经济观察

马玉娜 顾佳峰:县际公共养老福利资源配置研究——兼论空间与制度结构的影响
发布时间:2015-09-16 16:43:21

 

【摘要】本文综合考虑了多维因素对中国公共福利资源配置的作用 ,构建了空间计量模型 , 利用中国2 0 1 0人口普查和统计年鉴的县级数据 ,实证分析得出以下结论:1.家庭 、经济、社会等制度性结构因素对县级社会福利院床位资源配置有显著影响 。2.空间结构因素对社会福利院床位配置也具有显著影响 ,县级社会福利院床位配置在整体空间上有显著正 相关 , 若不考虑空间结构因素,制度结构对社会福利院床位配置的影响作用的分析会出现有偏性。3.邻近县之间的社会福利院床位配置也存在相互影响,大多数县与邻近县之间存在空闰溢出关系。由此,本文提出“空间一制 度”的二重结构论,以弥补制度决定论对公共福利资源配置分析的不足 ,并揭示家庭福利因素对公共福利的影响 。
【关键词】公共福利 家庭福利 养老资源配置 空间结构 制度结构
 
一、引言
随着全球人口老龄化形势的加剧 ,老年人的居住和照料问题成为各国社会面对的 公共议题。 在我 国 , 为缓解养老压力 , 除了鼓励家庭养老 之外 , 政府也加 大了在公共养老上的 财政投人, 新建更多的公办养老机构。 由 于人住价格和生 活条件均适中 ,公办 养老机构 是许多有社会养老需求 的 老年人的 首选。 公共养老资源 的有效配置有助于提升老年人的 生活 质量, 尤其能为 有经济 困 难又缺 乏家庭照 顾的老年人提供物 质保障 和精神 支持 (Pierson ,2 0 0 0; 郑功成,2 0 1 3 ) 。 我国公办养老资源配置存在明 显的地 区不均衡 , 有些地区 的 公办养老院“ 一床难求”, 但有些地区却出现了大量床闲置的现象( 薛冰妮, 2 0 1 3)。如何提高公共养老资源的区域合理配置一直是学界讨论的焦点 。
传统公共福利资源配置研究主要从制度角度来展开,集中探讨了政治结构, 经济结构、社会结构、人口 结构等制度因素对公共福利146丨 论纪县际公共养老福利资源配置研究资源配置的影响以及由此产 生的城乡差异和东中西部区域差异(Zhang&Kanbor,2005 )。 另外 , 公共养老设施工作一种公共福利资源,其配置也受家庭结构影响 。随着经济社会的发展, 家庭结构发生变化, 家庭规模缩小 , 家庭养老福利逐渐弱化 , 从而深刻影响 着公共养老福利资源的 供给 (Olav &lowenstein ,2005 )该文把家庭结构纳入到整个社会制度结构中,探讨其对公共养老福利资源配置的影响,丰富和完善了福利资源配置研究。上述研究有一个共同 特点,就是都在探讨制度上的结构因素对于公共福利资源配置的影响,因 此,可称之为公共福利资源配置的制度结构论。制度结构论本质上是一种单一结构论,即从社会制度结构这单一视角来分析公共福利资源配置的影响机制。  然而, 制度结构论忽略了空间结构对公共福利资源配置的影响 。越来越多的研究证据表明,空间结构对很多社会现象具有显著解释力(Anselin ,1988 ),包括对公共福利资源配置的显著影响(Schmitt&Obinger ,2013)。本研究试图 探讨并检验空间结构对于公共养老福利资源配置的影响,进而揭示相邻地区在公共养老福利资源配置上的互动关系。在此基础上,通过开展制度结构和空间结构的整合性研究, 本文提出公共养老福利资源配置的二重结构论,从空间因素( 空间相关结构和空间邻近结构)和制度因 素( 家庭结构 、 民族结构、 城乡 结构 、 公共财政支出 结构 两方面来分析公共养老福利资源的配置,并进行政策层面的探讨, 以 期 客观认识我国 公共养老资源配置的区域分布特征。这对于优化养老福利资源的空间均衡配置,完善社会化的养老模式和社会福利制度 ,具有重要的现实意义。
二、制度结构论及其局限性
在中国,家庭一直都是连接人与人关系的重要纽带,家庭福利有着深厚的文化基础 ,其与公共福利的关系备受关注(费孝通,1983)。在养老方面,传统的家庭养老是我国老年人赡养的主要形式( 曾 毅、王正联,2004)。然而, 从 1 9 9 9 年进人老龄化社会以 后 , 我国 人口老龄化指标不断攀升, 家庭养老 的负 担逐渐加大, 政府支持下的养老机构的发展成为缓解 养老压力 的重要举措 (陈德君,2001) 。 对于家庭和 国 家在养老 福利体系中的作用 , 有 学者认为家庭养老是家庭成 员在权利和义务上的互惠互换关系 , 是家庭福利的体现 , 倡导发挥家庭福利在社会福利制度中的重要作用 (罗红光, 2013 ) ;也有学者关注国家在现有福利体制中的责任 ,倡导政府承担起对社会成员 的 养老义务, 完善公共养老福利体系 , 缓解家庭养老的负担( 陈 映芳,2010) 。关于家庭福利制度对政府福利资源配置的影响作用,相关研究主 要围绕“挤出 效应”原理,认为家庭福利与政府福利资源供给呈负相关 , 家庭福利供给的下降 会促使政府增加 公共福利供给作为补偿 ,维持总体福利水平的平衡。 以养老为例,如果家庭在老年人照料方面的供给不足,政府会通过扩充社会化养老能力 来补充家庭养老的不,如发展公共福利机构来提供更多的照料资源以满足老年人的需求,导致出现“ 低 家庭福利一高社会福利”的局面。
除了家庭福利制 度之外, 现有研究还发现了城乡结构 、民族结构和公共财政支出 结构等制 度因 素对我国公共福利资源供给的影响 ,其中一些讨论涉及区域、 区位等空 间 结构。 例如 ,有研究表明 , 公共福利资源配置呈现出明显的城乡差异 、 区域不平衡和民 族地区差异: 由于在经济发展水平、 发展政策和财政上有更多的优越性, 城镇地区的公共福利资源配置显著高于农村地区;东部沿海的公共福利资源配置显著高于中 、 西部地 区;与之相类似 ,少数民族人口聚集 的地区在享有公共福利资源方面的水平低于非少数民 族人口 聚集的地区 ( 薄贵利,2010 ) 。 制度结构论的一个基本特征就是把公共福利资源区域不均衡归因于制度因素 。 可见, 制 度结构论者持有一个非常明 确 的假设, 即制度因素导致了公共福利 资源区域配置的空间 不均衡。 在制度结构论者看来, 空 间 结构是公共福利 资 源配置的外生变量, 而非其内生变量。制 度结构论者在反复强调制度结构因 素对公共福利资源配置的影响时 , 把“地区”作为彼此独立 的单元个体进行 比较分析, 空 间结构是一种外生变量。 这种空 间 结构外生性假设,强调不同 地区在公共福利资源的配置上彼此之间不存在关联性, 即彼此互相独立、 互不影响。 因此, 这些研究无法揭示邻近地区之间 的互动对公共福利资源配置的影响。 现实的情况是, 公共福利资源在邻近地区之间 的 配置是互相影响的。 托布勒在“地理学第一定律”中 指 出 :“任何事物都相关,只是相近的 事物关联更紧密”。 公共福利资源 的配置也不例外 ,空间结构的作用不可忽视。
三、二重结构论及研究假设
(一) 二重结构论
公共福利资源的配置会受到 地理位置的影 响和制 约 , 具有空 间 上的相关性,不同 地理位置上的公共福利 资源配置会有关联。 过往的 研究发现 , 地区间的公共福利机构发展存在相关性, 例如 1 9 世纪美国公立精神 病 院 的 发展存在地区上的 相互影响 ,呈现出从东北部地区 向西部地区蔓延的 特征;1 9 5 0 年起在意大利推广的 政府心理健康政策改革呈规 出 空 间 扩散样态, 这种扩散在北部工业区 和城市地区更为迅速,在南部较为贫困 的农村却较为迟缓。这些现象表明 ,在地理空间上,不同地点之间的社会福利 资源配置存在彼此的关联。公共福利资源配置的 空 间相关性形成了一种总体层面上的空 间结构 , 会影响和制约公共福利资源在全局上的配置。公共福利资源配置还存在局部空间上的关联 , 邻近地区的公共福利资源配置往相互影响, 即 所谓 的空 间邻 近性。例如施密特和欧宾格通过对 1 8个经济合作与发展组织( 简称经合组织) 国家的福利项目的追踪调查发现,国家失业保险福利供给受到邻近国 家失业保险福利供给显著而负 面的影响 ,呈现出竞争关系;邻近国家的退休金福利供给存在显著而积极的相互影响 , 表现为溢出关系 。 近期对中 国 县级公共教育财政资 源配置的研究也发现, 邻近县的教育财政资源供给存在相互竞争关系 , 同时也受到来 自经济 、 财政和人口 迁徙聚集效应的 影响。 这种空间邻近性会导致公共福利资源的 不均衡分布因为存在空间 邻近性往往会出 现资源 配置的路径依赖 , 即出现“富 者越富、 贫者越贫”的 局面。 因 此, 公共福利资源配置的 空 间邻近性形成了一种局部层面上的空间结构 , 从而影响 和制 约公共福利资源在局部的配置。上述研究的个共同 的特点 , 就是把空间结构作为公共福利资源配置的 内生变量, 既影响公共福利资源的配置, 又受公共福利 资源配置的影响 。 这种空间 结构的 内 生性,说明 空 间 结构与政治 、 经济、 社会等制 度结构因素 紧密相连 , 共同 影响公共福利资源的 配置。 公共福利 资源 的 配置, 显然受到制度和空间的共同影响 。 割裂制度与空间的交互作用的分析, 其结论会产生 片面性, 因 为现实中制度结构因素和空间结构因 素会通 过交互作用 的 方 式来 共同 影响 公共福利资源 的配 置。国 内 学者顾佳峰在研究公共教育资源配置时 ,也发现了 空间 与制度 的交互作用, 但尚 未形成系 统 的 理论研究框架 ( Gu ,2012 ,2013 ) 。 本研究提出公共福利资源配置的二重结构论, 强调空间结构和制度结构 的双重作用 。 空间 结构是指公共福利资源配置的全局和 局部空间因素,包括空间 相关结构和 空间邻近结构。 制度结构是指影响 公共福利资源配置的制度 层面上的因素 , 本文着重研究家庭结构 、城乡结构、民 族结构和公共财政支出 结构四种制度结构因 素。 整合了“ 空间一制度”二重结构对公共福利资源配置的影响作用 ,二重结构论的分析框架如图 1所示。
 
(二) 研究假设
1.空间结构假设
受人口老龄化和现代社会经济发展的 影响 , 公共养老福利 资源 的重要性逐渐显 , 资源配置的有效性和均衡性议题备受关注。 以 县级社会福利院为例 ,其床位资源配置往往受到 上级政府地区协调发展等政策的影响 ,导致不同 地区的县与县之间在公共养老福利资源 的 配置上互相关联。 因此,公共养老资源在总体空间上会存在空间相关性。邻近县之间 ,由于存在相似 的社会习俗等原因 ,以及彼此之间的政策学习 ,在公共养老福利资源的配置上往往出 现相互关联性。 因此,公共养老资源在局部空间上会存在 空 间 邻近性。 在此基础上,我们提出如 假设:
假设 1: 社会福利 院床位配置存在空 间 相 关 性。
假设 2: 社会福利 院床位配置存在空间邻近性。
2 .制度结构假设
除了空间结构因素,还要考虑制度结构因素对公共养老福利资源配置的影响,如家庭福利制 度。 根据“挤出 效应”原理,家庭养老 福利对社会养老福利供给有影响。在我国 家庭养老的 核心问 题是代 际关系 ,体现为代 际之间 的 财富 流动( 如继承财产) 和非物质纽带 ( 如 情感支持 、 血缘关系 、工具性支持)( 郭于华 , 2 0 0 1 )。亲代与 子代之间 的 互惠 互换关系 为 家庭养 老提供 了 更多可能性( 罗红光,2 0 1 3 ) 。 因 此 , 家庭代 际 结构可能会对社会养老福利供给有影响 。 例如 , 在三代户 和 四 代及以上户的家庭中 ,由于隔代抚养和家庭照料的需要 ,成年子女 可能更愿意与 老年人 同 住并承担养老的责任 ,而非将老人送到 社会养老机构 。另外 ,家庭户 均支持老人数越多 , 家庭承担的养老负 担越大, 对社会养老机构 的 床位数的需求可能会减 少。 此外 , 根据上文谈到的城乡结构 、公共财政支出结构 、 民族结构等制度因素对我 国公共福利资源供 给的 影响;我们还将检验这些制 度因 素 对我国 县级公共养老福利 资源配置的影响 。经汇总我们提出 如下假设:
假设 3: 公共养老福利资源配置受家庭福利制度影 响 。
假设 3.1社会福利院床位数与地区内部的家庭代际户成负相关 。
假设 3.2 社会福利院床位数与地区内部的户均支持老人数成负相关 。
假设 4: 社会福利院床位数与非农业户口人口比重存在正相关 。
假设 5: 社会福利院床位数与公共医疗与教育支出存在负相关 。
假设 6: 社会福利院床位数与少数民族人口比重存在负相关 。
数据、变量与实证方法
(一)变量
本研究中 因变量的数据来自 《 中 国 统计年鉴(2 0 1 0 )》 县级数据,自变量的数据均来 自 《 中 国 2 0 1 0 年人 口 普査分县资料》 。 在全国 县级行政区域中删去数据缺失 的县, 得到 1 8 2 3 个县作为研究对象 。 此外 ,还收集了 样本县域的经纬 度数据。本研究中 , 因变量是县域社会福利院床位资源配置量, 采用每万人社会福利院床位数来测量。 社会福利院不仅是主要的 公共福利资源 ,更是重要的公共养老福利资源 , 据统计, 截至 2 0 1 1 年底 , 我 国社会福利院能够提供的床位数为 3 9 6. 4 万张 ,其 中 , 老年人及残疾人床位 3 4 2.2万张(郑功成,2 0 1 3 )。可见, 老年人是社会福利 院床位资源 的主要供应对象。 为了比较不同 县域人口的资源保有量 ,本研究采用 了 每万人社会福利院床位数指标进行分析。借鉴社会福利资源配置经验文献 ,家庭养老福利 是重要的制度结构变量。 本研究采用家庭代际类型和 户 均支持老人数来测 量家庭养老福利。 家庭户 的 代际类型分为 四类 :“ 一代户”、“二代 户”、“三代户”,以 及“四代及以 上户”; 户均支持老人数分为 三类:“ 有一个老人”、“ 有两个老人”, 以及“有三个及以 上老人”。 在实证分析中 , 计算 出县区 内不同代际类型户数 占总户数的比例 , 以 及不同 户 均支持老人数的户 数占有 6 5 岁及以上老年人口 的总户 数的比例。其他的制 度结构变量还包括 : 非农业户口人口比重 ,由于城市和农村对于社会福利 资源 的偏好不同 ,人口 结构的 差异可能导致社会福利院资源配置的差异 ;少数民 族人口 比重,由 于少数民族人口 聚集 区的 经济水平相对落后 ,且居住地较分散 ,这些因 素都可能加大社会福利院资源配置的难度;医院 、卫生院 床位数和小学在校学生数,因为政府的 公共财政支出 可 能存在挤出 效应 ,在医疗和教育方面的公共支出 越多 , 相应地在社会福利方面的支出可能会减少, 那么社会福利院 资源的配置也会受到影响 。 基本模型中选取了两个控制变量,分别是社会福利 院床位数和 6 5 岁 及以上人口 占 总人口 比重( 老年人抚养比 ) , 其中老年人抚养比越高表明会养老压力越大 , 那么相应的社会福利 院床位配置可能就越多 , 因为现阶段我 国 社会福利院主要的服务对象是老年人群体。
二)实证分析方法
1 .空间相关性
Moran’s I数是用来做检验整体空间相关性的常用工具。Moran’s I指数的计算公式为:
 
其中xi 表示空间 单位 的变量,wij表示空间 单位 i 和j 的 区位相邻系 数( 若 i 与j相邻 , 则wij=1; 若i与j 不相邻 , 则wij=0 ),表示区域内 空间单位个数。
2 .空间邻近性
LISA检验是用于考察局部地区空间 自 相关性特征及显著性 的基本工具。 根据USA检验, 我们可 以得到 四 种显著空间聚集关系 : H- H 类型是指高社会福利皖床位配置县被 同 样高社会福利院床位配置县所包围 ; L-H 类型是指低社会福利 院床配置县被高社会福利院床位配置县所包围 ; L-L 类型是指低社会福利 院床位配置县被同样低社会福利院 床位配置县所包围 ; H-L 类型是指 高社会福利 院床位配置县被低社会福利院床位配置县所包围 。
3 .空间回归模型
在考察了县域社会福利资源配置的空间结构之后 , 需要把这种空间结构作为 内 生变量, 与制 度结构 因 素 一起分析二者对县域社会福利院床位配置产生的影响 。 为 了 比较 , 在实证研究 中采用最小二乘回 归和空 间 回 归模型进行模拟 。 其中 ,OLS 回归模型是基本模型 :y=xβ+ e
公式中 的β是回归系数, e 是误差项, 符合独立 同 分布 特征。 式中 : 被解释变量y 是指万人社会福利 院床位数的对数值。 解释变量向量x 分别是非农业户 口人口 比重、 少数民族人口比重 、 医 院和卫生院床位数、 小学在校学生数、 不同家庭代际户 的户数比重的对数值和户均支持老人数户数 比重 的 对数值。 当在 0 1 5 回 归模 型中 检验出 数据的 空间相关性后, 再运用空 间 回归模型来研究空 间相关程度和相关方式,这里采用空间 滞后模型与 空间 误差 回归 模型两种模型来分析。
空间滞后模型为 y= PWy + Xp + e
上式中 P 是空 间 自 回归 系数 ,而W是空 间 矩阵 。
空间误差模型为y =Xβ+e
β是回归 系数 , e 是误差项。
考虑修正 的误差项, 表示如下:
y =Xβ+e e=λ We+ζ,ζ~ i.i.d.N(0 ,σ2)
上式 中W是空间矩阵,λ 是 空 间 误 差 系 数,ζ是修正后误差项。
五、实证结果
(一) 社会福利院床位配置的空间结构检验
1 .空间相关
县级社会福利 院床位的Moran’s I 指数用以 解释县级社会福利 院床位配置的空间 自 相 关性( 见表 2) 。2 010 年 中 国 县级社会福利 院床位的Moran’s I系 数是 0 . 4 9 4 9 ,且通过了1 % 显著性概率检验 。 这 说明县级社会福利院床位资 源在整体空间分布 上具有明显的正相关。 因此, 假设1成立。 地区间的政策往往存在彼此学习效应 :低社会福利水平地区会向高社会福利水平的地区 学习 ’ 比如增加其社会福利 院 床位数  因此地区间呈现出正向的相互影 响。
2 . 空 间 邻近
县级社会福利院床位的LISA图(见图 2、 3 、4、5) 用 以 说明 县级社会福利 院床位配置的局部空间自相关。 结果 显示 , 尽管邻近地 区政府在社会福利 院床位配置上存在 互动 行为 , 但是不同地区政府间的反应方式会有不同 : 大多数县 ( 8 3 8 个县 )与邻 近县之间 呈现 出 高一高 2 8 7个县 )、低一低 (5 5 1个县)的 聚集 , 表明 空间溢 出 效应的 存在 ; 也有 少数县(5 2个县 )与邻近 县之间存在空间竞争关系 ,呈现 出 高一低 (6个县)、 低一高( 4 6个县 的空间聚集 。 因 此假设 2成立。
地区间的溢出关系可能是由于政府在福利政策和措施上的相互模仿学习 。从政策 因 素 来说,社会决策的实施不是相互独立的  相邻地区的 社会决策 会相互影 响,这种影 响会进而延伸 到 政府在社会福 利资源上的配置行为。若某 地在社会福利 政策指 导下 ,其社会福利院床位资 源配置较高 , 则会对周边地区的政府决策者产生激励作用 , 使其有动机去改进自己辖区内的福利政策 和社会福利 院 资源 配置 ,那么邻近县区 在社会福利 院床位资 源配置上就会表现为 高一高的溢出关系 。但是如果某县的 邻近地区社会福利 院资源配置落后 ,该县的政府决策者也会受其影响 , 改进本县社会福利 院床位配置的动 机就会减弱 ,那么邻近县区在社会福利 院床位资源配置上就会表现为低一低 的溢出 关系 。
地区间存在竞争关系可能的原因是:第一, 相邻政府间存在以 邻为壑的互动策略来吸弓 I 人才, 通过提升社会福利水平、加大社会福利院资源供给 , 来缓解青年人才的 家庭照顾压力(如养老压力 ),从 而营造更有竞争力的人才发展环境。 第二, 若某县的社会福利 院准人标准较低 ( 尤其是服务收费 、户籍限制等 方面的要求较低 ),邻近县的 目 标人群(尤其是有需求 的老年人)会倾向 于迁入该地的 社会福利院 ,那么邻近县区的社会福利院床位 的需求下降 ,相应配置就会减少。 第三,若某县的生活环境、 医疗条件 、 经济条件等优于邻近县,邻近县老年人为了提升整体的生活质量和享有该地的优越资源而选择迁入该地的社会福利院 ,从而使邻近县区社会福利 院床位的需求下降 , 相应配置就会减少。
邻近县域之间对于公共养老资源的竞争主要来自两方面原因 : 第一, 县级公立养老 院经费一般都由市 、 县两级分担 ,虽然主体部分由县级财政支持, 但市级财政支持意义很大。 有些市政府为了 推动和鼓励本市养老事业的发展, 根据 新增养老 床位数给予财政补贴。 由 于市级财政资金的限制 , 市政府每年规划的新增养 老 院及其床位数是有限制的 。 区县为了获得市级财政的支持 , 都希望把新增养老院盖在自己的地盘上。 于是, 在本地建设养老院 就成为区 县政府争取上级财政支持的途径之一, 彼此的竞争就不可避免 。 其二, 随着人 口 老龄化速度的 加剧, 区县本地的公立养老院往往供不应求。 对此, 2 0 1 3 年 1 0 月 2 1 日《人民 日 报》 发表《 公办养老院缘何“一床 难求”》 的报道 ,分析了 各地养老院资源供不应求的现象。 在这种格局下 ,县级政府都希望优先发展本地的养老院 , 优先解决本地的老人照顾问 题。 当 邻近区县养老事业做得好而本地的老人还在苦等养老院 床位时 ,县政府的压力会非常大。 因 此, 在养老事业上, 县政府的 一个目 标就是至少不能比邻近区县差。当 邻近县之间 都是这样思考时 , 竞争 自然就会产生。根据县级社会福利 院床位 的LISA图 , 邻近县级地区在社会福利院床位配置上的相关关系存在明 显的 区域差异, 东部地区多处于高一高区域 ,而西部地区多处于低一低区域 , 东部地区水平整体高于西部地区。这可能是由于东部地区 良好的政治和经济环境为社会福利 院 的发展提供了条件,如 隆然就发现,1 9 世纪法国 的政治稳定和经济繁荣促进了 公立精神病院 的发展。 然而在我 国 , 或许是由于文化环境的差异 , 东部地区 的老年人受西方思想观念的影响 , 较倾向于在社会福利 院 养老; 而西 部 地区老年人思想较为传统 ,更倾向 于 家庭养老。县级社会福利院床位的LISA 图 还显示,全国 范围 内社会福利 院床位资源配置上存在空 间溢 出效应的县区(8 3 8 个县 远远多于存在空 间竞争效应的县区(5 2 个县),这说明邻 近县区在社会福利 院资源配置方面相互模仿学习 的情况较多。从区域上来说 东部地区 社会福利 资源的高配置与西部地区社会福利资源的低配置呈现出 显著的溢 出效应 ,说明东部和西部区域 内部的 县级政府在社会福利 政策方面更多地表现为模仿学习的关系由此得到的政策启 示是 , 加强西部地区或保持东部地区 的社会福利水平的更为有效的措施, 是营造县级政府之间 互相学习 的 环境 , 树立优秀典范。
(二) 社会福利院床位配置的二重结构模型及其结果
为了比较不同结构的影 响 , 在实证研究 中 采用OLS度结构变量的数值分别进行OLS回 归和空间计量回归 ,得到的结果汇总见表 3 。
OLS 模型的估计结果表明 , 城乡结构、 民族结构 、公共财政支出 结构 因 素显著影响县级社会福利 院床位配置。 其中 ,非农业户口人口比重越高 ,万人社会福利 院床位数就越多 ; 而医院 、卫生院床位数越高 ,小学在校学生数越高 ,少数民族人口 比重越髙,万人社会福利 院床位数就越少。 该OLS模型 中 的Moran’s I值是0. 3 1 3 3 , 且LM lag、RobustLM lag、LM error是显著的 , 因此需要实施空间计量回归分析。
在空间回归模型中 ,空间滞后模型更佳, 因 为空间 滞后模型的AIC 和LIK 绝对值都最小。 因 此 , 在接下来的 空间 回 归 模型 中我们选择了 空间滞后模型做进一步分析讨论。
在空间滞后模型中的空间回归系数为 0 .5 0 1,且显著 ,表明 从整体而言 ,当周 围邻近区县的社会福利院床位数平均增加 1 %, 那么目标地区则增加 0.5 0 1 % 。 可见 , 当 空间 结构成为内生变量后 ,对于县域社会福利床位的 配置具有显著的 正向作用。 因 此,不能忽略空间结构对社会福利资源配置的影响 ,一些区县本地社会福利资源配置的情况,不仅受到自身需求与供给能力 的制约 和影响 ,且还与该区县所处的空间位置有关。 当 周 围都是社会福利资源配置丰富 的区 县, 那么就会对目 标区县产生压力 ,迫使其增加在本地的社会福利 资源投入量,以与周 边区县的水准趋于一致。 这说明 空间 结构 是社会福利资源配置的 内 生变量,是影响 其配置水平的内 在结构因 素之一。 因 此,要把空间结构纳人社会福利资源配置中。在空 间滞后模型中 ,社会福利 院床位数与 非农业户 口 人 口 比 重存在正相关,与公共医疗与教育支出 存在负相关, 这与 OLS 回 归 结果基本一致。因 此, 假设 4 和假设 5均成立。 但在空间滞后模型 中 , 少数民 族人口 比重对万人社会福利 院床位数影响 的 显著性消失。 因 此,假设 6 不成立,原来的 OLS 回归估计有偏差。 这说明少数民族人口比重的影响 可能被空间 因 素所解释。 通过空 间滞后回 归结果与 OLS 回 归结果的对比 可以发现, 空间计量模型可以更加准确地估计制度结构 的影响作用 和影响程度。 因此,政策制定者在规划公共福利资源配置时既要考虑制度结构因 素 ,也要考虑空间结构的影响 。
(三) 家庭福利对社会福利院床位资源配置的回归结果
1 . 家庭代际因素
为了比 较不同 家庭代际结构对公共养老福利的影响 , 在表 3 的空间 滞后模 型中加入了 家庭代 际因 素 ,分别进行回归 。其中 ,家庭代际变量取其对数值。 这样, 回归 得到的 系 数就能体现出 家庭代 际结构对公共养老福利 资源的弹性影响 。 表 4 结果显示: 家庭户 代际类型 比例对万人社会福利院床位数有影响。 其中 ,一代户 比 例与二代户 比例对万人社会福利 院床位数均有显著 的正向 影响, 弹性系数分别0.1 3 2 3 和0 .4 2 2, 即 一代户 比例或二代户 比例增加 1% ,万人社会福利院床位数增加0 .1 3 2 3 或 0.4 2 2 % 。 三代户 比例与 四代及以 上户 比例对万人社会福利 院 床位 数均 有 显 著 的 负 向 影 响 , 弹 性系 数分别 是 -0.1 2 8 5 和-0.0 6 6, 即三代户 比例或四 代及以 上户 比例增加 1 %,万人社会福利院床位数减少 0.1 2 8 5 % 或 0.0 6 6 % 。 值得注意的是, 仅在二代户 比例的空间滞后模型中发现非农业户 口 人口 比重对万人社会福利 院床位数影响显著( 系数 = 0.0 0 3 7, P= 0.0 1 4 2 ) 。
研究结果说明 ,不同代际类型的家庭户比例对县级社会福利 院床位数配置有不同影响。一代户和二代户家庭对社会福利院床位供给有显著的促进作用。 这是由于一代户中包含着空巢老人群体,他们独立居住 , 对公共福利机构提供的医疗、 生活照料和居住空间 方面的需求较高。 在二代户家庭中以核心家庭为主,年轻人与未成年子女一起居住 ,对老年人照料较少。 可见,一代户和二代户 家庭的养老功能较弱 ,刺激了社会福利院床位资源 的配置。三代户和四代及以上户 家庭对社会福利 院床位供给有显著的抑 制作用。 在三代户 和四代及以上户家庭中,子代往往与老年人共同居住,可 以为老年人提供生活照料 , 另外老年人也会为子代提供更多经济支持、家务协助 、 孙代照顾等。 换言之, 在三代以上户 家庭中,子代与亲代之间在家庭养老和隔代照顾方面存在更强的互惠互换关系,这也是家庭福利的体现。
可见,三代以上户在提供家庭养老功能和缓解社会养老压力上的重要地位, 也体现了多代共居家庭模式中丰富的代际关系。值得注意的是, 在二代户家庭模型中,县级非农人口比重与万人社会福利床位配置呈现显著的负相关, 在其他家庭代际类型模型中两者的相关性却不显著。 说明二代户家庭比例对社会福利 院床位配置的影响存在 明显的城乡差异。 这可能是由 于随着打工潮的扩大, 大批农村青壮年进城务工,将未成年子女留 在农村地区跟随 老年人一起居住, 形成隔代的二代户。这些农村老年人需要担当照顾孙代的角色 (陈雯,2 0 1 2 ), 因此他们更倾向于在家中养老而非进入社会福利院。这也印证了 隔代照顾在我 国农村普遍存在。
2.家庭供养老人情况
为了比 较不 同 家庭供养老人情况对社会养老福利 的 影响,在表3的空 间滞后模型中加入户均支持老人数 素,分别进行 归。 其中,不同户均支持老人数比例的变量取其
数值。 这样,回归得到的系数就能 体现出户均支持老人数对社会福利 资源的影响 。 表 5 结果显示, 户均支持老人数 的户数占有 6 5 岁及以上老年人口 的总户数的比例对万人社会福利院床位数有影响 。 其中 , 有一位老人的户 数 比例对万人社会福利 院床位数有显著的正向 影 响 , 弹性系 数是 0.5 2 0 5 , 即 有一位老人的户数 比例 增加 1 % ,万人社会福利院床位数增加 0.5 2 0 5 %;有两位老人的户 数比例对万人社会福利院床位数有显著的负 向影 响 , 弹性系数是 -0.2 4 9 1 , 即 有两位老人的户 数比 例增加 1 %,万人社会福利 院床位数减少 0.2 4 9 1 %;有三位及以 上老人的 户数 比 例对万人社会福利 院床位数影响不显著。研究结果说明 ,不同的户均支持老人数的户数比 例对县级社会福利 院床位数配置有不同影响。家中只有一位老人独居且难以生活自理 , 社会福利院往往成为他们 的选择 ;一位老年人独自生活常常会感到孤单,也倾向 于到社会福利院过群体生活。如果家中 有两位老人, 即使其中一位生活无法自 理,另一位也可 以 为其提供照料, 或两人彼此相互照顾。 从这个角 度说 , 家中有两位老人并没有对家庭形成养老压力, 反而减轻了子代 的照料负担 , 提高了家庭养老的能力, 缓解了对社会福利院的需求。 但是, 也可能是由于将家中两位老人同 时送到社会福利 院的成本过高 , 使得部分家庭无力承担, 因而只能承担家庭养老的责任 。
3.讨论
上述研究结果表明社会福利院 床位配置受家庭因素的影响 , 因此假设 3 成立。 这表明 家庭福利对社会福利的重要性, 为理论部分的 预期提供 了证据 : 家庭养老福利对社会养老福利存在明显的挤出效应, 家庭户代际数越多, 家庭支持老人数越多 , 那么 老年人对社会福利院床位资源的需求越少。因此, 在对社会福利院 床位资源进行规划时, 要充分考虑该地区 内 的家庭福利水平,例如,不同家庭代际户 的 比例和不同 家庭供养老人数的 比例情况。
表 4和表 5 的结果显示 ,家庭福利对社会福利的挤出效应是非线性的 ,随着家庭福利负担的不同而呈现出不同的挤出程度。 表 4 显示,一代户 、 二代 户 、 三 代户 、 四 代及以 上户 的 回 归 系 数分别是 0.1 3 2 3 、0.4 2 2 、-0.1 2 8 5 和 -0.0 6 6 。 因 此, 相比 于一代户 和二代户 家庭, 三代户 和四代及以上户 家庭承担 了较多养老责任 , 从而降低了 社会福利院床位资源配置。 但是, 三代户 比例的弹性 比 四 代及以上户 大, 说明 尽管家庭养老福利的增加可以 减少社会福利资源配置, 但是当 家庭养老负担达到 一定程度( 如家中 有 四位及以上老人) 时, 家庭福利对社会福利的替代作用降低, 部分家庭可能倾向 于从社会福利体系 中 寻求资源。同 样, 如表 5所示,一位老人户 、 两位老人户 和 三位及以 上的老人户 的 回 归 系数分别是 0.5 2 0 5 、-0.2 4 9 1 和 0.0 2 2 4 。万人社会福利院床位数对有一位老人的户数比例 的弹性较大且弹性系数为正, 表明 家中有一位老人时,家庭养老能力有限,刺激了社会福利 院床位资源配置。但是 ,有两位老人的家庭对社会福利 院床位资源配置存在抑制作用 ,表明其家庭养老的能力 或可能性增加 。因 此,对于家中 有一位老人的家庭 ,机构养老更为实用有效; 而对于家中 有两位老人的家庭, 政府可以充分运用家庭和社区资源, 促进老人之间 的 相互照顾,通过培育家庭养老能力和发展社区养老 ,减少由于家 中 两位老人同 时入住公共福利机构而带来 的经济负担。
六、结论
在现代经济社会高速发展和人 口 结构变迁的 影响下, 公共福利 资源的有效配置既是缓解社会发展矛盾(如养老、 医疗、 贫困)的重要途径,也是对家庭福利功 能的 有益补充 。 过去对于公共福利 资源配置的分析局限于单维度的制度结构因 素 的 影响 , 忽 略了 空 间结构 因 素 的作用, 导致统计估计的有偏性。本文运用 《 中 国 2 0 1 0 年人口 普查分县资料》 和《 中国 统计年鉴(2 0 1 0 )》县级数据 , 考察公共福利资源配置, 提出“ 制 度一空间”二重结构论的分析框架, 研究社会福利院床 位配置的空间 相关性和邻近性以 及家庭结构 、 城乡 结构 、民族结构和 财政支出 结构 因 素的 影响作用。 与制 度结构 论相 比 ,二重结构论可以发展和丰富公共福利资源配置的研究 ,具体内 容见表 6 。
对于二重结构论的实证检验发现, 从空间结构来说, 邻近县之间 的社会福利院床位配置存在相互影 响 , 大多数县与邻近县之间存在空间溢出 关系 ; 社会福利 院床位的区域配置还存在显著的非均衡性, 东部地区的配置水平明显高于西部地区,且东 西部地区 的 床位配置均呈现出较为 明 显的空 间溢出 效应。从制度结构上来说, 家庭福利对社会福利存在非线性的挤出 效应,不同家庭代际结构和户均支持老人数的户数比例对社会福利院床位配置影响不同 ,这也进一步证实互惠互换的家庭代际关系是家庭福利的重要保障 ,也是缓解社会福利 压力 的 重要因素。城乡结构差异和政府公共财政支出偏好对社会福利院床位配置存在不同 程度 的影响作用,但是民 族结构 因 素的影响作用不显著。 本研究表明 , 制 度和空间 因 素交互影响公共养老福利资源的配置。 空间滞后模型中 体现的 制度和空间 因 素的交互作用, 是指在动态的相邻空 间互动关系中分析制度 因 素的影响作用和影响 程度 , 突 破静态区域分割下对制度因 素分析 的局限。 例如 , 在 OLS 模型 中,少数民族人口比重与万人社会福利 院床位数呈显著的负相关; 但是在空 间 滞后模型中,少数 民族人口比重对万人社会福利院 床位数影响 的显著性消 失,这说明少数 民族人口比重的影 响 可能被空 间 因 素所解释。 可见, 加人空间相关性和空间邻近性影响因素后, 对制度结构因素的影响作用 和影响程度的分析更加客观。 将空 间结构和制 度结构影响因素相结合, 有助于微观地认识地区间公共福利配置的互动模式以及制度结构的影响作用,对提出 更加有针对性的制度政策设计、 促进家庭福利及公共福利体系 的完善具有重要作用。
我们的研究也存在一些局限性。 第一, 对于家庭养老福利的测量 ,除了 家庭代际类型和 户均支持老人数,还可以加人更加全面的指标信息, 这会有助于进一步探讨其 对公共养老服务资源配置的影响 方式和影响程度。 第二,鉴于我国公共福利 资源配置的调查数据有限, 本研究选取了县级社会福利院床位数作为因变量, 但是这一变量难以 反映 我国 公共福利资源配置的全貌。在未来的研究中, 应进一步检验不同公共福利资源配置的空间结构 和制 度结构特征。 此外 , 对于家庭福利和社会福利的互动关系 也需要做进一步探讨。 第三 , 由于数据的缺失,本研究中 仅使用了1 8 2 3个区县数据进行分析, 并没有覆盖全国 所有区县, 可 能存在代表性不足的 问 题。 在以后的研究中, 还需要用全国 所有区县的数据进行检验。进一步的研究还可从如下几方面开展: 第一, 家庭层面研究。 调査和收集有老年人入住 意愿的数据 , 并与其所在家庭的地址信息结合起来, 分析不同 空间位置上的需求并估测所需的养老资源的投入, 这样会使分析结果更加直观。 第二, 收集历次人口 普查和 当年 的经济、 社会等数据 , 形成面板数据,通过嵌套随机效应下的空 间 滞后模型来检验嵌套效应的影响 。 第三, 私人养老机构对公共养老 机构 的替代效应不可忽视 , 这也是未来我 国养老服务发展的趋势之一。 接下来还需要收集私人养老服务机构的 数据, 探讨私人养老资源的 空间 分布以 及对公共养老资源的 补充作用 。 第四, 需要进一步研究制度结构与空 间 结构的 动态关系 , 探讨这两方面的结构是如何互相作用的 。
 
参考文献:
1.薄贵利,2010,《 少数民族地区公共服务建设的难点及对策》 , 《 新视野》第 5期。
2.陈德君,2001,《 人口 老龄化与养老服务保障体系》,《人口研究》第 6 期 。3.陈雯,2012,《“四二一” 家庭结构假设与家庭养老压力事实》,《 华中师范大学学报( 人文社会科学版)》第 5 期。
4.陈映芳,2010, 国家与家庭、 个人一城市 中国 的家庭制度(1949-1979)》 ,季卫东主编《 交大法学》 第一卷,上海 : 上海交通大学出 版社。
5.费孝通,1983 ,《家庭结构变动 中的老年赡养问题一再轮中国 家庭结构的变动》 , 《北京大学学报( 哲学社会科学版) 》 第 3 期。
6.顾佳峰,2011,《人口结构与教育财政的空间计量分析: 对于代际关系 的再诠释》 , 《 社会科学战线》第11期。—,2013,《 医改进程中县级市卫生空间博弈研究》 ,《中国卫生经济》第1期 。
7.郭于华,2001,《代际关系中的公平逻辑及其变迁—对河北农村养老事件的分析》 , 《中国学术》第4期。
8.罗红光,2013,《家庭福利文化与中国福利制度建设》,《社会学研究》第 3 期 。
9.薛冰妮,2013,广东养老一床难求又空置近半》,《老人报》7月10日 。
10.郑功成,2013,《中国社会福利的现状与发展取向》,《 中国人民大学学报》 第 2 期。
11.曾毅、王正联,2004,《中国家庭与老年人居住安排的变化》,《中国人口科学》 第 5 期。
 
文章来源:中国社会学网
详见:http://www.sociology2010.cass.cn/upload/2015/07/d20150701175320356.pdf