老年家庭的經濟脆弱性范文

本站小編為你精心準備了老年家庭的經濟脆弱性參考范文，愿這些范文能點燃您思維的火花，激發您的寫作靈感。歡迎深入閱讀并收藏。

《人口與發展雜志》2014年第二期

1方法與數據

1．1方法

1．1．1VEP(VulnerabilityasExpectedPoverty)方法該方法采用Chaudhuri(2003)、Chaudhuri(2002)的分析框架評估脆弱性，在家庭層面數據可得的情況下，家庭i在時間t的脆弱性水平由下式測度:其中，Xi代表一些家庭及戶主的特征變量，比如家庭人口、戶主的年齡、性別、受教育程度等。Chaudhuri(2002)討論了計算脆弱性時門檻值的敏感性問題，本文計算的VEP采用Chaudhuri(2002)建議的0．5脆弱性門檻值，即家庭的脆弱性水平超過50%時視為脆弱性家庭。

1．1．2VEU(VulnerabilityasExpectedUtility)方法Ligon(2003)將特定時段的脆弱性定義為確定性等價效用與家庭期望效用之差:

1．2數據本研究使用的數據取自“中國健康和營養調查”(CHNS)數據集。該調查覆蓋9個省(遼寧、黑龍江、山東、江蘇、河南、湖北、湖南、廣西、貴州)的城鎮和農村，采用多階段分層整群隨機抽樣方法。從1989年開始，該調查迄今已進行了8次(1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年及2009年)，雖然這一調查不是專門為研究貧困問題而設計的，但調查中包括了收入、家庭及個人特征的信息，為我們研究貧困的脆弱性提供了可能。本文選取了2006、2009年兩輪調查都參與的家庭，沒有采用更長年份的數據，一方面是因為年份越長樣本的數量下降越快，另一方面也是考慮到研究的時效性問題。為研究老年家庭經濟脆弱性及貧困問題，剔除掉了戶主小于60歲的家庭，得到了一個904戶家庭兩年共1808個樣本。另外，本文計算VEU效用將不是定義在消費上，而是定義在收入上，這樣處理是考慮到CHNS數據搜集的消費數據比較粗糙(比如無法得到食品支出一類的消費)。CHNS調查提供了家庭凈收入的計算數據，它等于家庭總收入減去家庭總支出，家庭總收入由以下部分組成，家庭小手工業和小商業收入、家庭漁業收入、家庭養殖收入、家庭農業收入、家庭果菜園收入、退休金收入、非退休的工資收入、補助收入、其他收入。家庭總支出包括家庭小手工業和小商業支出、家庭漁業支出、家庭養殖支出、家庭農業支出、家庭果菜園支出。雖然這里的家庭凈收入概念與傳統的凈收入概念有一些不同，但因為該調查的家庭支出項中并沒有包括全部的家庭支出數據，所以，本文退而求其次使用了CHNS調查的家庭凈收入定義。家庭人均收入用按CPI折算到2009年家庭總收入除以家庭規模計算得到。另外，本文中的貧困線采用1．25美元標準。養兒防老、家庭養老觀念在一些地區中依然盛行(農村尤其如此)，子女給予父母的經濟幫助可能給老年家庭的收入提升提供了保障，本文家庭控制變量中增加了代際間向上流動的私人轉移支付即子女給予父母的經濟幫助變量，進而考察私人轉移支付對老年家庭經濟脆弱性、貧困的影響。本文使用的控制變量及其均值描述參見表1。

2實證分析

2．1VEP經驗分析這一部分脆弱性測度是基于VEP方法做出的。我們根據式(4)和式(5)計算出每一年份的收入均值及其方差，而且，我們還使用面板數據的GLS方法進行回歸從表2中可以看出，戶主教育程度低、戶主不工作、家庭規模大、家庭中領取養老金人數少、居住中西部地區者其陷入貧困的概率較高。有趣的是，年齡變量除在2009年對對數收入有比較顯著的負向影響外，在2006年及面板數據的GLS回歸中，雖然表現出了戶主年齡越大其對數收入越低的傾向，但均不顯著。男性戶主比女性戶主更不容易陷入貧困，但該結論在2006年并不明顯成立。在婚戶主比非在婚戶主的收入低(2006年該變量并沒有表現出顯著性)。代際間向上流動的私人轉移支付對貧困的影響方向并沒有明確的答案，比如，2006年，該變量對對數收入的影響系數為負號，而在2009年及面板數據回歸中，該變量的系數又轉為正向，其對收入影響的不確定性產生的原因可能是轉移支付數量較少，在老年家庭收入中占比較低引致的。城鄉變量對對數收入的影響并不都是顯著的。表2還顯示，家庭中領取退休金人數較多者其收入的方差在下降，這可能說明領取退休金人數較多的家庭有更平穩的收入流，收入風險下降。值得指出的是，在2006年，代際間向上流動的私人轉移支付比較顯著地降低了老年家庭的收入方差，說明這種私人轉移支付可能為老年家庭收入提供了一些“保險”作用。下面轉向對每個年份每個家庭VEP的測度計算，如果某個家庭收入將來陷入貧困線以下的概率超過50%，那么，該家庭即被認為是經濟脆弱性的家庭。表3匯報了2006－2009年貧困與脆弱性的情況，在2006年，我們預測44．8%的家庭在2009年將陷入貧困(概率超過50%)，2009年的實際貧困人口為23．34%。表3還顯示，雖然并非所有的貧困家庭都是經濟脆弱性家庭，但貧困家庭陷入經濟脆弱性的概率較高，比如2006年，貧困家庭的61%是經濟脆弱性家庭，2009年39%的貧困家庭是經濟脆弱性家庭。另外，24%－35%的非貧困家庭是經濟脆弱性家庭，這說明反貧困政策中不僅應包括減緩當前貧困的措施，還應包括預防貧困策略，同時，也說明減少經濟脆弱性和減少貧困的策略并不完全相同。表4匯報了2006－2009年分組的貧困與脆弱性情況，從表4的時間序列比較上可以發現，無論如何定義分組標志，貧困和脆弱性都顯示出了如下規律:貧困與脆弱性隨時間增加均呈現下降態勢，而且，每個年份的經濟脆弱性基本上都比貧困人口率高。農村的經濟脆弱性和貧困均高于城市;中西部地區的經濟脆弱性和貧困高于東部地區;除2009年收到子女私人轉移支付的家庭和未收到私人轉移支付的家庭在經濟脆弱性上相等以外，收到子女給的私人轉移支付的家庭貧困及脆弱性反而比未收到的高，這可能是子女給予父母的經濟幫助是象征性的，其對老年家庭收入的提升只起到了杯水車薪的作用;老年家庭中沒有領取養老金的人其貧困及脆弱性遠遠高于家庭中有領取養老金者，老年家庭中有兩人領取退休金者其貧困及脆弱性幾乎下降到0，這也說明社會保障在老年家庭中發揮著極其重要的作用;以老年人為戶主的大家庭型態的貧困及脆性性遠高于小家庭型態的貧困及脆弱性;隨著戶主教育程度提高到大專以上，2009年老年家庭的貧困及經濟脆弱性的數值為0;年紀較輕的老人和高齡、甚高齡老人的貧困及脆弱性難以找到明確的比較結論;戶主是否工作與年齡分組的結果也大致相同。

2．2VEU經驗分析表5顯示了把平均脆弱性(VEU)分解為平均貧困(P)、平均協同性風險(AR)、平均異質性風險(IR)和平均不可解釋風險(UR)等四部分的分解結果。表5第一行的第二列VEU的數值為3．1486，說明如果不存在收入風險和不平等，那么老年家庭的平均效用將會提高314．86%。其中不平等減少脆弱性的貢獻為5．6%，老年家庭受到了正向的收入不平等的沖擊，老年家庭人均收入的基尼系數從2006年的0．55下降到2009年的0．51，收入不平等的改善也可以從圖1的2006－2009年洛倫茲曲線圖中反映出來。而風險因素增加脆弱性的貢獻為105．6%，風險因素對脆弱性的貢獻在絕對數值上遠遠大于不平等對脆弱性的貢獻。不同風險類型在經濟脆弱性中的角色也不盡相同，不可解釋風險(UR)作用最大(85%)，協同性風險(AR)作用最小。協同性風險(AR)減少脆弱性的貢獻為3．2%，中國老年家庭受到了正向的協同性風險(統計不顯著)沖擊，可能的原因在于老年家庭享受到了經濟發展的益處，更可能的原因在于近年來社會保障覆蓋面的快速擴張。值得指出的是異質性風險(IR)在經濟脆弱性中的作用也不容忽視，其貢獻為23%，這說明風險處置中應適當引入一些非正式的制度安排及市場導向的風險管理工具的內容。表5還匯報了經濟脆弱性各組成部分對控制變量的均值的回歸結果。年齡越大的戶主其VEU的數值越大(并沒有表現出統計顯著性)，這主要是這類家庭的不可解釋風險導致，當然也是因為這類家庭有較高的貧困和不平等，還因為這類家庭可能由于收入手段單一容易受到異質性風險的侵襲。男性戶主表現出了較大的不顯著的VEU數值，但其在貧困不平等、協同性風險方面比女性戶主低，但其異質性風險和不可解釋的風險較高，這也從另一個側面反映了女性戶主的異質性風險較低，比如女性戶主為應對生活不測更普遍地具有勤勉特征(農村尤其如此)。戶主在婚與否對VEU及VEU的各個組成部分的影響而言均沒有表現出統計顯著性。教育程度變量大致表現出了對貧困不平等、異質性風險的抑制作用，但由于較高文化程度的戶主其不可解釋的風險及協同性風險較高，使得戶主教育程度變量對VEU并沒有表現出統計顯著性。有工作的戶主能顯著地降低家庭貧困，并且異質性風險也呈現降低態勢，但由于較大的不可解釋風險驅使，使得該變量對VEU表現出了不顯著的正號。與Ligon(2003)、Raghbendra(2010)的研究結論相同，老年家庭規模越大，其經濟脆弱性越高，可能的原因是規模較大的老年家庭其收入來源渠道較窄，分散收入波動的風險及應對負面沖擊的能力更弱。家庭中的兒童數量對VEU及VEU的各個組成部分的影響而言均沒有表現出統計顯著性。代際間向上流動的私人轉移支付除了會降低一些協同性風險外，該變量對脆弱性、貧困不平等、異質性風險和不可解釋風險的影響均為正號，當然該變量的所有影響并沒有表現出統計顯著性，可能的原因之一是子女給予父母的經濟幫助并沒有達到臨界值(一定的規模)，而且，在富裕的老年家庭中，老年人給予子女的私人轉移支付遠遠大于子女給予父母的私人轉移支付，即富裕家庭中出現的啃老現象，可能的原因之二是貧困的代際傳遞，貧弱老人的后代一般不會縱向流動到富裕階層，子女自身尚且不能脫離貧困，遑論幫助父母擺脫貧困脆弱性，依靠這種非正式的制度安排來減少老年家庭的經濟脆弱性在現階段還難以奏效。家庭中領取養老金的人數多，經濟脆弱性呈現出降低傾向(統計不顯著)，并且貧困顯著下降，異質性風險及不可解釋的風險也呈現下行態勢。居住東部地區的老年家庭其物質資本和人力資本的稟賦較高，更兼具地理優勢，其貧困及不平等顯著地低于中西部地區，經濟脆弱性、協同性風險及不可解釋風險均呈現出一些下降趨勢。城市家庭的經濟脆弱性低于農村，但沒有表現出統計顯著性，另外，城市家庭的異質性風險與農村家庭無差異，說明城市老年家庭應對收入沖擊的工具并不比農村為多，當然，出現這種結果的原因還可能在于CHNS對城鄉的定義與傳統的以戶籍來劃分城鄉有所不同，CHNS調查中的農村其實包括了縣城，而縣城中有不少公職人員。表6和表7是城鄉分組的VEU回歸分解結果。城市的VEU為0．6403，農村的VEU為4．4662，說明如果不存在不平等和風險，那么城市和農村的平均效用將會增加64．03%、446．62%，在城市家庭VEU的組成部分中，不平等減少脆弱性的貢獻為53%，風險因素增加脆弱性的貢獻為153%，風險因素對脆弱性的貢獻在絕對數值上遠遠大于不平等對脆弱性的貢獻，在風險因素構成中，不可解釋的風險增加脆弱性的貢獻最大(160%)，協同性風險增加脆弱性的貢獻最小(118%)，異質性風險的貢獻居中，其減少脆弱性的貢獻為125%。與城市的結果基本類似，在農村家庭VEU的組成部分中，風險因素對脆弱性的貢獻在絕對數值上遠遠大于不平等對脆弱性的貢獻，不平等減少脆弱性的貢獻為2%，風險因素增加脆弱性的貢獻為102%。在風險因素構成中，不可解釋的風險增加脆弱性的貢獻最大(110%)，協同性風險增加脆弱性的貢獻最小(78%)，異質性風險的貢獻居中，其減少脆弱性的貢獻為86%。城鄉各控制變量的均值對VEU的影響不盡相同，比如在城市家庭中，影響經濟脆弱性的變量為教育、家庭規模、家庭中兒童數量、領取退休金的人數，具體而言，隨著教育程度的提高，其經濟脆弱性在下降，高中與小學畢業組的脆弱性下降顯著，教育對不平等的下降也起到了明顯的推動作用;家庭規模越大，經濟脆弱性也越高，這主要由于不可解釋的風險上升導致;子女給予父母轉移支付反而增加了父母的貧困(不平等)，在城市中流行啃老的風氣下，接受子女私人轉移支付的父母自身可能是貧困的;領取養老金的人數越多，其家庭的經濟脆弱性越低，而且不容易遭受貧困(不平等)的侵襲，其不可解釋的風險也顯著下降;居住在東部地區的老年家庭，其經濟脆弱性的數值較低(統計不顯著)，而且其貧困(不平等)的程度也顯著地比中西部地區為低。在農村家庭中，戶主年齡越大的家庭更易陷入貧困，其脆弱性數值也較高(但統計不顯著);婚姻和性別變量對脆弱性的影響不顯著，這些變量只是顯著地影響到了協同性風險和異質性風險;教育程度變量對VEU及其組成部分的影響均不顯著;60歲以上繼續工作的戶主能降低貧困(不平等)，但由于正向的異質性風險和不可解釋的風險等原因，使得戶主工作與否變量對家庭脆弱性的影響表現出了不顯著的正號;與城市家庭表現大致相同，農村家庭中領取養老金的人數越多，其家庭的經濟脆弱性越低(統計不顯著)，而且不容易遭受貧困(不平等)的侵襲，其不可解釋的風險也顯著下降。

3結論

本文利用中國健康與營養調查(CHNS)2006和2009年的面板數據測度了老年家庭的經濟脆弱性，檢驗各因素對經濟脆弱性和貧困的相對影響力。結果顯示，老年家庭的經濟脆弱性高于貧困;戶主特征和家庭變量不同程度地影響到了經濟脆弱性及貧困，代際間向上流動的私人轉移支付對老年家庭的經濟脆弱性和貧困沒有作用;超過24%的非貧困家庭是經濟脆弱性家庭;期望效用的脆弱性(VEU)方法表明，不平等雖然減少了脆弱性，但其影響經濟脆弱性的力量最小，不可解釋的風險是最重要的因素，異質性風險和協同性風險的力量居中。本文的政策含義是，反貧困政策中不僅應包括減緩當前貧困的措施，還應包括預防貧困策略，減少經濟脆弱性和減少貧困的策略不應完全相同。應對異質性風險應適當引入一些非正式的或市場導向的風險管理工具，比如保險市場，而降低協同性風險則需要政府的干預。另外，上文經驗分析中的養老金變量基本上會降低經濟脆弱性和貧困，所以城鄉老人都應該享受一定數量的養老金保障，減小他們未來可能遭受的貧困脆弱性。當然，解決老年家庭的經濟脆弱性和貧困問題，不能僅靠一方力量來應對，需要政府、市場、社區、家庭和個人等多方面合作，提高老年家庭的福利水平。本研究的不足之處在于:由于數據的局限性，本文未能考慮老年人的居住安排、健康狀況等變量，而這些變量可能會影響到老年家庭的福利水平。另外，本文在計算貧困脆弱性時沒有考慮到社區因素的影響。這些都需要在未來數據可得時進行完善。

作者：解堊單位：山東大學經濟學院