福利狀況可能更加低下(解堊，2015)。中國自古強調“養(yǎng)兒防老”，在現(xiàn)今農村老年人貧困問題如此嚴峻的背景下，我們不禁發(fā)問：養(yǎng)兒還能否防老？代際互動對農村老年人多維貧困狀況是否存在影響？應采取何種政策措施以緩解中國農村老年人多維貧困？對于上述問題，亟待展開系統(tǒng)性研究，從而制定解決農村老年人多維貧困的針對性措施。

2 文獻綜述

中國《老年人權益保障法》明確“老有所養(yǎng)、老有所醫(yī)、老有所為、老有所學、老有所樂”是國家和社會保障老年人合法權益的應有狀態(tài)，但由于種種原因，部分老年人的晚年生活無所依靠，甚至會因得不到應有的贍養(yǎng)而陷入貧困。尤其是在廣大的農村地區(qū)，老年人經濟贍養(yǎng)、生活照料、醫(yī)療保健等保障尚未完善，在農村人口老齡化程度迅速加深、鄉(xiāng)—城人口遷移規(guī)模不斷增長的背景下，家庭養(yǎng)老功能逐漸弱化，農村老年人貧困已經成為不容忽視的問題(王瑜，汪三貴，2014)。針對中國農村老年人貧困問題，國內外學者作出了較為系統(tǒng)的研究，相關研究主要包含三個方面：

一是對中國農村老年人貧困現(xiàn)狀和特征的描述。喬曉春等(2006)發(fā)現(xiàn)，在中國的老年人口中,女性貧困人口大大多于男性;高齡老年人的貧困比例高于低齡老人貧困的比例；受教育程度低的老年人,遭受貧困的風險明顯高于受教育程度高的老年人;農村老年人貧困的比例高于城市老年人貧困的比例。王小林等(2012)發(fā)現(xiàn)，2006年中國農村老年人收入貧困發(fā)生率為9.7%，但是從主觀福利貧困的角度觀察，中國農村老年人貧困發(fā)生率要高得多。王金營和楊茜(2014)采用貧困—富裕度指數對“河北省貧困地區(qū)人口抽樣調查”數據進行測度，發(fā)現(xiàn)超過半數的老年人家庭是貧困家庭。柳如眉和柳清瑞(2016)認為人口老齡化及老年女性比重較高增加了老年貧困的概率。

二是對農村老年人貧困影響因素的探究。王琳和鄔滄萍(2006)通過文獻整理和實證分析發(fā)現(xiàn)傳統(tǒng)上導致農村老年貧困的農民收入來源單一化、代際轉移支付能力弱、公共轉移支付能力接近于零等原因繼續(xù)起作用，人口規(guī)模、素質、結構、分布的變化將加大消除農村老年貧困化的難度；王瑜和汪三貴(2014)通過“中國健康與養(yǎng)老追蹤調查”(CHARLS)數據對農村老年人收入、心理和健康三個維度貧困做了影響因素分析，并認為子女數量對老年人的經濟貧困和心理貧困都有著顯著的影響，無退休金的老年人陷入經濟貧困的風險比是有退休金老人的22倍；于長永(2018)基于2013年新疆11個地市州農村調查數據的實證分析，認為慢性病對農村老年人貧困具有顯著的正向影響。

三是探索社會福利對農村老年人這一群體的減貧效果。袁蓓等(2011)在對海南省農村老年人勞動參與、居住和生活狀況實地調查的基礎上，以家庭內資源配置為切入點對農村家庭養(yǎng)老保障效果進行實證研究，其認為社會保障在一定程度上擠出了子女對老年父母的供養(yǎng)，不健全的農村社會養(yǎng)老保險制度甚至會加深老年人的貧困狀況；解堊(2015)認為最低生活保障沒有降低農村老年人的貧困，相反會增加農村老年人的貧困，居民養(yǎng)老保險顯著地降低了農村老年人的貧困。柳如眉，柳清瑞(2016)認為中國應借鑒德國經驗，應完善多支柱模式并逐步擴大第二支柱比重、養(yǎng)老保險參量改革、建立老年低收入群體收入保護機制、建立健全老年社會救助制度等措施，以有效規(guī)避老年貧困風險。

然而，根據Sen(1999)的可行能力理論，個體的福利并不能僅從消費或收人單一維度進行測量，而需要從可行能力和自由的多個維度進行考察。按照這一理論邏輯，農村老年人的貧困問題也應從多維度進行考量。因此，國內外學者將傳統(tǒng)的單一維度貧困研究上升到多維貧困研究，其中部分學者針對農村老年人這一群體展開多維貧困研究(Alkire,S．，and J，F(xiàn)oster．，2007；王小林，Sabina Alkire，2009；王小林等，2012；王春超，葉琴，2014；張曉穎等，2016；解堊等，2017)。學者們探討老年人多維貧困問題主要從不同群體的維度指標選取、多維貧困測算與多維貧困的影響因素等方面展開，學界針對農村老年人多維貧困維度的選取較為一致，所選取的維度主要包括經濟收入、生活質量、健康狀況等(解堊，2017；高翔，王三秀，2018)。關于農村老年人多維貧困影響因素的探究，樂章和劉二鵬(2016)認為家庭收入、子女的資源供給等家庭稟賦因素以及公共醫(yī)療服務可及性、養(yǎng)老金都會影響農村老年人多維貧困的發(fā)生。高翔和王三秀(2018)認為個體的社會參與、家庭結構對農村老年人多維貧困具有顯著影響?？梢钥闯?，盡管現(xiàn)階段農村老年人多維貧困影響因素的研究有所差異，但學者們一致認為農村老年人多維貧困受到來自代際層面的影響。

伴隨著中國城鎮(zhèn)化進程加劇，由于現(xiàn)代生活節(jié)奏變快，自我價值實現(xiàn)理念重視和對經濟利益的追逐等多重原因，養(yǎng)老的“機會成本”(金錢、時間等)大幅上升，致使傳統(tǒng)孝文化難以維系。傳統(tǒng)孝文化的式微和農村勞動力流出又進一步促使城鄉(xiāng)間代際的“反饋”成本上升，道德約束漸弱，農村代際關系平衡被打破，農村家庭養(yǎng)老功能減弱(郭于華，2001)。與此同時，長期的城鄉(xiāng)二元經濟體制使得中國農村發(fā)展相對滯后，養(yǎng)老金體制的不完善和社會化服務體系的不健全更進一步惡化了農村養(yǎng)老環(huán)境(吳海濤，宋嘉豪，2017)。費孝通將中國子代的養(yǎng)老行為概括為反饋模式，即回饋親代的撫育之勞，這也就意味著中國的代際關系是撫育—贍養(yǎng)關系和交換關系的并存(王躍生，2012)。因而，家庭養(yǎng)老對農村老年人多維貧困的影響需要通過衡量代際關系、代際互動的指標作為媒介，而不僅僅是通過子女數量、子女工作地點等指標。

綜合上述，以上研究極大地豐富了中國農村老年人貧困問題研究體系，并為后續(xù)探索與中國國情相適的農村老年人減貧政策奠定了基礎。但以往文獻仍在兩方面存在不足：一是當前對于農村老年人多維貧困的研究仍較為單??；二是少量針對農村老年人多維貧困及其影響因素的研究忽視了來自代際互動的影響。鑒于此，本文擬在測量中國農村老年人多維度貧困狀況的基礎上，進一步探究代際互動對中國農村老年人多維貧困狀況的影響，為制定緩解農村老年人多維貧困的針對性措施提供理論參考。

3 研究設計

3.1 研究假設

結合以往的文獻研讀和現(xiàn)有的數據資料，本文擬選取經濟水平、生活質量和健康狀況3個維度下7個指標來測度農村老年人多維貧困狀況，并在驗證子女數量對農村老年人多維貧困的影響后進一步探究代際互動對農村老年人多維貧困的影響。本文提出如下假設：

假設1：農村老年人口存在除消費或收人單一維度外的貧困。

假設2：養(yǎng)兒能夠防老，子女數量對農村老年人多維貧困具有顯著影響。子女數量越多農村老年人陷入多維貧困的可能性越低。

假設3：養(yǎng)兒能夠防老，子女與父母間的代際互動對農村老年人多維貧困具有顯著影響。存在有子女代際互動的農村老年人，其陷入多維貧困的概率低于與子女不存在代際互動的農村老年人。

3.2 數據來源

本文采用的數據為2014年中國老齡人口健康狀況調查數據(CLHLS)，該數據來源于北京大學中國經濟研究中心、北京大學老齡健康與家庭研究中心以及美國杜克大學于2014年聯(lián)合開展的一項大規(guī)模調查，調查涵蓋了全國23個省(自治區(qū)、直轄市)的7000多個樣本，數據的調查內容包括被訪者的家庭情況、經濟狀況、生活狀況、健康狀況以及社會福利水平等。根據本文的研究需要，我們剔除了無效樣本和關鍵變量缺乏樣本，剩余5837個微觀樣本。

3.3 分析方法

本文的研究目的在于探究代際互動對老年人多維貧困的影響，分析方法主要采用多維貧困指數測度方法和Probit回歸分析方法。

根據Alkire和 Foster(2007)基于貧困剝奪計數的多維貧困指數測度方法，將調查的每個樣本在不同維度的觀察結果記為yij(i=1，2，3，…n；j=1,2,3，…d)，表示家庭i在維度j上的取值，構成一個n×d維矩陣：

對每個維度的貧困識別定義一個剝奪臨界值zj(zj>0)，表示在第j個維度的貧困線。對矩陣Y，可以得到矩陣gij：

接著，設定權重對gij矩陣進行賦權，本文的賦權方法采用了目前學者廣泛采用的維度等權重賦權方法(王小林，Sabina Alkire，2009；鄒薇，方迎風，2011；王春超，葉琴，2014；張全紅，周強，2015；汪為等，2018)。具體來說，定義W表示維度d的權重行向量，其元素Wj(Wj∈W′)表示維度j的權重，各維度權重的和等于d。

然后，對個體各維度進行識別，以k表示維度的臨界值，∑ci表示個體i被剝奪維度權重之和，并與k值進行比較，得到貧困剝奪個體數矩陣Pk，當ci≥k時，Pk(yi;z)=1，當 ci

根據Alkire和Foster 2007年提出的修正 FGT 的多維貧困測量方法，多維貧困指數M0=μ(g0(k))=HA。其中g0(k)是將剝奪矩陣中所有非貧困個體的行元素全部用0替代后所得的新矩陣，μ是g0(k)中各個元素的平均值。M0最后可表示為由H(貧困發(fā)生率)和A(平均剝奪份額)兩部分的乘積。

最后，在測算結果基礎上判定老年人是否存在多維貧困，因變量被確定為二分變量，即農村老年人是否存在多維貧困(存在多維貧困=1，不存在多維貧困=0)，所以本文適合采用Probit回歸模型，回歸模型可表示為：

3.4 維度指標選取

不同群體的多維貧困研究，其維度的選取存在差異。吳海濤等(2013)選取教育、收入、消費、閑暇、健康和決策權等6個維度對農村家庭女性成員進行了度量和分析。王春超和葉琴(2014)對農民工群體的多維貧困研究選取了收入、健康、教育、醫(yī)保4個維度。張曉穎等(2016)對北京市從業(yè)的家政服務業(yè)流動婦女的多維貧困測量，選取了收入、教育、健康、生活水平和社會融入5個維度?；谌祟愗毨е笖?HDI)、人類發(fā)展指數(HPI)并結合國內農村老年人群體的特殊性，本文參照已有研究，選取經濟水平、生活質量和健康狀況3個維度(解堊，2015、2017；高翔，王三秀，2017)。這3個維度分別對應經濟貧困、福利貧困和能力貧困三個方面的貧困，經濟水平對應經濟貧困，生活質量對應福利貧困，健康狀況對應能力貧困，結合CLHLS數據特征，各個維度選取及指標賦值如下：

3．4．1 經濟水平

本文選取經濟來源是否夠用和在當地的相對消費水平反映經濟水平維度狀況。在多維貧困的相關研究中，通常選取人均年純收入與臨界值(當年貧困線)的比較來判定經濟維度的貧困(王春超，葉琴，2014；郭熙保，周強，2016；汪為等，2018)。然而，長期的城鄉(xiāng)二元經濟體制使得中國農村發(fā)展相對滯后，加上中國退休制度和農村社會保障現(xiàn)狀，老年人經濟收入來源具有不確定性，并且難以測量，不能用固定的人均收入指標衡量(吳海濤，宋嘉豪，2017)。針對這種情況，學術界對農村老年人多維貧困經濟維度的測算選用“生活來源是否夠用”這種主觀評價指標(樂章，劉二鵬，2016；高翔，王三秀，2017)?？紤]到數據的可獲得性，本文在經濟水平維度上選取收入是否夠用作為衡量指標。同時，從相對貧困的角度考慮，本文加入受訪者在當地的消費水平來考量受訪者經濟狀況。

3．4．2 生活質量

本文選取住房條件、生活燃料和飲用水三個指標。具體來說，以是否具有單獨臥室作為居住狀況的衡量標準；以是否使用天然氣、煤氣、電磁爐、太陽能等清潔燃料作為判定生活燃料是否貧困的標準；以是否飲用清潔水源來衡量飲用水是否存在貧困。

表1 維度、指標、臨界值及權重設定

3.4．3 健康狀況

老年人群體的特殊性使得在研究老年人貧困時，不得不考慮其健康狀況。國內常用的生活質量指標( QWB)對數據要求較高，鑒于此，許多學者使用相對容易獲得的自評健康變量(趙忠，侯振剛，2005；劉一偉，2018)。本文同樣采用自評健康變量，選取身體健康程度、精神孤獨程度兩個指標衡量老年人健康狀況。一方面，精神孤獨是情感缺失的表現(xiàn)，傳統(tǒng)家庭結構和居住習慣下，老年人和子女間大多為贍養(yǎng)關系，居住方式通常為共同居住(任強，唐啟明，2014)。然而，現(xiàn)如今社會多元化不斷加劇，家庭結構不斷發(fā)生變化，家庭規(guī)模逐漸縮小，與子女共同居住的習慣也在不斷發(fā)生改變。另一方面，戶籍制度限制的放寬、經濟發(fā)展水平的差異促使了人口流動和轉移，加之喪偶、離異等情況，越來越多老年人處于獨居的狀態(tài)，產生孤獨感。鑒于此，本文選取衡量身體健康程度的自評健康變量和體現(xiàn)農村老年人感情缺失的精神孤獨作為衡量健康水平維度的指標。

本文多維貧困測算的維度與指標選取、臨界值與權重詳見表1。

3.5 變量描述

3.5.1 被解釋變量的測算

本文選取的被解釋變量為農村老年人多維貧困，即農村老年人是否存在多維貧困，因而將K=2作為判定標準，當K=2時樣本中農村老年人存在至少2個維度的貧困，即存在多維貧困賦值為1；相反，則老年人不存在貧困狀況或僅存在單一維度的貧困狀況，此時賦值為0。根據前文所介紹的A—F多維貧困指數測度方法和維度指標選取，通過Stata13.0軟件對2014年中國老齡人口健康狀況調查(CLHLS)數據的測算，得出表2農村老年人多維貧困指數。

表2 農村老年人多維貧困指數

由表2可知，當K=1時，即樣本中農村老年人存在至少1個維度的貧困，貧困發(fā)生率為81.65%，這表明絕大多數的農村老年人存在貧困問題，此時平均貧困剝奪值為0.2938，多維貧困指數為0.2399。當K=2時，即樣本中農村老年人存在至少2個維度的貧困，貧困發(fā)生率為24.79%，這表明樣本中有24.79%的農村老年人存在多維貧困，平均貧困剝奪值為0.5169，多維貧困指數為0.1281。當K=3時，貧困發(fā)生率為3.73%，這表明存在全部3個維度貧困的農村老年人較少，僅為3.73%，此時平均貧困剝奪值為0.7803，多維貧困指數為0.0291?？梢钥闯?，隨著維度的增加，貧困發(fā)生率不斷下降，平均貧困剝奪值在不斷上漲，最終使得多維貧困指數MPI逐漸降低，這主要是由于貧困發(fā)生率的下降幅度要遠遠大于平均剝奪份額的上漲幅度。

表3 各指標對農村老年人多維貧困的貢獻率與單維指標貧困發(fā)生率

各指標對農村老年人多維貧困的貢獻率與單維指標貧困發(fā)生率如表3所示，當K=1和K=2時，即樣本中農村老年人存在至少1個維度和2個維度的貧困時，生活質量維度中的燃料使用情況貢獻率最高，分別為67.14%和51.16%，生活質量維度中的住房條件指標貢獻率最低分別為7.93%和8.16%。當K=3時，在所有指標中，住房條件指標貢獻率最低，僅為7.05%，貢獻率最高的指標發(fā)生了變化，由燃料使用情況變?yōu)榻洕鷣碓词欠駢蛴?，此時經濟來源是否夠用、在當地的相對經濟水平、燃料使用情況與精神孤獨狀況4個指標貢獻率相近，均接近40%。單維指標貧困發(fā)生率最高的為生活質量維度的燃料使用情況，發(fā)生率為48.33%，發(fā)生率最低的為住房條件這一指標，僅有5.7%。

3.5.2 自變量的選取與描述性統(tǒng)計

根據前文所述，本文主要探究代際互動對農村老年人多維貧困的影響，因而所選取的變量主要包含以下方面：

一是以農村老年人個體特征、家庭特征為主的控制變量。本文主要考察的是代際互動對農村老年人多維貧困的影響，需要將刻畫個體特征、家庭特征的變量作為控制變量。根據相關研究和數據的可獲得性，本文個體特征主要選取農村老年人年齡、性別、文化程度、性格和婚姻狀況等變量，家庭特征主要選取家庭收入的對數、家庭遷徙和老年人在家中的地位、子女數量等變量。

二是衡量代際互動的變量。基于抽樣調查數據研究，部分學者認為，代際互動依循“反饋模式”，成年子女與父母在經濟支持、情感慰藉等方面是否存在密切互動關乎老年人的生活質量(楊菊華，李路路，2009；徐琴，2011；劉汶蓉，2016；李春華，吳望春，2017)?；谥袊淆g人口健康狀況調查數據(CLHLS)指標設定等原因，本文選取經濟互動與情感互動相關變量來衡量代際互動。其中，經濟互動通過老人是否與子女間存在金錢往來判定，老年人與子女間存在經濟互動，即存在子女給老年人經濟支持或老年人給子女經濟支持的行為，則賦值為1，反之賦值為0；情感互動通過老年人與子女間是否經常見面交流來判定，老年人與子女間存在情感互動為1，不存在情感互動則賦值為0。

表4 主要變量的含義與描述性統(tǒng)計

4 實證結果分析

本文使用Stata13.0測算了多維貧困指數，并進一步采用Probit回歸探討了代際互動對農村老年人多維貧困的影響。

4.1 代際互動對農村老年人多維貧困的影響

在多維貧困測算基礎上，本文選取K值為2時農村老年人是否存在多維貧困作為因變量，其為二分變量，即農村老年人是否存在多維貧困(存在多維貧困=1；不存在多維貧困=0),在模型一中僅加入代際互動變量，對比模型一，模型二中增加了以個體特征變量和家庭特征變量為主的控制變量，模型的參數回歸結果如表5所示。由表5可知：

(1)在個體特征變量中，農村老年人的文化程度和性格對其是否陷入多維貧困具有顯著的負向影響。老年人文化程度越高即受教育年限越長，其陷入多維貧困的可能性將越低，這主要是因為教育提升了人力資本，對長期收入水平產生正向影響，收入的增加相應地提升了生活質量，從而降低了陷入貧困的可能性。同時相關研究發(fā)現(xiàn)父母的受教育年數會對子女的受教育程度產生影響，并產生代際經濟連鎖效應(薛進軍，高曉淳，2011)。這也會對農村老年人經濟收入、健康狀況和生活質量產生影響，并通過子女作用進一步影響其陷入多維貧困的可能性。其次，農村老年人的性格與其多維貧困狀況呈顯著的負向影響，也就是說，老年人性格越開朗，其陷入多維貧困的可能性就越低?？赡艿慕忉屖牵夏耆说慕】禒顩r與其性格心理有關，心胸開闊、性格溫和是長壽者的共同特征(翟德華，陶立群，2004)。性格特征對收入和生活質量也有一定的影響，這主要是因為性格開朗對新鮮事物的接受能力更強，勇于創(chuàng)新，同時性格開朗、與人為善會擁有更強的社會資本，并進一步影響收入水平(李平，朱國軍，2014；馬汴京，蔡海靜，2014)。

(2)在家庭特征中，家庭收入對數、家庭地位、子女數量均對老年人多維貧困具有顯著的負向影響?？赡艿慕忉屖牵彝ナ杖朐礁?，代表經濟水平越高，則可用于老年人改善生活質量、健康狀況的資金也越多，陷入多維貧困的可能性越小。在家庭中地位高，在經濟上能夠做主的農村老年人相較于家中地位低不能做主的老年人，在提高自己生活質量、關注自身健康的相關支出上有更大的話語權，因而經濟水平、生活質量和健康狀況較好，陷入多維貧困的可能性更低。子女數量與老年人貧困狀況具有顯著的負相關，子女數量越多老年人陷入多維貧困的可能性就越低，假設2得到驗證?？赡艿脑蚴巧鐣Ｕ象w制的不健全使得子女依然是農村老年人的主要養(yǎng)老保障，由于勞動能力的弱化甚至喪失，老年人的經濟收入、生活質量和健康狀況很大程度上受子女經濟支持、生活照料的影響，子女數量越多，老年人受到子女供養(yǎng)、照料的可能性和照料質量就越高，陷入多維貧困的可能性就越低。

表5 代際互動對農村老年人多維貧困的影響

(3)在代際互動變量中，模型一中經濟互動與情感互動均具有顯著影響，在模型二中，結果相同，因而可以得出結論：代際互動對農村老年人多維貧困具有緩解作用，主要通過經濟互動與情感互動來實現(xiàn)。與子女間不存在經濟互動與情感互動的老年人相較于與子女間存在代際互動的老年人更容易陷入多維貧困，假設3得到印證?？赡艿慕忉屖?，農村青壯年勞動力的流出改變了家庭養(yǎng)老的傳統(tǒng)，家庭關系可能因流動與留守間的對立而弱化，同時農村家庭子女與父母間經濟上有無轉移支付，情感上有無交流，一定程度上反映了家庭關系的親疏。存在代際互動的家庭，子女與父母間的感情可能更為親近，子女對父母的關心程度越深使得其用于父母生活水平和生活質量改善的投入就可能越多，加之時常的看望與交流會提升家庭對老年父母健康問題的關注度，避免“小病拖成大病”，因而代際互動對農村老年人多維貧困具有緩解作用。

4.2 穩(wěn)健性檢驗

為了進一步檢驗代際互動對農村老年人貧困的影響，本文選用傾向值匹配方法(PSM)來減小選擇性偏誤以及克服模型本身可能存在的內生性問題(解堊，2015)，以更準確的衡量代際互動對農村老年人多維貧困的影響。ATT效應估計是指存在子女代際互動的農村老年人個體假設其如果沒有代際互動對多維貧困變化的影響，即存在下式：

ATT=E(Yi,1|Ti=1)-E(Yi,0|Ti=1)

表6 樣本匹配前后特征變量變化情況(近鄰匹配)

傾向值匹配方法(PSM)存在兩個階段：一是根據可觀測變量測算傾向值，二是利用近鄰匹配、卡尺匹配與核匹配等匹配技術對傾向值進行匹配測得代際互動變量的ATT效應。本文選取表4中的部分個體特征和家庭特征變量(性別、文化程度、性格、婚姻狀況、家庭收入對數、家庭遷徙、子女數量)作為特征變量選用參數估計Probit，利用近鄰匹配(Neighbor)、卡尺匹配(Radius)、核匹配(Kernel)等匹配方法計算代際互動變量(經濟互動、情感互動)對農村老年人多維貧困的ATT效應。根據上述傾向匹配過程，使用Stata13.0進行處理。表6—表8列出了近鄰匹配(Neighbor)、卡尺匹配(Radius)、核匹配(Kernel)等匹配方法在進行樣本匹配前后特征變量的變化情況，根據相關研究，通常將匹配后標準偏差的絕對值等于10作為匹配效果的判定標準，匹配后標準偏差的絕對值小于10則匹配效果較好(陳強，2016；劉二鵬，張奇林，2018)。由表6—表8可知，在匹配前特征變量的平均標準偏差多數大于10，特征變量在組間存在較為明顯差異，會引起估計偏差，匹配后，兩組樣本特征變量的標準偏差均有明顯降低，標準偏差的絕對值小于10，這說明各個特征變量的均值相差非常小，樣本間的特征差異得以較大的消除，匹配效果較好。

表7 樣本匹配前后特征變量變化情況(卡尺匹配)

表8 樣本匹配前后特征變量變化情況(核匹配)

表9 平均處理效應估計結果

為了保證估計結果的穩(wěn)健性，本文分別使用近鄰匹配(Neighbor)、卡尺匹配(Radius)、核匹配(Kernel)對代際互動(經濟互動與情感互動)的農村老年人多維貧困減緩平均處理效應進行評估。表9的平均處理效應估計結果顯示，在匹配前，經濟互動在5%的顯著性水平上使農村老年人多維貧困的發(fā)生率降低了5%左右。在匹配完成后，經濟互動的減貧效應依然較為顯著，且緩解程度保持在3%至5%這一范圍。在匹配前，情感互動在1%的顯著性水平上使農村老年人多維貧困的發(fā)生率降低了16%左右。在匹配完成后，經濟互動的減貧效應依然較為顯著，且緩解程度保持在11%至14%這一范圍。以上結果進一步支持了實證分析的結論，即代際互動對農村老年人多維貧困具有顯著緩解作用。

5 結論

本文基于2014年CLHLS數據測算了農村老年人在經濟水平、生活質量和健康狀況3個維度的多維貧困狀況，并采用Probit模型探討了代際互動對農村老年人多維貧困的影響。多維貧困測算結果顯示，絕大多數的農村老年人存在貧困問題，樣本中有24.79%的農村老年人存在多維貧困(超過1個維度的貧困)，處于全部3個維度貧困狀態(tài)的農村老年人較少，僅為3.73%。同時，隨著維度數量的增加，農村老年人多維貧困發(fā)生率不斷下降，平均貧困剝奪值不斷上升，多維貧困指數MPI逐漸降低，這主要是由于多維貧困發(fā)生率的下降幅度遠遠大于平均剝奪份額的上漲幅度。在代際互動變量中，經濟互動與情感互動均對老年人多維貧困具有顯著的影響，并采用傾向值匹配方法(PSM)進行穩(wěn)健性檢驗，進一步加強代際互動對農村老年人多維貧困具有緩解作用這一結論的說服力。

當前中國老齡化程度不斷加深，對于青壯年勞動力不斷流出的農村地區(qū)更是如此，勞動力的外流不僅加劇了農村地區(qū)老齡化更打破了傳統(tǒng)的農村居住與養(yǎng)老模式。青壯年勞動力的流動與年邁父母留守間的對立使得代際間的情感維系成為影響老年人貧困的重要因素。2019年中央一號文件所指出的孝道式微、老無所養(yǎng)的不良風氣正是代際間互動減少、情感弱化的結果。因而，促進代際互動將是緩解農村老年人多維貧困的有效途徑。具體可以從三方面入手：一是政府應積極推進鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃落實，以城鄉(xiāng)融合、鄉(xiāng)村產業(yè)發(fā)展等途徑促進農民工回流，以空間距離的縮小來提高代際間互動的可能性，從而加強代際間的情感維系，緩解老年貧困；二是加強農村“孝文化”重塑，以“孝子孝女”典型事例宣傳等形式重構“尊老、愛老、孝敬父母”的社會風氣，以社會風氣和輿論引導子女對父母敬孝，強化家庭養(yǎng)老功能以此降低農村老年人陷入多維貧困的風險；三是構建完整有效的農村老年人關愛服務體系與社會保障體系，以社會服務與社會保障等舉措補足家庭養(yǎng)老的缺位，以此來減緩農村老年多維貧困。