發(fā)展戰(zhàn)略實施的核心主體,更要求注重創(chuàng)新的“提質增量”。具體篩選步驟如下:參考《高

技術產業(yè)(制造業(yè))分類2017》,在所有滬深 A 股上市的制造業(yè)企業(yè)篩選高技術制造業(yè),剔

除ST、*ST以及2016—2021年間變量缺失的企業(yè),最終獲得1515個觀測值。

(二)變量定義

1.被解釋變量

創(chuàng)新質量:借鑒張杰等的研究[28],本文采用專利知識寬度測量企業(yè)創(chuàng)新質量。專利

知識寬度指專利所覆蓋知識的復雜程度,可以從技術和價值兩個維度來體現(xiàn)創(chuàng)新質量:一

方面,專利所涵蓋的知識越豐富,專利越不易被模仿改進,在短期內被取代的可能性較低;

另一方面,知識越復雜的專利,其相關替代品越少,企業(yè)更容易獲得創(chuàng)新產品的壟斷價值。

本文使用智慧芽專利數(shù)據(jù)庫中企業(yè)的發(fā)明專利和實用新型專利的IPC分類號數(shù)量測量

專利的知識寬度,公式如下:

Patent_Knowledge=1- ∑α2。

其中Patent_Knowledge表示專利的知識寬度,α 表示專利號中每個大組的比重?？紤]

到企業(yè)專利存在極端值,本文采用中位數(shù)的方法將專利知識寬度信息加總到企業(yè)層面。

創(chuàng)新數(shù)量:參考陳強遠等的做法[29],采用企業(yè)當年發(fā)明、實用新型與外觀專利申請合

計數(shù)作為創(chuàng)新數(shù)量的代理變量,相關數(shù)據(jù)來源于 CNRDS數(shù)據(jù)庫。

2.解釋變量

企業(yè)數(shù)字化轉型:參考吳非等所構建的詞庫[30]對企業(yè)數(shù)字化轉型進行文本分析。通

過在上市公司年報中挖掘并統(tǒng)計關鍵詞詞頻并進行標準化處理,最終作為企業(yè)數(shù)字化轉

型的代理變量。

政府數(shù)字化治理:政府工作報告集中反映了各級政府的施政方針以及工作重點,其中

工作回顧性總結成為評測政府職能履行情況以及政府治理的重要依據(jù)。因此本文借鑒鄧

雪琳的研究[31],以政府工作報告中的回顧與總結為文本分析對象,運用 Python軟件展開

文本挖掘。具體構造方法如下:第一,下載樣本企業(yè)所在地級市共計606份政府工作報

告,將其轉換為txt格式。第二,參考賽迪顧問的《2021數(shù)字經(jīng)濟城市發(fā)展百強榜》抽取典

型政府樣本。第三,利用 Python的Jieba中文分詞功能處理上述典型樣本,分詞之后統(tǒng)

計詞頻,篩選數(shù)字化治理高頻關鍵詞,形成初級詞庫。第四,縮小關鍵詞范圍,挖掘種子詞

匯的前后文本,并提取出現(xiàn)頻率較高的文本組合;運用 Python對政府工作報告原文進行

抽樣并人工回溯,通過復檢文本以及閱讀相關文獻[32-34],優(yōu)化數(shù)字化治理關鍵詞詞庫。

第五,基于數(shù)字化治理總詞庫,利用Jieba功能對所有研究樣本進行分詞處理,統(tǒng)計總詞

庫中的關鍵詞詞頻并標準化。

3.中介變量

管理性交易成本:參考金環(huán)等的研究[35],選擇管理費用占資產總額的比重作為企業(yè)

管理性交易成本的代理變量,并取相反數(shù)進行正向化處理,即指標越大,企業(yè)的管理性交

易成本越低。

信息不對稱性:參考于蔚等的研究[36],采用微觀企業(yè)日頻交易數(shù)據(jù)作為企業(yè)信息不

對稱性的代理變量。具體的指標構建為:提取流動性比率、非流動性比率以及收益率反轉

三個指標中第一主成分構建信息不對稱性的綜合指標,并取相反數(shù)進行正向化處理,即指

標越大,企業(yè)的信息不對稱性越小,信息透明度越高。

46

4.控制變量

參考張國勝等的研究[6]選擇控制變量,相關數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫,具體變量見

表1。

表1 變量及數(shù)據(jù)

變量類型 變量 符號 衡量方法

被解釋變量

創(chuàng)新質量 IQ 專利知識寬度法計算

創(chuàng)新數(shù)量 IN 當年專利申請總量取自然對數(shù)

解釋變量

數(shù)字化轉型 DTT 年報中數(shù)字化轉型相關詞頻數(shù)量取自然對數(shù)

數(shù)字化治理 DTG 政府工作報告中數(shù)字化治理相關詞頻數(shù)量取自然對數(shù)

中介變量

管理性交易成本 COST 管理費用/總資產,正向化處理

信息不對稱性 ASY 企業(yè)日頻交易數(shù)據(jù),正向化處理

控制變量

凈資產收益率 ROE 凈利潤/股東權益平均余額

研發(fā)投入占比 PRD 研發(fā)投入/總資產

現(xiàn)金流量凈額占比 Cashflow 現(xiàn)金流量凈額/總資產

營業(yè)收入增長率 Growth 本年營業(yè)收入/上一年營業(yè)收入-1

企業(yè)價值 TobinQ

(流通股市值+非流通股股份數(shù)×每股凈資產+負債賬面值)/總

資產

所有制性質 SOE 國有控股企業(yè)取值為1,其他為0

董事人數(shù) Board 董事會人數(shù)取自然對數(shù)

固定資產占比 Fixed 固定資產凈額/總資產

企業(yè)規(guī)模 Size 年總資產取自然對數(shù)

(三)模型構建

1.主效應研究

為了檢驗企業(yè)數(shù)字化轉型和政府數(shù)字化治理對創(chuàng)新“提質增量”的影響,本文參考已

有研究[6],構建模型(1)—(4)進行實證檢驗:

IQi,t=α0+α1DTTi,t+αmControli,t+λa+λh+λi+εi,t; (1)

INi,t=α0+α1DTTi,t+αmControli,t+λa+λh+λi+εi,t; (2)

IQi,t=α0+α1DTGi,t+αmControli,t+λa+λh+λi+εi,t; (3)

INi,t=α0+α1DTGi,t+αmControli,t+λa+λh+λi+εi,t。 (4)

2.交互協(xié)同效應研究

借鑒拉里等(Larry,etal.)的方法[37],本文在將變量進行中心化處理的基礎上引入兩

者及其交互項探究交互影響效應,構建模型(5)—(6):

IQi,t=α0+α1DTTi,t+α2 DTGi,t+α3DTTi,t×DTGi,t+αmControli,t+λa+λh+λi+εi,t;

(5)

INi,t=α0+α1DTTi,t+α2DTGi,t+α3DTTi,t×DTGi,t+αmControli,t+λa+λh+λi+εi,t。

(6)

借鑒萬文海等的研究[38],本文在驗證交互作用的基礎上,采用多項式回歸檢驗協(xié)同

效應。對變量進行中心化處理后,構建多項式回歸方程模型(7)—(8):

IQi,t=α0 +α1DTTi,t +α2DTGi,t +α3DTT2

i,t +α4DTTi,t ×DTGi,t +α5DTG2

i,t +

αmControli,t+λa+λh+λi+εi,t; (7)

47

INi,t=α0 +α1DTTi,t +α2DTGi,t +α3DTT2

i,t +α4DTTi,t ×DTGi,t +α5DTG2

i,t +

αmControli,t+λa+λh+λi+εi,t。 (8)

3.協(xié)同影響機制研究

借鑒愛德華茲(Edwards)的研究成果[39],將中介變量作為因變量的多項式方程回歸

所得一次項以及二次項系數(shù)作為權重,分別乘以對應的數(shù)字化轉型和數(shù)字化治理原始數(shù)

據(jù)進行線性加權組合,以獲得表示交互協(xié)同效果的塊變量。進一步以塊變量作為自變量,

企業(yè)創(chuàng)新質量和數(shù)量作為結果變量,采用因果步驟法對管理性交易成本、信息不對稱性進

行中介效應檢驗。構建模型(9)—(20),其中塊變量COST

i,t 、塊變量ASY

i,t 分別代表以 COST、

ASY 為中介變量所生成的塊變量。

COSTi,t=α0+α1DTTi,t+α2DTGi,t+α3DTT2

i,t+α4DTTi,t×DTGi,t+α5DTG2

i,t

+αmControli,t+λa+λh+λi+εi,t; (9)

IQi,t=α0+α1 塊變量COST

i,t +αmControli,t+λa+λh+λi+εi,t; (10)

INi,t=α0+α1 塊變量COST

i,t +αmControli,t+λa+λh+λi+εi,t; (11)

COSTi,t=α0+α1 塊變量COST

i,t +αmControli,t+λa+λh+λi+εi,t; (12)

IQi,t=α0+α1COSTi,t+α2 塊變量COST

i,t +αmControli,t+λa+λh+λi+εi,t; (13)

INi,t=α0+α1COSTi,t+α2 塊變量COST

i,t +αmControli,t+λa+λh+λi+εi,t; (14)

ASYi,t=α0+α1DTTi,t+α2DTGi,t+α3DTT2

i,t+α4DTTi,t×DTGi,t+α5DTG2

i,t+

αmControli,t+λa+λh+λi+εi,t; (15)

IQi,t=α0+α1 塊變量ASY

i,t +αmControli,t+λa+λh+λi+εi,t; (16)

INi,t=α0+α1 塊變量ASY

i,t +αmControli,t+λa+λh+λi+εi,t; (17)

ASYi,t=α0+α1 塊變量ASY

i,t +αmControli,t+λa+λh+λi+εi,t; (18)

IQi,t=α0+α1ASYi,t+α2 塊變量ASY

i,t +αmControli,t+λa+λh+λi+εi,t; (19)

INi,t=α0+α1ASYi,t+α2 塊變量ASY

i,t +αmControli,t+λa+λh+λi+εi,t。 (20)

其中各變量含義見表1所示,α0 表示回歸方程的常數(shù)項,λa 表示地區(qū)固定效應,λh 表示

行業(yè)固定效應,λi 表示個體固定效應,εi,t表示隨機擾動項。

四、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計與相關性分析

從表2的結果可知,企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量的最小值為1.386,最大值為6.750,說明企業(yè)創(chuàng)新

數(shù)量存在較大差異性;企業(yè)創(chuàng)新質量的均值為0.473,標準差為0.197,說明創(chuàng)新質量整體

水平較低,符合當前我國創(chuàng)新質量普遍不高的基本狀況;企業(yè)數(shù)字化轉型程度均值為

2.060,樣本中有超過半數(shù)的企業(yè)數(shù)字化轉型程度低于樣本平均值,說明數(shù)字化轉型程度

較低的企業(yè)占比較高。這與《2021中國企業(yè)數(shù)字轉型指數(shù)》中我國數(shù)字化轉型成果顯著

的企業(yè)僅占16%的結論類似。從上述結果分析來看,本文的樣本選取具有代表性。政府

數(shù)字化治理的均值為2.596,最小值為1.386,最大值為3.332,表明政府在數(shù)字化治理方面

存在明顯差別。從變量之間的相關系數(shù)看,數(shù)字化轉型和數(shù)字化治理與創(chuàng)新數(shù)量之間顯

著正相關,本文的部分主效應得到初步驗證,但還需借助回歸方程作進一步分析。此外,

對全樣本進行共線性診斷,計算得出方差膨脹因子(VIF)全部小于2.5,說明回歸模型通

過了共線性診斷。

48

表2 描述性統(tǒng)計和相關性分析

變量 IN IQ DTT DTG ASY COST PRD ROE

IN 1

IQ -0.035 1

DTT 0.453*** -0.114*** 1

DTG 0.126*** 0.011 0.131*** 1

ASY 0.457*** 0.092*** 0.217*** 0.011 1

COST 0.054** 0.102*** 0.027 0.188*** 0.150*** 1

PRD 0.052** -0.056** 0.247*** 0.030 -0.002 -0.127*** 1

ROE 0.114*** 0.043* -0.0370 -0.090*** 0.330*** 0.020 -0.176*** 1

Cashflow -0.022 0.078*** -0.166*** -0.007 0.183*** 0.006 -0.105*** 0.439***

Growth 0.095*** -0.059** 0.004 -0.110*** 0.188*** -0.041 -0.105*** 0.351***

TobinQ -0.194*** 0.034 -0.079*** -0.075*** 0.261*** -0.152*** 0.211*** 0.305***

SOE 0.219*** -0.037 0.036 -0.016 0.128*** 0.018 -0.146*** 0.056**

Board 0.109*** 0.043* -0.086*** -0.027 0.170*** 0.038 -0.157*** 0.133***

Fixed -0.037 0.044* -0.331*** -0.067*** -0.008 -0.038 -0.202*** -0.046*

Size 0.559*** 0.108*** 0.150*** 0.078*** 0.646*** 0.265*** -0.235*** 0.178***

mean 3.969 0.473 2.060 2.596 -0.043 0.258 0.070 0.076

sd 1.275 0.197 1.429 0.478 0.022 0.350 0.044 0.079

變量 Cashflow Growth TobinQ SOE Board Fixed Size

IN

IQ

DTT

DTG

ASY

COST

PRD

ROE

Cashflow 1

Growth 0.042* 1

TobinQ 0.218*** 0.172*** 1

SOE -0.036 -0.062** -0.124*** 1

Board 0.088*** -0.002 -0.059** 0.242*** 1

Fixed 0.237*** 0.029 -0.098*** -0.041 0.081*** 1

Size 0.043* 0.092*** -0.306*** 0.249*** 0.248*** 0.045* 1

mean 0.056 0.150 2.336 0.267 2.096 0.193 22.370

sd 0.050 0.218 1.189 0.442 0.182 0.113 1.010

注:* 、** 、*** 分別表示在 10%、5%、1% 水平上顯著。

49

(二)回歸結果與分析

表3列(1)—(2)為數(shù)字化轉型影響創(chuàng)新質量及數(shù)量的估計結果。列(1)回歸結果顯

示,在控制其他變量的情況下,DTT的估計系數(shù)不顯著,說明數(shù)字化轉型不會促進企業(yè)創(chuàng)

新“提質”。上述結果與張國勝等的研究結論[5]相近,這可能是因為企業(yè)出于策略性考慮,

會青睞利用數(shù)字化轉型進行難度相對較低的創(chuàng)新。列(2)DTT 的估計系數(shù)顯著為正,表

明數(shù)字化轉型正向影響了企業(yè)創(chuàng)新“增量”。列(3)—(4)為檢驗數(shù)字化治理影響企業(yè)創(chuàng)新

質量和數(shù)量的估計結果。在考慮控制變量的情況下,列(3)—(4)中 DTG 的估計系數(shù)顯

著為正,表明數(shù)字化治理促進了企業(yè)創(chuàng)新“提質增量”。綜上,企業(yè)數(shù)字化轉型沒有促進創(chuàng)

新“提質”,但促進了企業(yè)創(chuàng)新“增量”;政府數(shù)字化治理促進了企業(yè)創(chuàng)新“提質增量”。實證

結果不僅佐證了我國企業(yè)創(chuàng)新“輕質量、重數(shù)量”的特點,而且說明政府數(shù)字化治理在企業(yè)

創(chuàng)新“提質增量”中發(fā)揮著不可替代的引導作用。

表3 直接效應的回歸分析

變量

(1)

IQ

(2)

IN

(3)

IQ

(4)

IN

DTT -0.007 0.053*

(0.008) (0.028)

DTG 0.043*** 0.169***

(0.013) (0.043)

RDS 0.004 -0.009 0.004 -0.009

(0.003) (0.010) (0.003) (0.010)

ROE -0.032 0.469 -0.021 0.544*

(0.096) (0.312) (0.096) (0.311)

Cashflow 0.064 0.156 0.039 0.056

(0.135) (0.441) (0.135) (0.440)

Growth -0.039 -0.238*** -0.027 -0.216**

(0.027) (0.087) (0.027) (0.087)

TobinQ 0.023*** -0.012 0.026*** 0.002

(0.007) (0.023) (0.007) (0.023)

SOE 0.064* 0.044 0.051 -0.001

(0.039) (0.127) (0.039) (0.127)

Board -0.106* -0.084 -0.089 -0.026

(0.059) (0.191) (0.059) (0.191)

Fixed -0.173 1.254*** -0.182 1.211***

(0.121) (0.395) (0.121) (0.393)

Size 0.070*** 0.381*** 0.048** 0.338***

(0.020) (0.064) (0.020) (0.065)

_cons -0.906** -4.670*** -0.591 0.169***

(0.451) (1.469) (0.449) (0.043)

行業(yè)/地區(qū)/個體固定效應 是 是 是 是

N 1515 1515 1515 1515

R2 0.030 0.050 0.038 0.060

F 3.654 6.301 4.690 7.543

注:括號中為標準誤;*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01。

50

(三)內生性檢驗

為了緩解內生性問題,本文借鑒趙濤等、袁淳等的做法[40-41],采用滯后一年的全國互

聯(lián)網(wǎng)上網(wǎng)人數(shù)與1984年企業(yè)注冊所在地級市每萬人固定電話數(shù)量的交互項作為企業(yè)數(shù)

字化轉型工具變量重新回歸;并借鑒鄧達等的做法[42],采用人均互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入端口數(shù)

作為政府數(shù)字化治理工具變量重新進行回歸分析。表4列(1)—(2)顯示第一階段工具變

量IV 與內生變量 DTT和 DTG 顯著正相關,列(3)—(6)報告了第二階段的回歸結果,其

中列(3)—(4)表明企業(yè)數(shù)字化轉型對創(chuàng)新質量系數(shù)不顯著,創(chuàng)新數(shù)量系數(shù)顯著為正;列

(5)—(6)表明政府數(shù)字化治理對創(chuàng)新質量和數(shù)量系數(shù)顯著為正。綜上,本文在控制內生

性問題后,企業(yè)數(shù)字化轉型對提高創(chuàng)新質量仍不顯著,但能夠顯著擴大創(chuàng)新增量,政府數(shù)

字化治理能夠顯著促進創(chuàng)新“提質增量”,與前文基準回歸相符。此外,本文對選取的工具

變量IV 進行了不可識別檢驗和弱工具變量檢驗,AndersonLM 統(tǒng)計量結果表明IV 通過

了不可識別假設,Cragg-DonaldWaldFstatistic統(tǒng)計量結果表明IV 拒絕弱工具變量的

原假設,說明本文選擇的IV 是合理可靠的。

(四)穩(wěn)健性檢驗

為了考察上述結果的可靠性,本文進行了一系列穩(wěn)健性檢驗。第一,借鑒何帆等衡量

數(shù)字化轉型的方式[43],采用上市公司財務報表中有關數(shù)字經(jīng)濟相關部分的無形資產占年

末無形資產凈額比值作為替代變量重新回歸。第二,參考趙濤等的做法[44],從互聯(lián)網(wǎng)發(fā)

展和數(shù)字金融普惠兩方面測度城市層面數(shù)字經(jīng)濟綜合發(fā)展水平,并將其作為數(shù)字化治理

的替代變量重新回歸。第三,將創(chuàng)新質量轉換為啞變量,將大于創(chuàng)新質量中位數(shù)的設為

1,小于創(chuàng)新質量中位數(shù)的設為0,重新回歸。第四,將創(chuàng)新數(shù)量使用極差標準化的方式計

算重新回歸。以上回歸結果均與基準回歸結果一致。

表4 內生性檢驗結果

第一階段 第一階段 第二階段 第二階段 第二階段 第二階段

變量 (1) (2) (3) (4) (5) (6)

DTT DTG IQ IN IQ IN

DTT 0.036 0.563**

(0.073) (0.265)

DTG 0.149*** 0.258***

(0.030) (0.096)

IV 0.001*** 2.155***

(0.001) (0.132)

控制變量 控制 控制 控制 控制 控制 控制

AndersonLM 統(tǒng)計量

Cragg-DonaldWaldFstatistic

Stock-Yogo10% maximalIVsize

16.682*** 16.682*** 219.187*** 219.187***

16.776 16.776 266.062 266.062

16.38 16.38 16.38 16.38

注:括號中為標準誤;*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01。

五、進一步分析

(一)交互協(xié)同效應分析

1.交互效應

企業(yè)數(shù)字化轉型與政府數(shù)字化治理交互協(xié)同能夠對企業(yè)創(chuàng)新“提質增量”產生更大的

51

影響。表6列(1)—(2)的回歸結果分別表明,企業(yè)數(shù)字化轉型與政府數(shù)字化治理交互項

對創(chuàng)新質量及數(shù)量系數(shù)顯著為正,說明企業(yè)數(shù)字化轉型與政府數(shù)字化治理之間存在顯著

的交互影響。結合前文的實證結果可以看出,企業(yè)作為創(chuàng)新活動的直接承擔者,對創(chuàng)新活

動的重要性不言而喻,但在不考慮交互作用的情況下,企業(yè)數(shù)字化轉型對創(chuàng)新數(shù)量的影響

遠大于其對創(chuàng)新質量的影響;而在考慮交互作用的情況下,企業(yè)數(shù)字化轉型與政府數(shù)字化

治理的交互項對創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質量的影響都顯著為正。從交互的角度來講,這說明政

府在企業(yè)數(shù)字化轉型影響創(chuàng)新活動的過程中起到了重要的引導作用,政府數(shù)字化治理引

導企業(yè)數(shù)字化轉型向促進企業(yè)創(chuàng)新“提質增量”的方向發(fā)展[45]。

2.協(xié)同效應

為了更好地呈現(xiàn)交互作用,本文進一步檢驗了政企之間的協(xié)同效應。表5列(3)是對

企業(yè)創(chuàng)新質量協(xié)同作用,回歸結果表明,平衡狀態(tài)下,一致性線斜率顯著為正,曲率不顯

著。這說明當企業(yè)數(shù)字化轉型和政府數(shù)字化治理水平一致時,創(chuàng)新質量會隨著二者的提

升而提升;在非平衡狀態(tài)下,不一致性線斜率顯著為負,曲率不顯著。如圖1所示,響應面

沿著不一致性線順時針旋轉,說明在不一致的情況下,相比于政府數(shù)字化治理低于企業(yè)數(shù)

字化轉型的情形,政府數(shù)字化治理高于企業(yè)數(shù)字化轉型時企業(yè)創(chuàng)新質量更高。列(4)是對

企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量協(xié)同作用,回歸結果表明,平衡狀態(tài)下,一致性線斜率和曲率顯著為正。這

說明在一致的情況下,企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量隨著企業(yè)數(shù)字化轉型和政府數(shù)字化治理水平的提高

呈現(xiàn) U 型發(fā)展規(guī)律,即創(chuàng)新數(shù)量先減少后增加,不平衡狀態(tài)下,不一致性線斜率顯著為

負,曲率不顯著。如圖2所示,響應面沿著不一致性線順時針旋轉,說明在不一致的情況

下,相比于政府數(shù)字化治理低于企業(yè)數(shù)字化轉型的情形,政府數(shù)字化治理高于企業(yè)數(shù)字化

轉型時企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量更高。

以上結果表明,在企業(yè)創(chuàng)新“提質增量”的協(xié)同效應中,呈現(xiàn)出“政府主導邏輯”,可能

的原因在于企業(yè)往往不愿意將有限的創(chuàng)新資源投入到研發(fā)周期較長的高質量創(chuàng)新中,高

水平的數(shù)字化治理能夠幫助政府優(yōu)化創(chuàng)新激勵政策,鼓勵和引導企業(yè)進行高質量的創(chuàng)新,

同時完善動態(tài)市場監(jiān)督機制防止創(chuàng)新投機行為,為企業(yè)創(chuàng)新活動打造良好的創(chuàng)新環(huán)境,為

高質量創(chuàng)新提供保障[5]。

圖1 數(shù)字化轉型和數(shù)字化治理對創(chuàng)新質量的響應面分析

52

圖2 數(shù)字化轉型和數(shù)字化治理對創(chuàng)新數(shù)量的響應面分析

表5 交互協(xié)同效應檢驗

交互效應檢驗 協(xié)同效應檢驗

變量 (1) (2) (3) (4)

IQ IN IQ IN

DTT -0.007 0.049* -0.005 0.060**

(0.008) (0.028) (0.009) (0.029)

DTG 0.046*** 0.165*** 0.054*** 0.213***

(0.013) (0.043) (0.015) (0.048)

DTT2 0.004 0.017

(0.005) (0.015)

DTT ×DTG 0.016** 0.053** 0.015* 0.044*

(0.008) (0.026) (0.008) (0.026)

DTG2 0.026 0.161**

(0.021) (0.068)

控制變量 控制 控制 控制 控制

一致性線

X=Y:斜率(a1)

0.049***

(2.814)

0.273***

(4.972)

X=Y:曲率(a2)

0.045

(0.042)

0.222***

(3.082)

不一致性線

X=-Y:斜率(a3)

-0.059***

(-3.2586)

-0.153***

(0.008)

X=-Y:曲率(a4)

0.015

(0.625)

0.134

(1.718)

N 1515 1515 1515 1515

R2 0.041 0.065 0.042 0.070

F 4.581 7.505 4.035 6.882

注:括號中為標準誤;*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01。

53

(二)交互協(xié)同的影響機制分析

1.管理性交易成本的影響機制分析

本文采用塊變量方法進行管理性交易成本的中介效應檢驗,表6將列(1)得到的估計

系數(shù)作為權重進行線性加權組合,計算出相應的塊變量進行管理性交易成本中介效應的

檢驗。表6列(2)、列(3)的回歸結果顯示塊變量對創(chuàng)新質量和數(shù)量系數(shù)顯著為正,初步說

明企業(yè)數(shù)字化轉型—政府數(shù)字化治理協(xié)同機制對管理性交易成本的綜合影響會對企業(yè)創(chuàng)

新“提質增量”產生正向作用;列(4)的結果顯示塊變量對管理性交易成本系數(shù)顯著為正,

說明數(shù)字化轉型—政府數(shù)字化治理協(xié)同機制能夠對企業(yè)內部管理產生正向影響,有效降

低管理性交易成本;列(5)、列(6)將塊變量與管理性交易成本變量同時作為自變量進行回

歸,結果顯示塊變量對創(chuàng)新質量不顯著,對創(chuàng)新數(shù)量顯著為正,管理性交易成本對創(chuàng)新質

量和數(shù)量的系數(shù)顯著為正,說明數(shù)字化轉型和數(shù)字化治理的交互協(xié)同能夠通過降低企業(yè)

內部的管理性交易成本來促進企業(yè)創(chuàng)新“提質增量”。綜上,企業(yè)數(shù)字化轉型和政府數(shù)字

化治理通過協(xié)同賦能組織管理交易成本,幫助企業(yè)實現(xiàn)信息的互聯(lián)互通,降低企業(yè)各部門

的管理協(xié)調成本,提高管理決策效率,減少由于政策固化所帶來的額外成本,緩解企業(yè)資

金約束,提高企業(yè)創(chuàng)新活動的資金支撐力度,最終促進企業(yè)創(chuàng)新活動“提質增量”。

表6 管理性交易成本的影響機制檢驗

變量

(1)

COST

(2)

IQ

(3)

IN

(4)

COST

(5)

IQ

(6)

IN

COST 塊變量 1.251** 6.669*** 0.535*** 0.655 5.262***

(0.493) (1.622) (0.042) (0.522) (1.721)

COST 1.114*** 2.630***

(0.333) (1.097l)

DTT 0.005***

(0.001)

DTG 0.012***

(0.001)

DTT2 0.001***

(0.000)

DTT ×DTG 0.003***

(0.001)

DTG2 -0.001

(0.002)

控制變量 控制 控制 控制 控制 控制 控制

N 1515 1515 1515 1515 1515 1515

R2 0.254 0.025 0.027 0.231 0.034 0.032

F 5.970 2.600 13.460 6.050 2.590 13.530

注:括號中為標準誤;*p<0.1,**p<0.05,***p< 0.01。

2.信息不對稱性的影響機制分析

同理,本文采用塊變量方法檢驗信息不對稱性的中介效應。表7通過列(1)所得的估

計系數(shù)為權重計算得到相應的塊變量進行回歸;列(2)—(3)的回歸結果顯示塊變量對創(chuàng)

新質量和數(shù)量的系數(shù)顯著為正,初步說明企業(yè)數(shù)字化轉型—政府數(shù)字化治理協(xié)同機制對

信息不對稱的綜合影響會對企業(yè)創(chuàng)新“提質增量”產生正向作用;列(4)的結果顯示塊變量

54

對信息不對稱性系數(shù)顯著為正,說明數(shù)字化轉型—政府數(shù)字化治理協(xié)同機制能夠有效緩

解企業(yè)與利益相關者之間的信息不對稱性;列(5)—(6)將塊變量與信息不對稱性變量同

時作為自變量進行回歸,結果顯示塊變量對創(chuàng)新質量和數(shù)量的系數(shù)顯著為正,信息不對稱

性變量對創(chuàng)新質量和數(shù)量的系數(shù)顯著為正,說明企業(yè)數(shù)字化轉型—政府數(shù)字化治理的交

互協(xié)同能夠通過降低信息不對稱性來促進企業(yè)創(chuàng)新“提質增量”。綜上,企業(yè)數(shù)字化轉型

和政府數(shù)字化治理通過協(xié)同提升企業(yè)信息價值,幫助企業(yè)有效公開創(chuàng)新信息,協(xié)調創(chuàng)新信

息共享和保密的平衡關系,讓外界利益相關者及時、準確把握企業(yè)創(chuàng)新價值、過程以及風

險等相關信息,有效緩解企業(yè)創(chuàng)新的資源約束[24],最終促進企業(yè)創(chuàng)新活動“提質增量”。

表7 信息不對稱性的影響機制檢驗

變量

(1)

ASY

(2)

IQ

(3)

IN

(4)

ASY

(5)

IQ

(6)

IN

ASY 塊變量 0.118*** 0.510*** 0.125*** 0.111*** 0.469***

(0.027) (0.090) (0.028) (0.028) (0.091)

ASY 0.056** 0.329***

(0.028) (0.091)

DTT 0.036***

(0.009)

DTG 0.050***

(0.015)

DTT2 0.010***

(0.005)

DTT ×DTG 0.008

(0.008)

DTG2 0.070***

(0.022)

控制變量 控制 控制 控制 控制 控制 控制

N 1515 1515 1515 1515 1515 1515

R2 0.306 0.035 0.039 0.296 0.038 0.049

F 10.300 2.690 15.450 10.820 2.640 11.460

注:括號中為標準誤;*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01。

六、研究結論與啟示

本文圍繞數(shù)字經(jīng)濟內涵,提出企業(yè)數(shù)字化轉型、政府數(shù)字化治理賦能創(chuàng)新“提質增量”

的理論機理,研究結論如下:數(shù)字化轉型能促進企業(yè)創(chuàng)新增量但不能提質;數(shù)字化治理能

促進企業(yè)創(chuàng)新“提質增量”。數(shù)字化轉型和治理交互協(xié)同更加促進創(chuàng)新“提質增量”,當二

者處于一致高水平時賦能效果更好,而二者不一致時,政府數(shù)字化治理領先于企業(yè)數(shù)字化

轉型時企業(yè)創(chuàng)新“提質增量”效果更好。進一步從企業(yè)內部資源效應和外部信息效應出

發(fā),本研究發(fā)現(xiàn)管理性交易成本和信息不對稱性在企業(yè)數(shù)字化轉型—政府數(shù)字化治理交

互協(xié)同促進企業(yè)創(chuàng)新“提質增量”方面具有顯著的中介效應。

本研究得到以下管理啟示:

第一,由本文結論政府數(shù)字化治理有效促進企業(yè)創(chuàng)新“提質增量”可得,政府應加速數(shù)

55

字化治理平臺建設,建立數(shù)字化治理體系,進一步發(fā)揮數(shù)字化治理優(yōu)勢,充分考慮企業(yè)現(xiàn)

狀,避免“一刀切”的籠統(tǒng)性政策,以實現(xiàn)對創(chuàng)新政策的科學決策;建立精準高效的監(jiān)督機

制,避免企業(yè)通過擴大創(chuàng)新數(shù)量而采取套利行為;精準治理創(chuàng)新環(huán)境、高效配置創(chuàng)新資源,

引導企業(yè)協(xié)調好創(chuàng)新質量和數(shù)量的關系,將重點聚焦在高質量創(chuàng)新上,推動企業(yè)創(chuàng)新“提

質增量”;而企業(yè)數(shù)字化轉型能幫助企業(yè)創(chuàng)新“增量”,因此企業(yè)應加快數(shù)字化轉型升級,積

極引進和培育數(shù)字人才,加大投資建設企業(yè)數(shù)字化平臺,在此過程中不斷釋放數(shù)據(jù)要素潛

力以及數(shù)字生產力,應用和推廣數(shù)字技術與企業(yè)創(chuàng)新過程深度融合,充分利用數(shù)字技術優(yōu)

勢提高企業(yè)資源利用效率,降低生產經(jīng)營成本,為企業(yè)創(chuàng)新“提質增量”提供技術支撐。與

此同時積極配合政府數(shù)字化治理的引導,將其中的數(shù)字化轉型風險和要求及時反映給相

關部門,推動實現(xiàn)兼顧企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量的同時將重點放在高質量創(chuàng)新,以求長期資本回報。

第二,本文的研究結果表明,在企業(yè)數(shù)字化轉型和政府數(shù)字化治理促進企業(yè)創(chuàng)新“提

質增量”的過程中存在著政府主導的交互協(xié)同作用,因此企業(yè)創(chuàng)新活動高質量發(fā)展的關鍵

在于政府實現(xiàn)數(shù)字化治理。政府部門應當積極引進數(shù)字化高端人才,推動數(shù)字底層技術

建設,加快數(shù)字技術與現(xiàn)代治理體系的融合,優(yōu)化自身創(chuàng)新職能,避免政府數(shù)字化治理水

平落后于企業(yè)數(shù)字化轉型的情況。首先,政府部門應該對相關數(shù)字技術、數(shù)字平臺加強監(jiān)

督,維護良好的創(chuàng)新環(huán)境。其次,制定合理的政策積極引導企業(yè)進行數(shù)字化轉型,針對性

解決企業(yè)數(shù)字化轉型難、成本高等問題。而企業(yè)也應當切實考慮自身情況,當自身的數(shù)字

化轉型較為成熟、所擁有的數(shù)字化技術領先于政府數(shù)字化治理水平時,企業(yè)應該不局限于

短期利益,杜絕追求創(chuàng)新數(shù)量的套利行為,實現(xiàn)兼顧創(chuàng)新質量和數(shù)量的可持續(xù)發(fā)展。同

時,在政企交互下,政府應通過企業(yè)了解和掌握相關的數(shù)字技術和經(jīng)驗,運用這些工具提

供更好的治理效能,提升數(shù)字化治理水平。當自身的數(shù)字化水平處于低于政府數(shù)字化治

理的階段時,企業(yè)應盡快適應數(shù)字時代背景下知識、技術高速流動的特征,借助政府高效

的治理體系,加快提高數(shù)字化轉型水平,達到與數(shù)字化治理相匹配以促進創(chuàng)新“提質增

量”。

第三,由本文交互協(xié)同的作用機制結果可得,在數(shù)字時代背景下,數(shù)字技術已逐步形

成企業(yè)創(chuàng)新活動的關鍵,一方面,企業(yè)數(shù)字化轉型—政府數(shù)字化治理的交互協(xié)同應進一步

發(fā)揮數(shù)字技術優(yōu)勢,明確政企之間的分工互動,加快轉變政府職能,通過數(shù)字治理提升依

法治理能力、規(guī)范政策制定和執(zhí)行,利用數(shù)字技術積極與企業(yè)溝通,推動實現(xiàn)政企之間的

數(shù)據(jù)共享,集中為企業(yè)建立更好的體制和營商環(huán)境,為企業(yè)管理活動掃清障礙,減少企業(yè)

非必要管理成本。此外,企業(yè)應加快生產流程的數(shù)字化改造,實現(xiàn)企業(yè)部門之間點對點互

聯(lián),推進企業(yè)數(shù)字化應用水平,優(yōu)化企業(yè)內部的組織結構,降低管理成本,給企業(yè)創(chuàng)新活動

提供更多資源空間。另一方面,政府應該利用數(shù)字技術主導搭建企業(yè)信息平臺,通過數(shù)字

化治理監(jiān)督維護企業(yè)信息平臺穩(wěn)定運作,企業(yè)作為平臺主體應該積極披露結構化信息數(shù)

據(jù),多維度展示企業(yè)創(chuàng)新能力,提升企業(yè)的認可度,向利益相關者傳遞正面信息,降低信息

不對稱程度以吸引外界更大力度地支持企業(yè)創(chuàng)新活動,進而促進企業(yè)創(chuàng)新“提質增量”。

[參 考 文 獻]

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ResearchontheCollaborativeImpactMechanismofEnterpriseDigital

TransformationandGovernmentDigitalGovernanceontheInnovation

“ImprovementinBothQuantityandQuality”

WU Wei-hong,QINZhen,ZHANGAi-mei,LIUYing

(SchoolofEconomicsandManagement,BeijingUniversityofChemicalTechnology,Beijing100029,China)

Abstract:Basedonthedigitalempowermenttheory,thispapertakes396high-tech manufacturing

listedcompaniesfrom 2016to2021assamples,andexploresthe mechanism ofenterprisedigital

transformationandgovernmentdigitalgovernanceempoweringenterpriseinnovation “improvement

inboth quantity and quality”from the micro and macro dimensions;itemploys polynomial

regression,responsesurfaceanalysisand block variableanalysistoanalyzeitsinteraction and

coordinationmechanism,andclarifiesthemultidimensionalpathsofdigitaleconomyinpromotingthe

“quantityandquality”ofenterpriseinnovation.Theresearchresultsshowthat:(1)Thedigital

transformationofenterprisessignificantlypromotesthe“quantity”,insteadof“quality”ofenterprise

innovation;government digital governance significantly enhancesthe both.(2) Thereis an

interactivesynergybetweenenterprisedigitaltransformationandgovernmentdigitalgovernance,

whichsignificantlypromotesthe“quantityandquality”ofenterpriseinnovation;inabalancedstate,

i.e.whenthetwoareatadouble-highlevel,enterpriseinnovationperformanceisbetter,andina

non-balancedstate,the“l(fā)eadinglogic”ofgovernmentdigitalgovernanceispresented.(3)Itfurther

verifiesthattheinteractivecollaboration between governmentandenterprisescan promotethe

“quantityandquality”ofenterpriseinnovationbyreducingenterprisemanagementtransactioncosts

andalleviatingtheinformationasymmetry.Theconclusionenrichestheresearchondigitaleconomy

andenterpriseinnovation,providesanewpathforenterprisestogetoutofthedilemmaofqualitybiasedinnovation,andoffersanewreferenceforgovernmentdepartmentstoimplementthedigital

economypolicyandoptimizetheinnovationenvironment.

Key words:enterprise digitaltransformation;government digitalgovernance;improvementin

quantityandquality;interactivecollaboration

[責任編輯 劉文俊]

58

第60卷 第2期 廣西師范大學學報(哲學社會科學版) Vol.60 No.2

2024年3月 JournalofGuangxiNormalUniversity(PhilosophyandSocialSciencesEdition) Mar.,2024

doi:10.16088/ji.ssn.1001-6597.2024.02.005

[收稿日期]2023-11-01

[基金項目]教育部哲學社會科學研究重大課題攻關項目“構建高質量社會領域公共服務體系研究”(21JZD034)

[作者簡介]王歡明(1984—),男,江西瑞昌人,大連理工大學教授、博士生導師,研究方向:城市治理、公共服務供

給等。

社會支持視角下農村老年人互助養(yǎng)老行為

及影響因素研究

王歡明1,鐘崢云2

(1.大連理工大學 公共管理學院,遼寧 大連 116023;2.中國人民大學 公共管理學院,北京 100872)

[摘 要]老齡化“城鄉(xiāng)倒置”、養(yǎng)老資源“分布倒掛”現(xiàn)象加劇,互助養(yǎng)老成為解決我國農村養(yǎng)老問題

的新途徑?；谏鐣С掷碚?運用 CHARLS2018年數(shù)據(jù),考察社會支持對農村老年人互助養(yǎng)老行為的

影響,研究發(fā)現(xiàn):正式社會支持中助推型公共政策能通過“減少策略”和重構互助環(huán)境顯著發(fā)揮促進作用;

非正式社會支持中隔代照料正向作用顯著;與農村老年人經(jīng)濟條件相關的變量均起到負向作用,互助養(yǎng)老

行為的根本驅動與經(jīng)濟困境有關;非正式社會支持與正式社會支持存在交互效應,助推政策與照料孫子女

具有互補性;低齡、無配偶且受教育水平較高的農村老年女性互助養(yǎng)老行為更強。研究結論有助于揭示互

助養(yǎng)老行為影響因素以及柔性助推在其中的作用。

[關鍵詞]互助養(yǎng)老行為;正式社會支持;非正式社會支持;助推

[中圖分類號]C913.6 [文獻標識碼]A [文章編號]1001-6597(2024)02-0059-16

一、引言

我國人口老齡化的步伐逐步加快,呈現(xiàn)未富先老、漸富快老的發(fā)展特點,這對養(yǎng)老體

系供給的充足性和可持續(xù)性提出了更高的要求。中國發(fā)展研究基金會預測,到2035年,

中國農村60歲及以上老年人口在農村人口中所占比例將提高到37.7%,比較而言,我國

農村人口老齡化程度更高,老齡化“城鄉(xiāng)倒置”、養(yǎng)老資源“分布倒掛”現(xiàn)象加劇。農村地區(qū)

成為我國養(yǎng)老服務體系建設的重點、難點和痛點所在:一方面,由于目前大量農村勞動力

在城務工,家庭結構日益小型化,家庭養(yǎng)老能力正在減弱;另一方面,機構養(yǎng)老的成本居高

不下,不能滿足現(xiàn)階段養(yǎng)老需求。因此我們需要從如何拓展新的養(yǎng)老模式來積極應對人

口老齡化的挑戰(zhàn)。國家層面對農村互助養(yǎng)老越來越重視。2018年,政府工作報告中首次

提出互助養(yǎng)老,這種基于傳統(tǒng)鄉(xiāng)土社會守望相助的養(yǎng)老方式被稱為“農村互助養(yǎng)老”模

式[1]。2021年12月8日,國內首份聚焦這一模式的研究報告正式發(fā)布。互助養(yǎng)老被認

為是養(yǎng)老服務的“第三條道路”[2],互助養(yǎng)老模式在我國農村養(yǎng)老領域的重要性不言而喻,

加快探索農村可持續(xù)互助養(yǎng)老的創(chuàng)新路徑,能夠為我國解決農村養(yǎng)老問題提供示范樣本。

59

近年來,“互助養(yǎng)老”模式應運而生,通過社區(qū)參與和能力互補的方式,實現(xiàn)鄰里老年

人的養(yǎng)老服務的供需匹配,構建利益共享和情感凝聚的共同體關系[3]。我國互助養(yǎng)老的

實踐大致經(jīng)歷了各地零散萌芽探索時期、廣泛推廣融合發(fā)展時期以及互助理念逐漸深化

時期,然而目前我國農村互助養(yǎng)老模式集中于以下兩種應用困境:一是隨著傳統(tǒng)鄉(xiāng)村社會

結構和人際關系不斷解構與變遷,純粹的熟人社會被取代[4],最初依賴較高的信任與道德

水平“自下而上”興起的群眾自發(fā)守望相助形式已不可持續(xù),只愿獲取而不愿提供服務的

“搭便車”現(xiàn)象頗多,互助養(yǎng)老的基石因缺少組織化和制度化岌岌可危[5];二是部分地方政

府逐漸意識到互助養(yǎng)老對于彌補農村養(yǎng)老短板之關鍵意義,通過了一系列的政策安排,但

更多屬于“自上而下”政府主導的社會構建現(xiàn)代互助體系,在壓力型體制下,供給主體的行

為邏輯是以行政化指標的達成為導向[6],沒有考慮地方實際應用需求與條件,形式主義、

重建輕管、供需不匹配等亂象嚴重[7]。要解決上述問題歸根結底要加強對農村老年人互

助養(yǎng)老行為的社會支持力度,其中正式社會支持中明確政府作用的發(fā)揮方式是關鍵。

中國古代就有鄰里互助養(yǎng)老的傳統(tǒng),但相對來說理論層面的研究起步較晚,得益于其

低成本、廣覆蓋的屬性在我國未富先老的現(xiàn)實國情下具有廣闊發(fā)展空間。近年來關于如

何推動互助養(yǎng)老可持續(xù)發(fā)展國內學者的研究視角愈發(fā)多元,但既有研究存在以下不足:第

一,更多將目光聚焦于農村互助養(yǎng)老的內涵界定、模式比較、邏輯機制、現(xiàn)實困境及優(yōu)化路

徑等定性評述,尚未從定量研究的角度深入探討社會支持對于互助養(yǎng)老行為有何影響;第

二,現(xiàn)有研究多關注宏觀與中觀層面,忽略互助養(yǎng)老模式中個體有限理性引發(fā)的參與積極

性問題,鮮少關注個體由認知系統(tǒng)引發(fā)的互助養(yǎng)老行為情況。

針對以上問題,本文擬以農村老年群體為研究對象,運用社會支持理論,基于2018年

的 CHARLS數(shù)據(jù),構建二元 Logistic回歸模型,對農村老年人擁有的正式與非正式社會

支持系統(tǒng)考察互助養(yǎng)老行為的影響,并分析群體異質性帶來的影響差異。該研究在理論

上豐富了農村老年人互助養(yǎng)老行為的影響因素研究,建立了更加完善的公共政策分析框

架,擴展了助推理論的應用范圍,肯定了正式與非正式社會支持系統(tǒng)的互補作用;在實踐

上,該研究為農村互助養(yǎng)老服務實施者提供政策建議與策略支持,以期使這項適合中國國

情、有溫度、有人情味的以互助為主要特征的養(yǎng)老模式在更大范圍內實施。

二、理論分析及研究假設

(一)非正式社會支持與互助養(yǎng)老行為

社會支持在20世紀70年代作為一個科學的專業(yè)術語被正式提出來,指人們在日常

生活中遇到困難時可以利用的有形和無形資本,是一個具有多元結構的概念,它既包含環(huán)

境因素,又包含個體內在的認知因素,直接反映個體與他人之間的相互作用[8]。經(jīng)過半個

多世紀的研究,關于社會支持的知識得到了顯著豐富。國外有學者系統(tǒng)總結了社會支持

跨多個學科的理論觀點,指出目前社會支持的六個關鍵特征,包括數(shù)量和質量、利用、來

源、內容、格式以及一致性;同時發(fā)現(xiàn)社會支持在應用中主要發(fā)揮著四種動態(tài)作用:作為積

極催化劑、積極增強劑、消極緩沖器、消極因素加劇劑[9]。也有學者總結出老年人的社會

支持網(wǎng)絡開始的級聯(lián)因果過程,通過社會支持、自我效能、健康促進行為進行調解,最終影

響健康老齡化[10]。國內學者前期從社會結構轉型的角度關注弱勢群體的整體社會支持

狀況,認為構建弱勢群體社會支持網(wǎng)絡迫在眉睫。更多學者聚焦病患者、失能失智空巢老

60

年人、婦女、失業(yè)者、留守兒童、學生群體等脆弱群體的社會支持。在當前老齡化背景下,

一些專家認為,上個世紀60年代的嬰兒潮會導致老齡化的快速發(fā)展[11],因此對銀發(fā)群體

養(yǎng)老問題的考察逐漸占據(jù)多數(shù),現(xiàn)有研究主要基于社會支持理論,探討老年人身心健康狀

況的影響因 素[12],也 有 研 究 從 社 會 支 持 視 角 出 發(fā),做 單 案 例 或 多 案 例 分 析 養(yǎng) 老 服 務

模式[13]。

互助養(yǎng)老與社會支持同樣有著密切關系。社會支持作用的發(fā)揮在于維持個體良好的

心理情緒體驗,讓老年人有意愿同時也有能力參與到互助養(yǎng)老當中。本研究主要考察社

會支持的提供主體。不同學者將社會支持提供主體定義為“重要的他人如家庭成員、朋

友、同事、親屬和鄰居等”[14]、“國家、企業(yè)、社團和個人”[15]、“社會網(wǎng)絡”[16]乃至“各種社會

聯(lián)系”[17]。學者們根據(jù)各自的研究目標,對社會支持的分類各不相同。但在大多數(shù)學者

視野里,對于社會支持提供主體包括各種非正式的和正式的關系網(wǎng)絡已達成共識。非正

式社會支持系統(tǒng)主要指以家庭為核心的非正式社會關系資源提供的幫助,主要源自親屬

關系或個人關系。在中國社會中,孝道倫理是一種強有力的社會規(guī)范,它規(guī)范了家庭成員

之間的互動和責任。家庭是老年人的主要支持來源,成年子女會盡最大努力,根據(jù)父母的

實際情況,提供適當?shù)酿B(yǎng)老支持。家庭不僅能夠滿足老年人的物質和生活需求,還能夠給

予他們情感和精神上的慰藉,這是其他社會機構或個人所無法替代的[18]。既有研究發(fā)現(xiàn)

針對農村老年人存在的抑郁問題,子女的支持在緩解老年人的孤獨感方面發(fā)揮了關鍵作

用[19]。對于農村留守老人而言,非正式社會支持體系中家庭尤其是家庭成員的支持尤為

重要,子女不僅應該在經(jīng)濟上給予老人更多的物質支持,同時也應該給予他們更多的呵護

和情感支持[20]。由此可見,家庭網(wǎng)絡是老年人精神和經(jīng)濟支持的重要來源。

基于此,本文提出研究假設 H1:非正式社會支持對農村老年人的互助養(yǎng)老行為有促

進作用。

家庭代際支持是非正式支持的主體,有助于老年人向外拓展社會網(wǎng)絡,更積極地參與

社交與互助活動[21]。在社會轉型大背景下,家庭代際支持包括“自下而上”與“自上而下”

雙向的資源流動[22]:一方面強調子女對父母的養(yǎng)老責任,子女通過外出就業(yè)提高收入水

平后,會增加對老人的經(jīng)濟支持,以此彌補照料支持的缺失[23];另一方面強調父母對子女

的幫助,為了追求更好的職業(yè)發(fā)展,許多成年子女選擇在城市工作,而將他們的子女寄養(yǎng)

在農村的祖父母家中。這種隔代照料的現(xiàn)象,反映了家庭成員之間的利益協(xié)調和責任分

擔[24]。老年人通過隔代照料的方式為家庭收益最大化做出貢獻,有助于其實現(xiàn)自我價

值,并帶來精神上的安慰[25]。因此本研究中非正式社會支持選擇子女經(jīng)濟資助與照料孫

子女兩個變量。

1.子女經(jīng)濟資助

在社會轉型背景下,成年子女的空間流動導致了家庭養(yǎng)老支持模式的轉型,即:經(jīng)濟

支持的增強和生活照料、精神慰藉的減弱。家庭代際支持從“面對面”型向“心靈相通”型

演變。一方面,空間流動造成的空間分離效應削弱了農村老年人家庭養(yǎng)老支持資源的可

達性,降低了受空間約束的老年人家庭生活照料和精神慰藉的水平;另一方面,空間流動

帶來的收入增加效應或養(yǎng)老資源補償效應增強了不受空間約束的老年人家庭經(jīng)濟支持的

責任或意愿[18]。

子女的經(jīng)濟資助愈發(fā)成為農村老年人最主要的經(jīng)濟來源[26]。從需求響應的視角分

析,子女的空間流動也可能激發(fā)父母對子女的經(jīng)濟支持的期待[27]。王萍、高蓓認為,農村

61

正式的養(yǎng)老體系的缺失,使得子女提供的經(jīng)濟資助成為老年人養(yǎng)老的補償性需求,能夠提

高老年人的生活質量,形成良好的心理情緒體驗,進而推動老年人參與互助養(yǎng)老活動[28]。

由此有研究假設 H1a:子女經(jīng)濟資助對農村老年人的互助養(yǎng)老行為有促進作用。

2.照料孫子女

在中國農村地區(qū),家庭結構核心化和代際居住距離分隔化的趨勢,以及傳統(tǒng)文化所強

調的家庭延續(xù)和血濃于水的傳承觀念,導致越來越多的老年人成為未成年孫子女的實際

照料者[29]。關于照顧孫子女這種“逆向反哺”的方式與老年人參與互助養(yǎng)老等社交互動

的關系之間目前存在著兩種不同觀點。一種觀點認為祖孫關系是老年人社會支持網(wǎng)絡的

重要構成要素,隔代照料是時間和情感資源的雙向轉移,可以通過角色優(yōu)化策略有效緩解

老年人的心理負擔,增加老年人參與社交活動的可能性與頻率。祖父母照顧孫子女可以

減輕子女的工作負擔,間接促進子女達成社會成就,也可以為家族的延續(xù)與繁榮做出貢

獻,滿足老年人自我實現(xiàn)需求。同時,老年人的“逆向反哺”行為并不是一個家庭內部的封

閉性活動,增加了老年人與現(xiàn)代社會的接觸面積,有助于老年人走出家門積極參與社區(qū)交

流活動,密切與鄰居、朋友、家人之間的情感聯(lián)系[30]。另一種觀點依據(jù)角色沖突理論,認

為老年人照顧孫子女會對他們的社會網(wǎng)絡和身體健康造成負面的影響[31]。高強度的隔

代照料行為會導致老年人面臨多重角色的負擔,增加他們的心理和生理負荷,身心俱

疲[32]。照料孫子女也有可能擠占老年人參與社會活動的外出時間,影響其社交網(wǎng)絡規(guī)

模,導致他們處于朋友隔離的狀態(tài)[33]。

本研究秉持積極老齡化的視角,認為老年人照料孫子女是一種繼續(xù)體驗和“發(fā)揮余

熱”的方式,老年人在照料孫子女的過程中能夠體現(xiàn)自身的價值,增強自我效能感,帶來更

積極的生活與交往方式[34]。

由此有研究假設 H1b:照料孫子女對農村老年人的互助養(yǎng)老行為有促進作用。

(二)正式社會支持與互助養(yǎng)老行為

正式社會支持系統(tǒng)主要指以政府為核心的正式組織和正式的制度安排為人們提供的

保障,主體包括政府、機構、企業(yè)、社區(qū)等,提供諸如社會保障制度、助老敬老政策、基礎設

施建設等支持形式[35]。近幾年隨著現(xiàn)代化的發(fā)展沖擊著以血緣和親緣為紐帶的非正式

支持,老年人必將轉向社會尋求必要的支持和服務才能滿足更多更全面的需求,正式支持

系統(tǒng)在規(guī)范化和組織化互助養(yǎng)老服務中愈發(fā)重要。如從社區(qū)支持視角切入,有學者提出

“村里是否經(jīng)常組織老年人服務活動”等正式手段對于提高農村老年人互助養(yǎng)老參與意愿

具有顯著作用[36]。

基于此,本文提出研究假設 H2:正式社會支持對農村老年人的互助養(yǎng)老行為有促進

作用。

自2002年起,我國政府強化了農村正式社會支持體系的構建,增強了農村的制度化

支持能力。在既有的正式社會支持研究中,大多數(shù)文獻都聚焦在政策和保險兩大類。因

此本研究中正式社會支持選擇助推型公共政策與養(yǎng)老保險兩個變量。

1.助推型公共政策

政府頒布公共政策是正式社會支持的關鍵組成部分,隨著行為科學的興起及其對傳

統(tǒng)公共管理研究方法和實踐運用的拓展,以及行為公共管理學作為一個跨學科新分支在

近年誕生[37],助推型公共政策作為一種對傳統(tǒng)公共政策的革新手段,為提升農村互助養(yǎng)

老政策有效性提供了新思路。助推指任何不依靠明令禁止或明顯的經(jīng)濟刺激方式,而利

62

用個體在選擇架構中的行為偏好或非理性行為,以積極的方式影響人們的行為朝著預期

的方向改變[38]。一方面,地方政府制定互助養(yǎng)老的助推型公共政策,采用“減少策略”可

以改善個體的非理性決策。具體來說,我國農村中目前主流的養(yǎng)老模式有家庭養(yǎng)老與機

構養(yǎng)老兩種,基于家庭生活方式與結構的改變,傳統(tǒng)家庭養(yǎng)老模式功能不斷弱化,而同樣

“政府包辦”的方式使得養(yǎng)老機構缺乏發(fā)展能力,定價過高,質量也參差不齊,因此導致老

年人最終進入適宜養(yǎng)老院的過程非常繁瑣,即個人所面臨的由社會結構因素交織而成的

決策場域非常復雜。老年群體作為社會人可能會出現(xiàn)非理性的行為傾向。因此有必要在

政府公共政策中應用助推思路,通過“減少策略”向社區(qū)力量與鄰里關系借力,將原先必須

親力親為、復雜棘手的養(yǎng)老問題簡化成了充分調動村民自治組織的力量。減少流程和優(yōu)

化服務,有助于使農村老年人在棘手問題中做出趨向理性的選擇,進而參與到互助養(yǎng)老行

動之中,在一定程度上影響人們決策的同時也維護了其選擇的自由。

另一方面,建立“政策+”引領模式,能夠重構互助環(huán)境。關于互助養(yǎng)老的助推型政策

著重以多渠道宣傳鄰里互助、互惠、志愿等理念,以現(xiàn)代吸納傳統(tǒng)的方式重新激活村民自

治的主體意識,打造農村社會資本的傳統(tǒng)與現(xiàn)代的對話,有助于利用農村老年群體的心理

行為特征,營造特定的社會環(huán)境。人的行為不僅有自利和利他的動機,還受到文化、社會、

人格、情緒等多種因素的影響。助推理論認為個體行為很大程度上受到環(huán)境的強力影響,

所以政府通過微調個體的決策環(huán)境,用更為親和的表達方式,來影響和引導農村老年人主

動地做出互助養(yǎng)老行為[39]。

由此有研究假設 H2a:助推政策對農村老年人的互助養(yǎng)老行為有促進作用。

2.養(yǎng)老保險

養(yǎng)老保險包括退休金、城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險、新型農村養(yǎng)老保險等等。眾多學者在論述

正式社會支持對老年人的身心健康、主觀幸福感、社交活動參與等的積極作用時,都將養(yǎng)

老保險納入作為其中一項重要指標[12]。農村老年人的退休收入水平與心理健康水平呈

正相關關系[30]。新農保作為正式社會支持的一種,降低了農村老年人的子女養(yǎng)老依賴

度[40],其提供的基礎養(yǎng)老金對老年人提供的精神作用遠遠高于經(jīng)濟作用[41]。原理在于,

基于社會壓力的視角,農村老年人是處于疾病多發(fā)和低收入的高危群體,非正式的社會支

持無法有效地緩解這些壓力,而正式的社會支持可以提升農村老年人的風險抵御能力和

生活自主性(如新農保等養(yǎng)老保險增加了農村居民的消費支出等等),通過主效模式增強

老年人的主觀幸福感,進而促進參與互助養(yǎng)老活動;另一方面,養(yǎng)老保險作為一種社會保

障制度,為農村老年人提供了經(jīng)濟和心理上的保障。當農村老年人遭遇疾病和貧困等危

機時,養(yǎng)老保險能夠減輕他們的經(jīng)濟負擔,增加他們的社會資源,提高他們的社會支持感,

從而通過緩沖模式提升老年人的主觀幸福感,進而促進參與互助養(yǎng)老活動[42]。

由此有研究假設 H2b:養(yǎng)老保險對農村老年人的互助養(yǎng)老行為有促進作用。

(三)正式社會支持與非正式社會支持的交互效應

在社會支持網(wǎng)絡中,正式社會支持與非正式社會支持并非是兩個完全獨立的概念,既

有研究中在非自愿搬遷移民的相對多維資產貧困領域,有學者便探討了正式社會支持與

非正式社會支持的交互效應[43]。在農村互助養(yǎng)老的社會支持結構問題上,學界目前對二

者關系持對立態(tài)度:一種觀點認為,正式與非正式社會支持具有互補性,即一方采取社會

支持,另一方的邊際收益能夠得到提高。如有學者在總結農村社會支持結構的轉型趨向

問題上,特別強調農村社會支持結構是多元化的,這種結構主要以正式支持為主體,非正

63

式支持為輔[44]。也有學者以老年人機構養(yǎng)老意愿為例,驗證了正式和非正式社會支持產

生了相同的作用力影響[45]。另一種觀點認為,正式與非正式社會支持具有替代性,當一

方提供的制度效能較弱時,另一方將發(fā)揮替代作用。如有學者在研究社會支持對城鄉(xiāng)老

人健康水平的影響的實證分析過程中注意到,增加養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險等正式社會支持

降低了接受子女照顧的老年人的健康水平?？赡艿脑蚴?社保的加入擠出了子女對老

人的照顧,減輕了子女贍養(yǎng)老人的壓力[46]。

基于此,本文提出研究假設 H3:

H3a:正式與非正式社會支持對農村老年人互助養(yǎng)老行為的影響具有互補效應;

H3b:正式與非正式社會支持對農村老年人互助養(yǎng)老行為的影響具有替代效應。

基于以上研究假設,本文構建理論框架如圖1所示。老年人互助養(yǎng)老行為的意愿受

多種因素影響,在社會支持系統(tǒng)中,不同主體扮演不同角色,為農村老年人提供相應的支

持,這有助于提高農村地區(qū)老年人為他人提供日常護理、精神慰藉、社會交往支持等互助

養(yǎng)老行為的可能性。老年人的個體狀況、家庭等非正式支持以及政府等正式支持共同作

用于老年人的互助養(yǎng)老行為。

'

.24

L .24

. 5=

圖1 社會支持影響互助養(yǎng)老行為的理論框架

三、數(shù)據(jù)與方法

(一)回歸模型設定

作為被解釋變量,農村老年人互助養(yǎng)老行為是二元離散變量,因此本研究采用二分類

Logistic回歸模型,運用Stata軟件對影響農村老年人互助養(yǎng)老行為的社會支持因素進行

量化分析。

設因變量為y,當y 取值為1時表示農村老年人有參與互助養(yǎng)老的行為,取值為0時

表示農村老年人沒有參與互助養(yǎng)老的行為。影響y 的k 個解釋變量分別記x1,x2,x3,

…,xk,設農村老年人i參與互助養(yǎng)老的條件概率為p(y=1|X)=pi,則1-pi 表示農村

老年人i沒有參與互助養(yǎng)老的發(fā)生概率,它們均是由解釋變量向量 X 構成的非線性函

數(shù)。通過對數(shù)轉化,得到 Logit回歸模型的線性表達式:

ln

Pi 1-Pi =α+ ∑

k

i=1

βixi +ε。 (1)

式(1)中,α 為截距,k 為社會支持的個數(shù)。其中,βi 為社會支持的系數(shù),反映社會支持影

響農村老年人互助養(yǎng)老行為的方向及程度,ε表示隨機誤差項。

(二)數(shù)據(jù)來源與變量設置

本研究所使用的數(shù)據(jù)來自兩方面:第一,中國健康與養(yǎng)老調查(CHARLS)數(shù)據(jù)庫

64

2018年的截面數(shù)據(jù),同時為保證基本信息的完整性,將2011、2013、2014、2015四年數(shù)據(jù)

予以整合;第二,數(shù)據(jù)庫追蹤調查涵蓋的全國城市中政府官網(wǎng)及新聞報道。在剔除無效樣

本和缺失值之后,共獲得1156個有效樣本。

1.被解釋變量:互助養(yǎng)老行為

互助養(yǎng)老行為是指不同老年群體、不同年齡段的老年人內部相互支持、相互安慰。雖

然互助養(yǎng)老在我國農村發(fā)展由來已久,但是目前大多數(shù)的互助養(yǎng)老仍然處于非制度化的

水平,主要依賴于個體之間非正式的互幫互助,因此區(qū)別于農村幸福院、時間銀行等互助

養(yǎng)老方式,本文主要研究傳統(tǒng)的非正式文化互助形式,即李靜、趙爽爽兩位學者提出的傳

統(tǒng)聊天、串門、打牌、廣場舞等有助于推動老年人橫向互動的社會參與網(wǎng)絡[47]。在社會互

動理論中,農村互助養(yǎng)老服務是老年人根據(jù)彼此間的需求內容而采取互動行為[4]。農村

互助養(yǎng)老服務可分為兩類:一類是剛性(物質)需求,以衣食住行等滿足經(jīng)濟和生活方面的

工具性支持為主;另一類是軟需求(精神)驅動,包括老人間情感交流、人文關懷等感情性

支持,隨著中國社會的快速變化以及農村老年人與前輩相比具有的新的特征,老年群體養(yǎng)

老需求的關注逐漸上升到了精神慰藉、社會參與以及價值實現(xiàn)層面[48]。老年人的相互交

流促進了養(yǎng)老活動內容與方式選擇的個性化和多元化,在互動中逐漸培養(yǎng)了自助意識,在

互助中提升了自身選擇與整合適宜的養(yǎng)老資源來滿足自身養(yǎng)老需求的能力[49]。雖然村

民之間互助是基于個人主義的互利活動,但因這種互利的活動存在于人們的社會交往

中[50],因此在問卷中對應問題是“您過去一個月是否進行了下列社交活動?”,其中五個選

項“串門、與朋友交往”“打麻將、下棋、打牌、去社區(qū)活動室”“向與您不住在一起的親人、朋

友或者鄰居提供幫助”“跳舞、健身、練氣功等”以及“照顧與您不住在一起的病人或殘疾

人”。五項互助行為中如果參與了任何一項,則賦值為1,如果沒有,則賦值為0。數(shù)據(jù)來

自于 CHARLS數(shù)據(jù)庫。

2.解釋變量:社會支持

(1)非正式社會支持層面資源。用子女是否提供經(jīng)濟資助、老年人是否給予孫子女照

料來代表這個變量。子女經(jīng)濟資助變量根據(jù)受訪者對“過去一年,您或您的配偶是否從與

您或您的配偶非同住的子女處獲得過經(jīng)濟支持?”的回答賦值,如果是,賦值為1,如果否,

賦值為0。照料孫子女變量根據(jù)受訪者對“過去1年,您或您配偶是否花時間照看了您的

孫子女或外孫子女?”的回答賦值,如果是,賦值為 1,如果否,賦值為 0。數(shù)據(jù)來自于

CHARLS數(shù)據(jù)庫。

(2)正式社會支持層面資源。用是否有養(yǎng)老保險以及是否有互助養(yǎng)老助推政策來代

表這個變量。其中是否有養(yǎng)老保險的數(shù)據(jù)來自于 CHARLS數(shù)據(jù)庫,根據(jù)問題:是否正在

領取,預計將來可以領取或目前正在繳費以下養(yǎng)老保險,選項包括“政府機關或公務員的

退休金、事業(yè)單位退休金、多項補充養(yǎng)老保險(年金)、城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險、新型農村養(yǎng)老保

險”等等,有以上養(yǎng)老保險中任意一種則賦值為1,一種養(yǎng)老保險都沒有則賦值為0。2017

年是農村互助養(yǎng)老政策導向的轉型關鍵時間點。是否有互助養(yǎng)老助推政策的數(shù)據(jù)來自于

2017年各個城市政府官方網(wǎng)站的檢索情況與有關推進互助養(yǎng)老模式的各地新聞報道,如

果有,則賦值為1,如果沒有,則賦值為0。

3.控制變量

為避免遺漏變量造成研究偏倚,本研究控制了其他解釋變量?；趪鴥韧庖延醒芯?

我們發(fā)現(xiàn)老年人的個體特征因素也會影響研究結果,因此設定控制變量包含性別、年齡、

65

婚姻狀況、受教育程度等。數(shù)據(jù)來自于 CHARLS數(shù)據(jù)庫。

表1 變量設定與賦值情況

變量 變量名稱 變量賦值

被解釋變量 互助養(yǎng)老行為

五項互助行為中如果參與了任何

一項,則賦值為1,如果沒有,則賦

值為0

解釋變量

互助養(yǎng)老助推政策 是=1,否=0

養(yǎng)老保險 是=1,否=0

子女經(jīng)濟資助 是=1,否=0

照料孫子女 是=1,否=0

控制變量

性別 男=1,女=0

年齡 連續(xù)變量

婚姻狀況

已婚(已婚與配偶一同居住、已婚,

但因為工作等原因暫時沒有跟配

偶在一起居住、分居)=1,未婚(離

異、喪偶、從未結婚)=0

受教育程度

文盲=1,小學未畢業(yè)但能書寫=

2,小學畢業(yè)=3,中學畢業(yè)=4,高

中及以上=5

(三)描述性統(tǒng)計分析

本研究的被解釋變量、解釋變量以及其他控制變量的描述性統(tǒng)計分析見表2。

表2 描述性統(tǒng)計分析結果

變量 樣本量 平均數(shù) 標準差 最小值 中位數(shù) 最大值

互助養(yǎng)老行為 1156 0.43 0.49 0 0 1

助推型政策 1156 0.62 0.48 0 1 1

養(yǎng)老保險 1156 0.90 0.30 0 1 1

子女經(jīng)濟資助 1156 0.48 0.50 0 0 1

照料孫子女 1156 0.39 0.49 0 0 1

性別 1156 0.45 0.50 0 0 1

受教育程度 1156 2.17 1.17 1 2 5

婚姻 1156 0.76 0.43 0 1 1

年齡 1156 69.76 7.32 60 68 103

基于描述性統(tǒng)計分析,不難發(fā)現(xiàn)在被調查對象中,性別分布較為均勻,小學及以下文

化程度居多,年齡在60~69歲之間居多,已婚者居多。社會支持方面,可發(fā)現(xiàn)提供養(yǎng)老保

險的比例較高。此外目前我國農村老年人互助養(yǎng)老行為整體比例在平均水平偏下,認同

度不高,互助的內容以提供精神安慰的文娛活動和聊天談心為主,服務品質較為單一初

級,我國農村互助養(yǎng)老的社會網(wǎng)絡還處于一個弱關系網(wǎng)絡。原因可能是原來的鄉(xiāng)土社會

是在地緣和血緣的基礎上建立,傳統(tǒng)的社會資本較為豐富,但現(xiàn)在的“陌生人社會”使農村

老人的交際圈逐漸縮小、獲得資源和支持的可能性不斷降低,這在一定程度上減少了橫向

結構社會網(wǎng)絡密度[51]。

由于模型中的若干解釋變量可能會同方向影響被解釋變量,因此在回歸分析之前,先

66

分析研究變量之間是否存在多重共線性問題是有必要的。一般而言,當方差膨脹因子

VIF>3時,各變量之間存在一定程度的多重共線性。當 VIF>10時,各變量之間存在高

度共線性。本研究中根據(jù)共線性檢驗結果 VIF為1.00,小于3,所以它們之間不存在多重

共線性的干擾,在合理范圍內,可以直接開展后續(xù)回歸分析。

四、實證結果與分析

(一)社會支持對互助養(yǎng)老行為的影響分析

表3展示了使用二元 Logistic回歸估計農村老年人社會支持情況對其互助養(yǎng)老行為

的影響結果。模型1是只納入了非正式社會支持系統(tǒng)的自變量回歸結果,主要包括子女

提供經(jīng)濟補助以及老年人給予孫子女的照料;模型2是只納入了正式社會支持系統(tǒng)的自

變量回歸結果,主要包括頒布互助養(yǎng)老相關助推政策以及提供養(yǎng)老保險;模型3將所有變

量納入,形成全模型。

表3 農村老年人參與互助養(yǎng)老服務影響因素的模型擬合結果

變量 非正式支持(1) 正式支持(2) 全模型(3)

互助養(yǎng)老行為

助推型政策 0.260** 0.267**

(0.126) (0.126)

養(yǎng)老保險 -0.025 -0.009

(0.206) (0.206)

子女經(jīng)濟資助 -0.142 -0.143

(0.121) (0.122)

照料孫子女 0.269** 0.274**

(0.124) (0.124)

性別 -0.345** -0.343** -0.340**

(0.135) (0.135) (0.135)

受教育程度 0.223*** 0.218*** 0.218***

(0.058) (0.058) (0.058)

婚姻 -0.366** -0.368** -0.369**

(0.155) (0.155) (0.156)

年齡 -0.022** -0.025*** -0.024**

(0.009) (0.009) (0.009)

_cons 1.176 1.269* 1.124

(0.724) (0.760) (0.767)

N 1156.000 1156.000 1156.000

注:* p < 0.1,** p < 0.05,*** p < 0.01;括號內為穩(wěn)健標準誤。

1.正式與非正式社會支持系統(tǒng)的影響

模型1與全模型體現(xiàn)了非正式社會支持系統(tǒng)對農村老年人互助養(yǎng)老行為的影響。由

表3可以看到,子女提供經(jīng)濟資助對于互助養(yǎng)老行為沒有顯著的影響,且表現(xiàn)為負向作

67

用,這一反常的現(xiàn)象原因可能是農村老年人如果在一定程度上實現(xiàn)了生活的充裕,則個體

獨立性增強,可以保證生活無憂,進而參與互助養(yǎng)老的內在驅動力下降。此外回歸結果發(fā)

現(xiàn)老年人照料孫子女對其是否采取互助養(yǎng)老行為具有顯著的正面影響。該結果驗證了假

設 H1部分成立,假設 H1a不成立,假設 H1b成立。

照料孫子女在5%的統(tǒng)計水平上顯著,表明其提高了農村老年人參與互助養(yǎng)老行為。

本研究的結果與角色優(yōu)化理論相一致,該理論主張,老年人的角色多元化可以促進他們的

角色參與和角色履行,從而豐富他們的社會體驗,在此基礎上,老年人可以通過多種角色

獲取各類重要資源,例如經(jīng)驗、技能等方面的資本以及在面臨壓力的事件時得到的社會支

持與應對策略。同時,角色履行也意味著老年人在健康、權力和地位等方面的情感滿足與

充盈,使得老年人更有意愿和能力去參與互助養(yǎng)老活動。老年人的孫輩照顧者角色可以

促進他們的社會參與,也可以增強他們與外界溝通聯(lián)系。老年人在照料孫輩(特別是幼

兒)的時候,經(jīng)常會帶著孫子女到各種社區(qū)公共空間活動,為老年人與鄰里交往提供機會,

并且與其他同樣照顧孫子女的老人有更多的共同話題,從而拓展其朋友網(wǎng)絡,在這一過程

中獲得彼此信息進而提高社會信任,有助于支撐其實現(xiàn)互惠行為,創(chuàng)造互助機會。本研究

揭示,老年人的隔代照料是一種重要的社會參與方式,對于提升家庭親密度、拓展社會網(wǎng)

絡、推動積極老齡化等方面有著現(xiàn)實意義,重視和鼓勵老年人隔代照料,是對老年人“老有

所為”的價值肯定。

模型2與全模型體現(xiàn)了正式社會支持系統(tǒng)對農村老年人互助養(yǎng)老行為的影響。由表

3可以看到,在模型2中,頒布互助養(yǎng)老的助推政策對農村老年人采取互助養(yǎng)老行為有顯

著正向影響。受到互助養(yǎng)老的助推政策引導的農村老年人更愿意加入到互助養(yǎng)老的行動

中。假設 H2a成立。而養(yǎng)老保險對其互助養(yǎng)老行為作用不顯著,與子女經(jīng)濟資助一樣都

起到了負向的影響作用,說明農村老年人互助養(yǎng)老行為的根本驅動因素可能與經(jīng)濟上的

困境有關。當出現(xiàn)養(yǎng)老保險等在內的以現(xiàn)金支付為主要手段的農村社會保障體系,農村

傳統(tǒng)的現(xiàn)金、實物的互助保障便從主要角色轉為補充或協(xié)同角色,這符合現(xiàn)代國家的發(fā)展

規(guī)律。假設 H2b不成立。假設 H2部分成立。

模型2與全模型中互助養(yǎng)老助推型政策都對老年人的互助養(yǎng)老行為作用顯著,說明

助推能夠有效改變人們的親社會行為決策。原理在于,助推本質上是基于大腦的認知系

統(tǒng),干預個體所面對的外在選擇架構的管理,從而在無形中影響個體決策[52]。農村互助

養(yǎng)老模式強調自我治理和自我決策,但仍需要政府給予一定的引導和支持。根據(jù)現(xiàn)有研

究可知,農村老年人并不會因為孤獨而主動與其他人交往,需要一只外部的手推動,即提

供助推型的政策支持。全國多個城市出臺政策,推進以村級鄰里互助點、農村幸福院等為

基礎的農村互助養(yǎng)老服務網(wǎng)絡建設。按照村級主辦、政府支持的原則,充分調動農村老年

人自身資源,鼓勵其發(fā)揮所長,實現(xiàn)互助養(yǎng)老中的老年人在老有所養(yǎng)的基礎上,進一步實

現(xiàn)老有所為;此舉既能更好滿足農村老人足不出戶,又能充分挖掘和利用農村現(xiàn)有養(yǎng)老資

源,有效緩解農村養(yǎng)老資金、服務、人才等資源短缺問題,減輕養(yǎng)老壓力。

互助養(yǎng)老助推型政策有利于被助推者個人和社會:一方面,這一助推舉措符合老年人

現(xiàn)階段自身利益,為農村老年人提供了另外一種更加簡化的選擇路徑。假設任何決策者

在任何情況下總是有強烈的偏好并深思熟慮是不現(xiàn)實的。當出現(xiàn)選項太多難以抉擇的情

況,讓人們自主做出選擇可能并不會產生最好的結果。這正是非理性行為產生的外在原

因,同時也是助推得以發(fā)揮作用的重要原因[52]。合理的是,老年人缺乏識別首選所需具

68

備的認知能力和知識,因此政府通過政策助推有助于使老年人不必因家庭結構變遷導致

的子女見面頻率低而感到孤獨與恐慌,也不必在選擇養(yǎng)老院機構的繁瑣程序中感到無力,

這對于生活在“去養(yǎng)老院就意味著兒女不孝、抬不起頭”的傳統(tǒng)觀念下的老人是一種精神

上的慰藉與解脫。

另一方面,助推政策符合政府與公共利益。老年人的互助養(yǎng)老參與使他們成為農村

互助養(yǎng)老的福利受惠者,只要老年人具備自理能力和互助意識,就可以融入到互助養(yǎng)老的

群體中。在互助之風重建的外在環(huán)境架構下,越來越多的老年人加入到互相幫扶的行動

中來,形成地域性共同體,使其發(fā)揮老年人自我養(yǎng)老的潛力,成為社會養(yǎng)老資源籌集的參

與者,同時能利用這些資源為本地高齡、失能老年人提供低成本的社會養(yǎng)老服務。此舉能

夠有效解決農村空心化、家庭空巢化現(xiàn)象,補齊農村養(yǎng)老缺口,有效擴充社會養(yǎng)老服務資

源,減輕現(xiàn)代養(yǎng)老服務的壓力,為實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略助力。因此,“發(fā)展農村互助養(yǎng)老不是

一個被迫的選擇,而是基于農村實際情況和資源稟賦的一個很好的選擇”[53]。是基于利

他主義、情誼、約定俗成的互惠意愿的幫助行為,創(chuàng)造了個人、家庭、政府和社會的多贏。

實證結果也表明助推政策有效提升了農村老年人的政策遵從行為。

2.正式與非正式社會支持對互助養(yǎng)老行為的交互影響

考慮到既有研究中正式與非正式社會支持存在互補效應或替代效應,社會支持影響

機制的發(fā)揮是在二者的互動配合中實現(xiàn)的,因此本研究在原有回歸模型中,分別加入二者

交互項。模型(1)是全模型,模型(2)中只加入子女經(jīng)濟資助與助推政策的交互項,模型

(3)只加入照料孫子女與助推政策的交互項,模型(4)只加入子女經(jīng)濟資助與養(yǎng)老保險的

交互項,模型(5)只加入照料孫子女與養(yǎng)老保險的交互項。從交互效應來看,互助養(yǎng)老助

推政策與照料孫子女存在顯著交互作用,回歸結果中主效應和交互項均顯著。其他變量

間的交互作用不顯著。

表4 正式與非正式社會支持交互效應結果

變量 模型(1) 模型(2) 模型(3) 模型(4) 模型(5)

互助養(yǎng)老行為

助推政策

0.267** 0.264** 0.261** 0.265** 0.268**

(0.126) (0.127) (0.126) (0.126) (0.126)

養(yǎng)老保險

-0.009 -0.008 -0.017 -0.048 -0.009

(0.206) (0.207) (0.206) (0.209) (0.207)

子女經(jīng)濟資助

-0.143 -0.138 -0.136 -0.140 -0.144

(0.122) (0.122) (0.122) (0.122) (0.122)

照料孫子女

0.274** 0.268** 0.273** 0.272** 0.275**

(0.124) (0.124) (0.125) (0.124) (0.124)

子女經(jīng)濟資助 助推政策

-0.647**

(0.252)

照料孫子女 助推政策

0.511**

(0.257)

子女經(jīng)濟資助 養(yǎng)老保險

-0.482

(0.417)

69

續(xù)表

變量 模型(1) 模型(2) 模型(3) 模型(4) 模型(5)

照料孫子女 養(yǎng)老保險

-0.157

(0.417)

性別

-0.340** -0.349** -0.333** -0.330** -0.342**

(0.135) (0.136) (0.135) (0.136) (0.135)

教育程度

0.218*** 0.225*** 0.215*** 0.216*** 0.218***

(0.058) (0.058) (0.058) (0.058) (0.058)

婚姻

-0.369** -0.361** -0.360** -0.365** -0.369**

(0.156) (0.156) (0.156) (0.156) (0.156)

年齡

-0.024** -0.023** -0.023** -0.023** -0.024**

(0.009) (0.009) (0.009) (0.009) (0.009)

_cons

1.124 1.141 1.377* 1.024 1.216*

(0.767) (0.769) (0.765) (0.728) (0.725)

N 1156.000 1156.000 1156.000 1156.000 1156.000

注:* p < 0.1,** p < 0.05,*** p < 0.01;括號內為穩(wěn)健標準誤。

表4模型(3)分析了互助養(yǎng)老助推政策與照料孫子女之間的交互效應。結果顯示:照

料孫子女的回歸系數(shù)顯著為正,助推政策的回歸系數(shù)顯著為正,照料孫子女與互助養(yǎng)老助

推政策的交互項系數(shù)顯著為正。這說明,老年人照料孫子女會增強助推政策對于農村老

年人互助養(yǎng)老行為的促進作用。通俗來講說明正式社會支持的正面效果在加入非正式社

會支持的調節(jié)后得到了強化,即正式與非正式社會支持可以起到互補作用,推動老年人參

與到互助養(yǎng)老服務的提供當中,這符合新的孝道規(guī)范。由此驗證了假設 H3a部分成立,

假設 H3b不成立。

同時,為了能夠更加直觀地描述正式與非正式社會支持交互作用對農村老年人互助

養(yǎng)老行為的影響效果,本文描繪了在照料孫子女為0和1時,助推政策對農村老年人互助

養(yǎng)老行為的影響效果,交互作用斜率圖詳見圖2。在圖2中,當頒布助推政策時,如果老

年人照料孫子女,則其參與互助養(yǎng)老的行為將會增加,因此二者具有互補性。

&ff

&ff

0ff 0ff







5

=





















圖2 照料孫子女與助推政策的交互作用

3.個體特征的影響

由于老年人在個體健康狀況、技能和常識上的差異,有必要從個體特征角度來考察影

響老年人互助養(yǎng)老行為的因素。根據(jù)回歸結果可知,性別、年齡、婚姻以及受教育程度四

70

個變量都對農村老年人互助養(yǎng)老行為的影響具有顯著性,具體而言,低齡、無配偶且受教

育水平較高的農村老年女性參與互助養(yǎng)老服務的可能性顯著更強。一個影響性別差異的

因素是,女性通常比男性更容易向生活中的人透露和討論她們工作中面臨的壓力問題。

溝通過程有助于引導社會支持以緩解他們的工作壓力。而男性更渴望獨立,有時社會支

持甚至體現(xiàn)為一種無效的消極緩沖;年齡在很大程度上代表了老年人的身體健康水平,高

齡老年人往往失能失智的比重更高,需要家庭照護,無法便捷地行走以參與互助養(yǎng)老活

動;與此同時可以觀察到,相對于有配偶的老年人,無配偶的農村老年人更有可能參與互

助養(yǎng)老服務。這一點與既有研究結論“獨居對養(yǎng)老服務的需求更大,參與意愿也更高”一

致。此外人們認為受教育程度較高的老年人能夠更好地尋求社會聯(lián)系并參與活動以擴大

他們的社交網(wǎng)絡[54],并且伴隨著老年人退休后有較多的時間可以自由支配,多數(shù)受教育

水平較高的老年人希望利用此閑暇時光繼續(xù)充電、發(fā)揮余熱進而實現(xiàn)自我價值。以上多

要素結合在一起,形成了一個共同的個體特征因素組合影響社會支持對個人的作用。

(二)穩(wěn)健性檢驗

本研究采用替換估計法,即通過Probit模型對回歸結果進行穩(wěn)健性檢驗。穩(wěn)健性檢

驗結果中,可以發(fā)現(xiàn)非正式支持、正式支持、個人特征以及全模型中變量的方向及顯著性

幾乎不變,即改變回歸模型與前文回歸結果基本一致,未改變研究結論。在正式與非正式

社會支持對互助養(yǎng)老行為交互效應檢驗過程中,結果發(fā)現(xiàn),照料孫子女的回歸系數(shù)顯著為

正,助推政策的回歸系數(shù)顯著為正,二者的交互項系數(shù)顯著為正。與前文結論一致。因此

整體上,穩(wěn)健性檢驗結果進一步表明上述結果是可靠的。

五、結論

完善農村養(yǎng)老保障體系是中國式現(xiàn)代化進程中的一項重大課題,它關乎廣大人民群

眾的切身利益。在農村養(yǎng)老事業(yè)水平低、缺口大的現(xiàn)實圖景下,互助養(yǎng)老是編織農村養(yǎng)老

服務網(wǎng)絡的重要節(jié)點。經(jīng)過實證分析本文有如下研究發(fā)現(xiàn):第一,正式社會支持中地方政

府的助推型公共政策能通過“減少策略”和重構互助環(huán)境來顯著地發(fā)揮作用,相較于傳統(tǒng)

的行政命令等強制性手段,柔性助推的方式正受到越來越多的關注并在實踐中被驗證具

有良好效果。第二,非正式社會支持中的隔代照料對于老年人互助養(yǎng)老行為的正向作用

顯著。第三,與農村老年人經(jīng)濟條件相關的變量均起到負向作用,說明互助養(yǎng)老行為的根

本驅動與經(jīng)濟困境有關。第四,正式與非正式社會支持不完全獨立,通過交互效應分析得

到助推政策與照料孫子女存在互補性,需平衡兩者內在關系實現(xiàn)支持網(wǎng)絡最優(yōu)化。第五,

低齡、無配偶且受教育水平較高的農村老年女性參與互助養(yǎng)老服務的可能性顯著更強。

農村老年人互助養(yǎng)老行為受到個體特征的影響。

綜合考慮以上結論,本文提出推動農村老年人互助養(yǎng)老行為需要雙管齊下。一方面

要兼顧正式與非正式社會支持兩種手段,在家庭和社會之間分擔老年人支持責任方面找

到平衡點:保持非正式支持重要地位以構建高凝聚力的家庭環(huán)境;同時探索運用柔性助推

的方式加強正式支持,推動政府采取更具體的行動,在互助養(yǎng)老組織的運作中重點扮演規(guī)

劃者、監(jiān)督者的角色,將互助養(yǎng)老納入鄉(xiāng)村振興的重點任務統(tǒng)一規(guī)劃,構建可持續(xù)發(fā)展的

大環(huán)境,并包含與之匹配的文化環(huán)境和政策環(huán)境,以解決與人口老齡化相關的新問題。另

一方面要增強老年人對互助養(yǎng)老的認同度:利用輿論力量宣傳引導讓社會各界人士認識

71

到互助養(yǎng)老的可行性和優(yōu)越性,推動養(yǎng)老互助與傳統(tǒng)互助理念相結合,充分探索和利用現(xiàn)

有互助文化,增進社會互信;同時建立社會支持網(wǎng)絡和多元主體共同參與機制,整合和擴

大社會支持的內容和范圍,更好凝聚其社會資本和發(fā)揮社會連帶機制。

本文也存在一些不足之處:首先,鑒于 CHARLS數(shù)據(jù)庫公開數(shù)據(jù)的時間限制,樣本

數(shù)據(jù)具有一定滯后性,無法研究2018年之后的最新情況;且選擇的是2018年的截面數(shù)

據(jù),如果社會支持本質上是流動的,或者對社會支持的反應是動態(tài)的時間,那么正式與非

正式社會支持的重要性是否會發(fā)生變化尚不易確定。其次,鑒于 CHARLS數(shù)據(jù)庫面向

的調查對象主要為農村中老年人,因此城市的樣本量較少,無法進一步研究老年人互助養(yǎng)

老行為的城鄉(xiāng)對比情況。同時本研究得到的僅僅是相關而非因果關系,缺乏中介機制的

探討。

在未來研究中,助推與標準政策之間是替代還是互助性關系? 應該如何看待助推和

助力在發(fā)揮作用上的聯(lián)系與區(qū)別? 以上問題值得深入思考;在互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)、人工智能

等新興技術高速發(fā)展的時代,未來研究中將注意力更多傾斜到數(shù)字助推也是應有之義。

此外,社會支持層面,未來可以更進一步調查社會支持是否以及如何解決老年群體之間不

同的需求,探討社會支持過程中所有關鍵因素之間的動態(tài)和復雜匹配,采用過程觀來看待

社會支持和考慮時間因素可能會產生更精確和更細致的解釋。

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ResearchonMutualAidforElderlyCareinRuralChinaandIts

InfluencingFactorsfromthePerspectiveofSocialSupport

WANGHuan-ming

1,ZHONGZheng-yun2

(1.SchoolofPublicAdministration,DalianUniversityofTechnology,Dalian116023;

2.SchoolofPublicAdministrationandPolicy,Beijing100872,China)

Abstract:Thesituationthaturban-ruralinversionandinverteddistributionofelderlycareresources

intensifies,andmutualassistanceforelderlycarehasbecomeanewwaytosolvetheproblemofrural

elderlycareinChina.Basedonthetheoryofsocialsupport,employingthedataofCHARLS(2018),

thisstudyexaminestheimpactofsocialsupportonthemutualelderlycarebehaviorofruralelderly.

Researchhasfoundthatsupportivepublicpoliciesinformalsocialsupportcansignificantlyplaya

promotingrolethrough “reductionstrategies”andrestructuringthe mutualaidenvironment;the

positiveeffectofinter-generationalcareininformalsocialsupportissignificant;thevariablesrelated

totheeconomicconditionsofruralelderlyallbearanegativeeffect,andthefundamentaldriving

forceisrelatedtoeconomicdifficulties;thereisaninteractiveeffectbetweeninformalsocialsupport

andformalsocialsupport,andthereiscomplementaritybetweenpromotingpoliciesandcaringfor

grandchildren;ruralelderlywomenwithayoungerage,nospouse,andahigherlevelofeducation

actoutstrongermutualassistance.Theresearchconclusionhelpstorevealtheinfluencingfactorsof

mutualaidelderlycarebehaviorandtheroleofflexibleassistanceinit.

Keywords:mutualaidforelderlycare;formalsocialsupport;informalsocialsupport;boosting

[責任編輯 趙立慶]

74

第60卷 第2期 廣西師范大學學報(哲學社會科學版) Vol.60 No.2

2024年3月 JournalofGuangxiNormalUniversity(PhilosophyandSocialSciencesEdition) Mar.,2024

doi:10.16088/ji.ssn.1001-6597.2024.02.006

[收稿日期]2023-10-16

[基金項目]國家社科基金一般項目“中國多層次、多支柱養(yǎng)老保險體系的政策體制研究”(22BGL209)

[作者簡介]郭磊(1979—),男,同濟大學經(jīng)濟與管理學院副教授,管理學博士,研究方向:社會保障政策過程。

社會建構、反饋效應與延遲退休年齡政策停滯

郭 磊,白 晨

(同濟大學 經(jīng)濟與管理學院,上海 200092)

[摘 要]黨的十八屆三中全會以來,我國屢次提出研究和制定“漸進式延遲退休年齡政策”的方針

策略,然時至今日,全國性的延遲退休政策尚未出臺。以社會建構與政策設計理論為理論基礎與分析框

架,以1951—2021年54份中央政府文件為樣本,考察目標群體的社會建構如何通過反饋效應影響延遲退

休年齡政策進程,研究發(fā)現(xiàn):干部和高級專業(yè)技術人員被正面建構且因政策受益,產生正反饋,政策長期僅

適用于該群體,普通勞動者被正面建構但因政策受損,產生負反饋,以致全國性政策無法出臺,政策陷入停

滯;而正反饋效應長期積累促使社會建構轉向,社會環(huán)境因素改變政策認知,進而推動政策進程。因此,政

策制定者堅定決心,不斷優(yōu)化政策設計,回應目標群體的社會建構轉向;黨和中央政府以積極應對人口老

齡化戰(zhàn)略吸納延遲退休年齡政策,塑造公眾政策認知;地方政府積極開展政策試驗,總結經(jīng)驗教訓,這些措

施都有助于加快政策進程。

[關鍵詞]老齡化;延遲退休年齡;社會建構;反饋效應;目標群體;政策進程

[中圖分類號]D669;F249.2 [文獻標識碼]A [文章編號]1001-6597(2024)02-0075-14

一、引言

黨的十八屆三中全會(2013年)、十八屆五中全會(2015年)和十九屆五中全會(2020

年)分別提出“研究制定漸進式延遲退休年齡政策”“出臺漸進式延遲退休年齡政策”和“實

施漸進式延遲法定退休年齡”,黨的二十大(2022年)報告重申“實施漸進式延遲法定退休

年齡”,但截至2022年底全國性政策尚未出臺。而我國已經(jīng)快速從輕度老齡化轉向中度

老齡化,65歲及以上人口占比從2000年的7%上升至2021年的14.2%,達到2億人。世

界各國普遍采取延遲退休年齡應對人口老年化[1-2],為何我國人口老齡化規(guī)模大、速度快

卻沒有實施延遲退休年齡政策?

現(xiàn)有文獻主要關注延遲退休年齡政策的多維影響和設計優(yōu)化。微觀層面,段欣言等

認為延遲退休年齡通過工資收入帶來的正效用、繳納養(yǎng)老保險金帶來的負效用、退休后養(yǎng)

老金收入和閑暇時間帶來的正效用等機制影響個體福利,政策應考慮性別且彈性實施[3]。

張艷和楊德才發(fā)現(xiàn)在延遲退休年齡政策下,如果資本產出彈性較高,居民年輕時期和年老

時期的消費同時降低;如果資本產出彈性較低,居民年輕時期的消費降低但年老時期的消

75

費提高,一生總消費提高[4]。郭凱明等發(fā)現(xiàn)中國家庭隔代撫養(yǎng)提高了家庭生育率和女性

勞動供給,延遲退休年齡降低家庭隔代撫養(yǎng)程度和年輕人勞動供給?？紤]到生育數(shù)量和

質量可替 代,延 遲 退 休 年 齡 提 高 了 年 輕 人 的 生 育 時 間 成 本,勞 動 力 質 量 增 長 速 度 將

提高[5]。

宏觀層面,穆懷中認為延遲退休年齡既延長勞動人口的工作年限又縮短養(yǎng)老金領取

年限,既增加養(yǎng)老保險繳費人口數(shù)量和繳費年限,又減少養(yǎng)老保險給付的時間和總量,在

供需兩方面優(yōu)化財政養(yǎng)老支出[6]。曾益等發(fā)現(xiàn)在“減稅降費”背景下,延遲退休年齡有助

于提高城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險基金可持續(xù)性[7]。嚴成樑認為延遲退休年齡既存在提高出

生率的效應也存在降低出生率的效應,總效應為正,在新古典經(jīng)濟增長模式下促進經(jīng)濟增

長,在內生經(jīng)濟增長模式下抑制經(jīng)濟增長[8]。耿志祥和孫祁祥發(fā)現(xiàn)延遲退休年齡一方面

提高生育率,增加勞動力供給,促進養(yǎng)老金收入增加,一方面降低預防性儲蓄,降低資本積

累,養(yǎng)老金收入降低,總效果取決于資本產出彈性[9]。劉相波等認為延遲退休通過增加人

力資本使用年限提高了家庭教育投入,通過擴大財政收入規(guī)模提高了公共教育投入。降

低養(yǎng)老保險繳費率和延遲退休年齡的政策組合能夠實現(xiàn)促進經(jīng)濟增長和維持養(yǎng)老金替代

率不下降的雙重目標[10]。邱牧遠等發(fā)現(xiàn)延遲退休年齡具有人力資本投資激勵效應。長

期看延遲退休有助于提升產出,短期看有緩沖期、小步慢走的設計有助于降低勞動力市場

波動,減少臨退休群體的福利損失[11]。

政策設計方面,楊俊認為引入養(yǎng)老金獎懲機制遏制提前退休,延遲退休年齡才能真正

發(fā)揮作用[12]。張熠和張書博也發(fā)現(xiàn)理論上強化繳費受益關聯(lián)可以遏制提前退休,令個體

隨預期壽命延長而延遲退休,但個體可能根本不理解該政策導致政策失效,此時直接提高

法定退休年齡就是更有效的方式[13]。張熠等從我國退休制度設計角度入手,提出了系統(tǒng)

設計的“四個要素”,即合理設定勞動者的法定退休年齡、提前退休所享有的待遇、正常退

休年齡所享有的待遇以及延長退休年齡所享有的待遇;通過對提前退休者的“拉動”和延

遲退休者的“推動”實現(xiàn)延長退休年齡的“激勵效應”[1]。于長永認為勞動力健康預期壽命

和受教育年限延長必然導致延遲退休年齡,產業(yè)結構升級、職業(yè)邊界模糊要求彈性實施,

技術進步和生產自動化導向政策統(tǒng)一,并建議技術密集型和輕體力型的行業(yè)實施漸進式

和彈性延遲退休年齡政策[14]。汪偉和王文鵬提出在預期壽命延長情況下,應當建立退休

年齡與養(yǎng)老保險降費的聯(lián)動調整機制,適當降低養(yǎng)老保險繳費率有助于激勵勞動者增加

老年期勞動供給,實現(xiàn)社會福利帕累托改進[15]。武俊偉認為公眾長期難以達成共識形成

較大政治風險,政策窗口雖然開啟,但延遲退休無法進入政策議程,應增加民眾參與、強化

漸進原則、預留磨合期[16]。

以上工作為本研究提供了堅實的基礎,但仍然無法直接回答為何我國老齡化規(guī)模大、

速度快卻沒有全面實施延遲退休年齡政策,為何針對特定群體的延遲退休年齡政策長期

執(zhí)行。筆者嘗 試 引 入 社 會 建 構 與 政 策 設 計 理 論 (socialconstructionandpolicydesign

theory,下文簡稱SCPD),以1951—2021年54份中央政府文件為樣本,考察目標群體的

社會建構如何通過反饋效應影響延遲退休年齡政策進程。本文將首先梳理我國退休年齡

政策,然后介紹SCPD 并提出分析框架,再利用SCPD 解釋退休年齡政策停滯,討論目標

群體再建構如何推動退休年齡政策進程。

76

二、退休年齡政策沿革

筆者以“延遲退休”“延長退休”“退休”等作為關鍵詞,在北大法寶數(shù)據(jù)庫搜索中央政

府相關政策,同時以國家法規(guī)數(shù)據(jù)庫作為補充,最終篩選出1951—2021年54份與延遲退

休年齡有關的中央政策。2013年11月12日,黨的十八屆三中全會通過《中共中央關于

全面深化改革若干重大問題的決定》,首次提出“研究制定漸進式延遲退休年齡政策”。以

此為分界點,將中國退休年齡政策劃分為兩個階段。

(一)建立退休制度(1951—2012年)

1951年中央人民政府政務院頒布《中華人民共和國勞動保險條例》,首次設定工人與

職員的退休年齡,即男60歲、女50歲,同時規(guī)定特殊工種可提前退休,企業(yè)需要也可延遲

退休。此后,原國務院在1955年和1957年分別出臺政策,規(guī)定國家機關工作人員、工人、

職員的退休年齡。隨后我國經(jīng)歷特殊歷史時期,正常工作被打亂,企業(yè)和國家機關中積壓

了大量應退但未退的工人和干部。1978年國務院頒布《關于安置老弱病殘干部的暫行辦

法》和《關于工人退休、退職的暫行辦法》,形成了男60歲、女干部55歲、女職工50歲,特

殊情況提前退休的基本設置,沿用至今。1982年中共中央《關于建立老干部退休制度的

決定》正式建立我國干部退休制度,規(guī)定正部級干部65歲退休,同時規(guī)定了提前退休和延

遲退休的情況。

1983年國務院頒布《關于高級專家離休、退休若干問題的暫行規(guī)定》和《關于延長部

分骨干教師、醫(yī)生、科技人員退休年齡的通知》,建立了針對特定人群的延長退休年齡制

度。前者規(guī)定副教授、正教授級別的高級專家退休年齡可分別延長至65歲和70歲,后者

規(guī)定女性和男性骨干專業(yè)技術人員退休年齡可分別延長至60歲和65歲。此后,衛(wèi)生部

規(guī)定高級老中醫(yī)藥人員退休年齡最高延長到70歲,水利電力部規(guī)定延長退休時間不超過

三年。

1992年中共中央組織部、人事部印發(fā)《關于加強干部退休工作的意見》要求嚴格執(zhí)行

干部退休制度,此后,國務院、煤炭工業(yè)部、國家體育總局、勞動和社會保障部等分別出臺

政策延續(xù)該精神。

(二)延遲退休年齡(2013—2021年)

2013年11月12日,黨的十八屆三中全會通過《中共中央關于全面深化改革若干重

大問題的決定》,首次提出“研究制定漸進式延遲退休年齡政策”,國務院指出制定政策的

背景是勞動年齡人口下降、受教育年限增加、人均預期壽命提高、職工基本養(yǎng)老保險撫養(yǎng)

比攀升等因素。2015年,國務院辦公廳規(guī)定院士70歲退休,最多延長至75歲,中共中央

組織部、人力資源社會保障部規(guī)定機關事業(yè)單位縣處級女干部和具有高級職稱的女性專

業(yè)技術人員60歲退休。

2015年10月29日,黨的十八屆五中全會通過《中共中央關于制定國民經(jīng)濟和社會

發(fā)展第十三個五年規(guī)劃的建議》,要求“出臺漸進式延遲退休年齡政策”。2016年《“十三

五”規(guī)劃綱要》提出“實施漸進式延遲退休年齡政策”。此后,原國土資源部、自然資源部、

國家林業(yè)和草原局等分別出臺政策,允許科技創(chuàng)新人才延長退休年齡。

2020年10月29日,黨的十九屆五中全會通過《中共中央關于制定國民經(jīng)濟和社會

發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和二〇三五年遠景目標的建議》,提出“實施漸進式延遲法定退休

77

年齡”。2021年《“十四五”規(guī)劃綱要》提出“小步調整、彈性實施、分類推進、統(tǒng)籌兼顧”的

實施原則。此后,科技部、自然資源部等部門制定政策,允許具有高級職稱的女性專業(yè)技

術人員、急需緊缺的高層次科技創(chuàng)新人才適當延遲退休。

(三)退休年齡政策的穩(wěn)定與變革

1951年至今,我國退休年齡政策非常穩(wěn)定。首先,1951—1982年間建立起職工和干

部退休制度,退休年齡的基本設定沒有變化。其次,從1983年開始建立高級專業(yè)技術人

員延長退休年齡制度,政策對象一直未向普通勞動者擴展。

不過,適用延遲退休政策的高級專業(yè)技術人員界定則不斷變化。1983—2021年,政

策適用對象首先細分為教師、醫(yī)生和科技人員等三類,然后衛(wèi)生部、水利水電部、郵電部、

中國人民銀行、煤炭工業(yè)部、體育總局、國土資源部、林業(yè)和草原局等都制定了本部門相關

政策。在此期間,女性高級專業(yè)技術人員也獲得了與男性一致的延遲退休年齡待遇。這

些政策時間跨越近40年,均根據(jù)1983年國務院《關于高級專家離休、退休若干問題的暫

行規(guī)定》制定,既體現(xiàn)了政策變化,也反映了政策延續(xù)。

三、理論基礎與分析框架

SCPD在政策過程研究中引入社會建構,認為目標群體的社會建構影響政策設計,政

策設計通過正反饋或負反饋影響政治,外部沖擊、反饋效應等內外部因素誘發(fā)社會建構變

化,進而推動政策變遷[17-19]。

(一)社會建構、反饋效應與政策設計

1.社會建構

公眾通常認為某個群體應當獲益,即正面建構,或某個群體應當受懲罰,即負面建構。

如果政策設計的資源配置結果與公眾認知一致,正面建構的目標群體獲益或負面建構的

目標群體受懲罰,政策將獲得支持,執(zhí)行過程更加順利,政策更可能成功。如果政策設計

的資源配置結果與公眾認知不一致,正面建構的目標群體受懲罰或負面建構的目標群體

獲益,政策面臨較大政治風險,或者根本無法通過,或者在執(zhí)行過程中被抵制,政策更可能

失敗。雖然權力直接決定誰獲益誰受損,但社會建構仍然發(fā)揮作用。如果負面建構的目

標群體擁有較大權力,他們可能實質性獲益,但只能采取隱蔽的形式而非明目張膽。如果

正面建構的目標群體權力較弱,他們可能無法真正獲益,但會得到形式上的支持。因此,

政策制定者通常會設計與目標群體社會建構相匹配的政策,以提高政策成功的概率。來

自我國住房公積金政策、瑞士殘疾人福利政策、美國亞利桑那州2016年全部立法記錄、美

國槍支政策的證據(jù)都支持該論斷的成立[20-23]。

2.反饋效應

當正面建構且權力較大的目標群體獲益,或負面建構且權力較小的目標群體受懲罰,

發(fā)生正反饋。正面建構的目標群體獲益,自然會支持該政策以及背后制定政策的官員、政

治家和黨派,如果該群體同時擁有較大的政治權力,則主觀支持就能轉化為選票、預算、人

員等實際的支持。其他公眾雖然并未直接受益,但他們認為應當獲益的群體切實受益,他

們的認知被公共政策認可,因而也獲得精神上的收益,他們也會支持該政策。負面建構的

目標群體受懲罰自然反對政策,如果該群體權力較小,他們就無法形成實質性阻礙。其他

公眾發(fā)現(xiàn)他們認為應當受懲罰的群體切實被懲罰,也會獲得精神收益從而 支 持 該 政

78

策[24]。目標群體的支持或無力反對,再加上其他公眾的支持,有利于政策通過、執(zhí)行和遵

從,最終政策更可能成功。成功的政策將獲得更大的支持,合法性進一步增強,背后的政

策邏輯更具說服力,政策得以持續(xù),形成路徑依賴。其結果存在兩種可能:一種是政策目

標實現(xiàn),政策問題解決,公共利益提升;另一種是政策停滯,部分群體長期獲益或受損,社

會不公加劇,改革受阻,矛盾逐步積累直至爆發(fā),最終導致政策變革。

同理,當正面建構且權力較大的目標群體受損,或負面建構且權力較小的目標群體獲

益,發(fā)生負反饋。目標群體的反對或無力支持,再加上其他公眾的反對,不利于政策通過、

執(zhí)行和遵從,最終政策更可能失敗。其結果存在兩種可能:一種是政策停滯直至終止;另

一種是政策設計的不合理之處得以暴露,促進政策調整,迎來新生。

3.再建構與政策變遷

社會建構不是靜止不變的,施耐德(Schneider)和英格拉姆(Ingram)識別出兩類社會

建構改變的驅動因素:政策自身的反饋效應;外部事件、機會、策略性操縱[25]。當社會建

構發(fā)生改變,前述機制發(fā)揮作用,就可能引發(fā)政策變遷[26-27]。正反饋可能驅動社會建構

變遷,正面建構的群體因正反饋效應持續(xù)獲益,當收益積累到一定程度,公眾認為該群體

獲益太大,對其評價可能從“值得”轉變?yōu)椤柏澙贰薄白运健?正面建構轉向負面建構[28]。政

策外部也存在一系列因素可能驅動社會建構變遷。重大事件可以產生巨大作用,諸多微

小因素疊加也可能創(chuàng)造一個改變的機會[29-30],利用刻板印象、貼標簽、污名化和敘事等手

段的策略性操縱也會推動社會建構轉向[31-32]。

(二)分析框架

本研究引入SCPD考察目標群體的社會建構如何通過反饋效應影響延遲退休年齡政

策進程,具體分析框架如下。

1.反饋效應導致政策停滯

正反饋效應和負反饋效應共同作用導致政策停滯。退休年齡政策演進過程中逐漸形

成干部和高級專業(yè)技術人員、普通勞動者兩類目標群體。二者雖然均被正面建構,政策的

資源配置結果卻大相徑庭,形成性質相反的政策反饋效應。干部和高級專業(yè)技術人員因

延遲退休年齡政策而獲益,政策受到目標群體和公眾的一致支持,產生正反饋,合法性進

一步增強,政策設計邏輯進一步強化,延遲退休年齡政策始終僅適用于干部和高級專業(yè)技

術人員。普通勞動者因延遲退休年齡政策而受損,政策受到目標群體和公眾的共同反對,

產生負反饋,合法性被削弱,面向普通勞動者的延遲退休年齡政策始終無法出臺。由此,

正反饋效應作用于干部和高級專業(yè)技術人員,負反饋效應作用于普通勞動者,二者共同發(fā)

揮作用,延遲退休年齡政策陷入停滯。

2.正反饋效應推動社會建構轉向

長期的正反饋效應導致特定目標群體獲益過多,推動社會建構轉向。干部和高級專

業(yè)技術人員長期因延遲退休年齡政策而獲益,政策制定者和公眾會認為他們得益太多,社

會建構從正面轉向負面,推動相關政策限制其繼續(xù)受益。普通勞動者雖然在延遲退休年

齡政策中直接受損,但在養(yǎng)老保險政策體系其他子系統(tǒng)中不斷獲益,隨著外部環(huán)境變化,

政策制定者和公眾認為他們不值得獲得那么多的利益,社會建構從正面轉向負面,延遲退

休年齡政策的合法性提升,推動政策平衡其總收益。

3.再建構與政策變遷

社會環(huán)境變化改變政策制定者和公眾的政策認知。我國人口老齡化規(guī)模大、速度快,

79

促使政策制定者和公眾認識到如果不實施延遲退休年齡政策,社保制度財務將不可持續(xù)。

我國居民預期壽命不斷延長,而出生率逐年降低,老年撫養(yǎng)比急速上升,政策制定者和公

眾逐漸意識到社會環(huán)境變化劇烈,退休年齡政策調整勢在必行。

目標群體社會建構轉向、政策制定者和公眾的政策認知變化共同推動政策變遷。首

先,政策制定者的決心更加堅定,同時政策設計不斷優(yōu)化,回應目標群體的社會建構轉向。

黨的重要文件對延遲退休年齡政策的表述從“研究制定”到“出臺”,再到“實施”,表明政策

制定者的決心更加堅定。政策設計上,一方面規(guī)范干部和高級專業(yè)技術人員的延遲退休

行為,避免過度受益,另一方面明確“小步調整、彈性實施、分類推進、統(tǒng)籌兼顧”的原則,保

護普通勞動者的利益。其次,以積極應對人口老齡化戰(zhàn)略吸納延遲退休年齡政策,塑造公

眾政策認知。黨中央、國務院將積極應對人口老齡化確定為國家戰(zhàn)略,搭建一個全方位的

人口老齡化應對體系,延遲退休年齡只是其中一個很小的環(huán)節(jié)。即便普通勞動者因延遲

退休年齡政策而受損,在整個人口老齡化應對體系中則是獲益的。再者,積極開展地方政

策試驗,總結經(jīng)驗教訓。

四、社會建構、反饋效應與延遲退休年齡政策

退休年齡政策演進過程中逐漸形成干部和高級專業(yè)技術人員、普通勞動者兩類目標

群體,本部分依次考察其社會建構如何通過反饋效應影響政策進程,然后再討論正反饋效

應如何推動干部和高級專業(yè)技術人員的社會建構轉向。

(一)干部和高級專業(yè)技術人員的正面建構與正反饋效應

干部和高級專業(yè)技術人員長期被正面建構,延遲退休年齡政策令其獲益,政策受到目

標群體和公眾的一致支持,產生正反饋,合法性進一步增強,政策設計邏輯進一步強化,延

遲退休年齡政策始終僅適用于干部和高級專業(yè)技術人員,政策陷入停滯。

1.正面建構并獲益

在退休年齡政策中,干部和高級專業(yè)技術人員在不同時期均被正面建構。表1匯報

了1978—2021年間相關政策對該目標群體的描述,以反映其社會建構。從以上政策文本

可以看出,干部總是與“貢獻”“財富”“關心”“愛護”等聯(lián)系在一起,高級專業(yè)技術人員總是

與“人才”“創(chuàng)新”等聯(lián)系在一起,他們長期被正面建構。

表1 干部和高級專業(yè)技術人員的社會建構

時間 部門 文件名 建構

1978年 國務院 關于安置老弱病殘干部的暫行辦法

寶貴貢獻、關懷和愛護、社會主義制度優(yōu)

越性

1982年 中共中央 關于建立老干部退休制度的決定

黨的寶貴財富、巨大貢獻、經(jīng)驗豐富、德

高望重

1983年 國務院

關于高級專家離休退休若干問題的暫

行規(guī)定

多作貢獻

1983年 國務院

關于延長部分骨干教師、醫(yī)生、科技人

員退休年齡的通知

促進教育、衛(wèi)生、科學技術事業(yè)的發(fā)展

1984年 衛(wèi)生部 關于中醫(yī)藥人員離休退休的具體意見 人民健康事業(yè)的依靠力量之一

80

續(xù)表

時間 部門 文件名 建構

2015年

中共中央組織部、

人力資源和社會

保障部

關于機關事業(yè)單位縣處級女干部和具

有高級職稱的女性專業(yè)技術人員退休

年齡問題的通知

充分發(fā)揮女領導干部和女性專業(yè)技術人

員的作用

2016年 國土資源部 關于加快推進科技創(chuàng)新的若干意見

充分發(fā)揮資深優(yōu)秀專家的作用、推進國

土資源系統(tǒng)科技創(chuàng)新

2019年 自然資源部 關于激勵科技創(chuàng)新人才的若干措施

激活研發(fā)單位創(chuàng)新內生動力、加強創(chuàng)新

人才梯隊建設

2019年 國家林業(yè)和草原局

關于實施激勵科技創(chuàng)新人才若干措施

的通知

科技創(chuàng)新人才隊伍建設

2021年 自然資源部

關于進一步落實科技創(chuàng)新有關政策的

若干措施

激發(fā)科研人員創(chuàng)新活力

2021年 科技部等十三部門

關于支持女性科技人才在科技創(chuàng)新中

發(fā)揮更大作用的若干措施

科技人才隊伍的重要組成部分、科技事

業(yè)十分重要的力量

資料來源:作者自制。

一般而言,延遲退休年齡政策對干部和高級專業(yè)技術人員有利,因為與普通勞動者相

比,他們以腦力勞動為主,年齡對工作能力削弱較小,長期的工作積累反而成為寶貴財富,

延遲退休年齡有助于充分利用其人力資源。同時,繼續(xù)留在工作崗位將延續(xù)原有物質待

遇和政治待遇,也符合個人利益。根據(jù) SCPD,如果政策令正面建構的群體受益,政策更

容易獲得支持,所以社會普遍支持干部和高級專業(yè)技術人員延遲退休。

2.正反饋與政策停滯

干部和高級專業(yè)技術人員被正面建構,延遲退休年齡政策令其獲益,政策受到目標群

體和公眾的一致支持,產生正反饋。干部和高級專業(yè)技術人員因延遲退休年齡而受益,主

觀上自然支持延遲退休年齡政策。干部同時還是政策制定者和執(zhí)行者,可以有效推動政

策在不同部門、不同地區(qū)不斷細化,提高執(zhí)行效率,促進政策真實落地。高級專業(yè)技術人

員更多在人大、政協(xié)擔任職務,可以通過立法、政治協(xié)商等形式不斷強化延遲退休年齡政

策對自身利益的保護,調整對自身不利的具體條款。同時他們還因為專家的身份具有較

大社會影響力,可以通過媒體和輿論影響公眾對延遲退休年齡政策的認知。干部和高級

專業(yè)技術人員在政策中受益與其他公眾并無直接關系,但是這種資源配置結果與公眾對

干部和高級專業(yè)技術人員的正面社會建構相匹配,公眾的認知得到政策的承認,所以公眾

也會支持政策。

正反饋導致政策合法性進一步增強,政策設計邏輯進一步強化,政策始終鎖定在干部

和高級專業(yè)技術人員。干部延遲退休年齡政策不僅被執(zhí)行,甚至被濫用,一些不符合條件

的干部也利用政策謀取個人私利,以至于黨中央、國務院以及多個部委均制定政策,要求

規(guī)范干部延遲退休年齡,不符合條件的嚴格按時退休。與此同時,高級專業(yè)技術人員延遲

退休年齡政策不斷細化,并在不同部門擴散。最初的政策設計只是籠統(tǒng)地將高級專業(yè)技

術人員限定于教師、醫(yī)生和科技人員三個領域,此后衛(wèi)生部明確納入中醫(yī),水利水電部、煤

炭工業(yè)總局、體育總局、國土資源部、林業(yè)和草原局等部門則明確了本部門相關人員的政

策規(guī)定。女性干部和高級專業(yè)技術人員由于在初始政策設計中退休比男性早,后續(xù)政策

強化過程中也逐步與男性并軌。首先是機關事業(yè)單位縣處級女干部和具有高級職稱的女

81

性專業(yè)技術人員從55歲退休延遲至60歲退休,此后又規(guī)定符合條件的60歲女性專業(yè)技

術人員執(zhí)行與男性一樣的延遲退休年齡政策。

(二)普通勞動者的正面建構與負反饋效應

普通勞動者也被正面建構,但延遲退休年齡政策令其受損,政策受到目標群體和公眾

的共同反對,產生負反饋,合法性被削弱,面向普通勞動者的延遲退休年齡政策始終無法

出臺,政策陷入停滯。

1.正面建構卻受損

在退休年齡政策中,普通勞動者被正面建構。20世紀50年代,我國相繼制定一系列

政策,明確工人、職員、國家機關工作人員等均享有退休的權利。1978年國務院《關于工

人退休、退職的暫行辦法》提到工人“對社會主義革命和建設做出了應有的貢獻。妥善安

置他們的生活,使他們愉快地度過晚年,這是社會主義制度優(yōu)越性的具體體現(xiàn)”,這直接體

現(xiàn)政策制定者和公眾對普通勞動者的正面社會建構,表明社會普遍認同普通勞動者應該

享受退休待遇。在政策執(zhí)行中,政府也高度重視保障普通勞動者的退休權益,直接表現(xiàn)就

是各級政府無論客觀環(huán)境多么困難,都要確保退休人員的養(yǎng)老金足額及時發(fā)放。不僅如

此,政府還提出讓退休人員分享社會經(jīng)濟發(fā)展成果,積極提高養(yǎng)老金水平。2005—2022

年,我國連續(xù)18年提高退休人員的基本養(yǎng)老金,即便2020—2022年連續(xù)三年受新冠疫情

沖擊,也未中斷。清晰的政策設計和嚴格的政策執(zhí)行相互作用,進一步強化了普通勞動者

按時退休享受養(yǎng)老金待遇的政策認知,以及公眾對普通勞動者應該在退休年齡政策中獲

益的社會建構。

然而,延遲退休年齡政策通常會傷害普通勞動者。首先,大多數(shù)普通勞動者在臨近退

休階段工資收入比較低。與干部和高級專業(yè)技術人員相比,他們的工作條件較差、工作強

度較大,在職業(yè)生涯晚期,由于體能衰退,工作效率降低,工資也會降低;而且還要繳納基

本養(yǎng)老保險、基本醫(yī)療保險等社保費,到手工資會進一步降低。其次,大多數(shù)普通勞動者

的養(yǎng)老金相對較高。雖然他們的養(yǎng)老金絕對水平并不高,但是由于臨近退休階段工資收

入也比較低,不勞動獲得的養(yǎng)老金相對于勞動獲得的工資并不低,極端情況下養(yǎng)老金甚至

高于在職工資。再者,大多數(shù)普通勞動者偏好退休后的閑暇。他們在退休前長期從事體

力勞動,消耗較大,無論主觀上還是客觀身體條件上都需要休息。綜合以上三點,大多數(shù)

普通勞動者認為延遲退休年齡會減少領取養(yǎng)老金的總量,對自己不利。根據(jù)SCPD,如果

政策令正面建構的群體受損,政策合法性會受到質疑,不太可能獲得公眾支持,所以,大多

數(shù)人反對延遲退休。

2.負反饋與政策停滯

普通勞動者被正面建構,但延遲退休年齡政策卻令其受損,目標群體和公眾都反對該

政策,產生負反饋,合法性被削弱,延遲退休年齡政策始終無法出臺。2008年,人社部社

會保障研究所負責人表示相關部門正在醞釀延遲退休年齡政策,立刻引起關注,支持和反

對的意見尖銳對立。2008年12月,北京市法制辦就《北京市實施<中華人民共和國婦女

權益保障法>辦法(修訂草案送審稿)》在網(wǎng)上征求意見,其中“女性處級以上干部和女性知

識分子適當延長工作年限”的條款再一次引發(fā)爭論。兩次事件促使輿論發(fā)生轉向,越來越

多的民眾懷疑延遲退休是政府彌補養(yǎng)老保險基金赤字的手段,是政府單方面撕毀養(yǎng)老保

險契約的欺騙行為,從而對政府產生信任危機,造成了不良的社會影響。隨著輿論持續(xù)發(fā)

酵,延遲退休議題所帶來的社會負面影響日益突出,直到2010年,人社部發(fā)言人表示“我

82

國暫時不會調整退休年齡,有關部門目前只是在研究一些延遲退休的建議,并不代表現(xiàn)行

退休年齡規(guī)定即將更改”。徐自強和李增元考察了2008—2016年互聯(lián)網(wǎng)上發(fā)起的關于延

遲退休政策的19次民意調查,其中18次持反對意見的受訪者超過50%,比例最高達

98%,最低為53%,唯一例外的是調查“你是否同意實行彈性退休”,63%的受訪者表示贊

成[33]。2020年黨的十九屆五中全會提出“實施漸進式延遲法定退休年齡”后,人民網(wǎng)組

織了一次線上調查,45萬人參與,93.3%的人反對①。2021年《“十四五”規(guī)劃綱要》提出

“小步調整、彈性實施、分類推進、統(tǒng)籌兼顧”的實施原則后,《中國經(jīng)濟時報》開展了網(wǎng)絡問

卷調查和線下實地采訪,機關事業(yè)單位受訪者支持率為32%,企業(yè)職工和自由職業(yè)者支

持率為23%,36—50歲人群支持率僅為20%②。

2013年黨的十八屆三中全會提出“研究制定漸進式延遲退休年齡政策”,但2015年

相繼出臺的延遲退休年齡政策,僅針對院士、正副處級的女干部和具有高級職稱的女性專

業(yè)技術人員,普通勞動者與之無緣。此后,原國土資源部、自然資源部和國家林業(yè)和草原

局相繼出臺延遲退休年齡政策,但僅針對高級科技創(chuàng)新人才。人社部前部長尹蔚民曾表

示2017年正式出臺政策,但并未落實。雖然2020年黨的十九屆五中全會和2021年《“十

四五”規(guī)劃綱要》均提出“實施漸進式延遲法定退休年齡”,2023年3月國務院總理李強回

答記者提出的“今年會不會出臺延遲退休政策”問題時仍表示:“認真研究,充分論證,在合

適的時候穩(wěn)妥推出?！雹?/p>

(三)正反饋效應推動社會建構轉向

干部和高級專業(yè)技術人員在延遲退休年齡政策中獲益,形成正反饋,特定群體長期受

益,政策制定者和公眾會認為他們得益太多,從正面建構轉向負面建構,進而出臺政策限

制其繼續(xù)獲益。首先,干部獲益受限。在實際的政策過程中,干部延遲退休年齡政策被過

度執(zhí)行,很多不符合條件的干部也享受延遲退休待遇,悖離了政策初衷,中組部和人事部

專門發(fā)布文件,嚴格限制延遲退休年齡條件,不符合條件的必須按時辦理退休手續(xù)。其

次,高級專家的政策收益也被限制。國務院專門出臺政策,規(guī)定高級專家可以延遲退休,

但不能繼續(xù)擔任行政領導職務或管理職務,約束其享受過多政治待遇和物質待遇,以充分

利用其人力資源,回歸政策初心。院士等杰出高級專家不退休政策也被終止,國務院明確

院士70歲退休,最多延長至75歲。

普通勞動者雖然在延遲退休年齡政策中直接受損,但在養(yǎng)老保險政策體系其他子系

統(tǒng)中不斷獲益,形成正反饋,隨著外部環(huán)境變化,政策制定者和公眾認為他們不值得獲得

這么多利益,從正面建構轉向負面建構,進而限制其過度受益,延遲退休年齡政策的合法

性提升。

首先,普通勞動者的養(yǎng)老金收益引發(fā)政策制定者和公眾對財政的擔心。為了確保養(yǎng)

老金足額及時發(fā)放,以及連續(xù)18年上調,各級財政承擔了巨大壓力。2007—2017年各級

財政對養(yǎng)老保險的補貼從1159億元增長到8004億元,2018年建立中央調劑金制度后

開始回落,2018—2021年均補貼為5000~6000億元[34]。一方面政策制定者需要考慮,未

來隨著人口老齡化程度進一步提高,在持續(xù)的外部沖擊以及經(jīng)濟進入新常態(tài)之后,財政是

83

①

②

③

數(shù)據(jù)來源:https://www.13fen.com/gongzuobaogao/diaochabaogao/2023/0107/390695.html。

數(shù)據(jù)來源:https://www.thepaper.cn/newsDetail_forward_11939262。

數(shù)據(jù)來源:https://www.thepaper.cn/newsDetail_forward_22273446。

否能夠長期維持如此規(guī)模的支出。2015年,黨的十八屆五中全會提出“建立更加公平更

可持續(xù)的社會保障制度”,時任財政部部長樓繼偉表示,“十二五”時期,我國養(yǎng)老保險基金

財務可持續(xù)性較差,企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險基金年均支出比收入增幅高出6.6個百分

點①。此后,黨的十九大報告、十九屆五中全會和二十大報告均對社會保障建設提出可持

續(xù)的要求。另一方面公眾也會擔心,大量財政資源投入到養(yǎng)老金,教育、醫(yī)療、住房等其他

民生領域的投入勢必被壓縮,自身利益也會受損。

其次,普通勞動者的繳費年限也備受關注。20世紀90年代我國制定政策規(guī)定達到

法定退休年齡且繳費滿15年即可領取養(yǎng)老金,2021年我國居民人均預期壽命已經(jīng)達到

78.2歲,但政策并未改變。這意味著一個繳費15年的人,50歲退休將領取28.2年養(yǎng)老

金,55歲退休將領取23.2年養(yǎng)老金,60歲退休將領取18.2年的養(yǎng)老金,顯然,繳費年限與

待遇領取時間非常不匹配。從政策制定者角度看,繳費時間過短,領取待遇時間過長,必

然導致財務不平衡,收不抵支,養(yǎng)老保險制度不可持續(xù)。如果延遲退休年齡,既可以縮短

領取時間,又能延長繳費時間,對提高養(yǎng)老保險政策的可持續(xù)性具有雙重功效。鄭功成建

議最低繳費年限提高至30年[35],而山東、河北、遼寧、廣東等地已出臺政策,逐步提高醫(yī)

保最低繳費年限,最終達到男性30年,女性25年,這勢必影響?zhàn)B老保險政策。從普通勞

動者角度看,已經(jīng)退休的人領取養(yǎng)老金時間過長,在職者就必須多繳費,自身負擔加重。

雖然延遲退休年齡或者增加繳費年限將影響未來利益,但當下就能減輕負擔。

再者,多層次、多支柱養(yǎng)老保險體系提速發(fā)展也體現(xiàn)了政策制定者平衡普通勞動者政

策收益的理念。2020年黨的十九屆五中全會提出“發(fā)展多層次、多支柱養(yǎng)老保險體系”。

2021年銀保監(jiān)會先后開展專屬養(yǎng)老保險和養(yǎng)老理財產品試點,并在2022年擴大試點范

圍。2022年4月國務院辦公廳發(fā)布《關于推動個人養(yǎng)老金發(fā)展的意見》(國辦發(fā)〔2022〕7

號),10月人社部、財政部、國家稅務總局、銀保監(jiān)會、證監(jiān)會等部門制定了《個人養(yǎng)老金實

施辦法》(人社部發(fā)〔2022〕70號),11月確定北京、上海、廣州等36個先行城市或地區(qū),個

人養(yǎng)老金制度正式落地。2022年11月,黨的二十大報告再次提出“發(fā)展多層次、多支柱

養(yǎng)老保險體系”。2023年2月,財政部部長劉昆表示,“積極推動個人養(yǎng)老金發(fā)展,推進多

層次、多支柱養(yǎng)老保險體系建設”②。2023年3月,人社部副部長李忠表示,目前已經(jīng)有

“137支公募基金、19個商業(yè)養(yǎng)老保險、18支理財產品、465個儲蓄存款等個人養(yǎng)老金投資

產品”,“實施3個月以來,參加人數(shù)已經(jīng)達到2817萬人”③。這表明未來個人將承擔更大

養(yǎng)老責任,而不是完全依靠政府。

五、延遲退休年齡政策的設計和執(zhí)行

長期的正反饋效應導致特定目標群體獲益過多,推動社會建構轉向,人口老齡化程度

提高、預期壽命延長、出生率降低等社會環(huán)境因素改變政策認知,二者共同推動延遲退休

年齡政策進程。

首先,政策制定者的決心更加堅定,同時政策設計不斷優(yōu)化,回應目標群體的社會建

84

①

②

③

數(shù)據(jù)來源:http://www.mof.gov.cn/zhengwuxinxi/caizhengxinwen/201512/t20151216_1616659.htm。

數(shù)據(jù)來源:https://baijiahao.baidu.com/s? id=1757950982041995415&wfr=spider&for=pc。

數(shù)據(jù)來源:https://baijiahao.baidu.com/s? id=1759226355257596391&wfr=spider&for=pc。

構轉向。黨的十八屆三中全會、十八屆五中全會和十九屆五中全會分別提出“研究制定漸

進式延遲退休年齡政策”“出臺漸進式延遲退休年齡政策”和“實施漸進式延遲法定退休年

齡”,2022年黨的二十大報告再次重申“實施漸進式延遲法定退休年齡”,表明黨的政策決

心更加堅定。政策設計上,一方面規(guī)范干部和高級專業(yè)技術人員的延遲退休行為,限制普

通勞動者在其他養(yǎng)老政策子系統(tǒng)的收益,避免特定目標群體過度受益,另一方面明確“小

步調整、彈性實施、分類推進、統(tǒng)籌兼顧”的原則,保護普通勞動者的利益。

其次,以積極應對人口老齡化戰(zhàn)略吸納延遲退休年齡政策,塑造公眾政策認知。黨中

央采取雙線政策敘事策略,既強調延遲退休年齡政策的重要性,又依托積極應對人口老齡

化戰(zhàn)略打消人民群眾的顧慮。黨的十八屆三中全會提出,以社會養(yǎng)老服務體系和老年服

務產業(yè)積極應對人口老齡化。黨的十八屆五中全會則提出具體措施,包括涵蓋居家養(yǎng)老、

社區(qū)養(yǎng)老和機構養(yǎng)老的多層次養(yǎng)老服務體系,醫(yī)養(yǎng)結合,長期護理保險等。黨的十九屆五

中全會進一步將積極應對人口老齡化確定為國家戰(zhàn)略,戰(zhàn)略內容更加豐富,重點是:引入

人口長期發(fā)展戰(zhàn)略,從生育、養(yǎng)育和教育三個維度促進人口長期均衡發(fā)展;不僅要養(yǎng)老,還

要開發(fā)老齡人力資源,充分發(fā)揮老齡人口的積極作用;從總體上構建一個以人口戰(zhàn)略、生

育政策、教育制度、養(yǎng)老服務、健康保障等為支撐的人口老齡化應對體系。此外,中共中央

和國務院2019年出臺《國家積極應對人口老齡化中長期規(guī)劃》,2021年又出臺《關于加強

新時代老齡工作的意見》,為廣大人民群眾勾勒出我國老齡事業(yè)的美好圖景。

中央政府認真貫徹黨中央的政策敘事策略,以減少沖突,推動政策進程?！丁笆濉?/p>

規(guī)劃綱要》和《“十四五”規(guī)劃綱要》進一步細化黨中央的積極應對人口老齡化戰(zhàn)略。中央

政府的政策敘事突出了積極應對人口老齡化的具體舉措,令公眾認識到人民政府正在搭

建一個全方位的人口老齡化應對體系,延遲退休年齡只是其中一個很小的環(huán)節(jié)。梳理

2011—2023年(“十二五”以來)歷年《政府工作報告》,可發(fā)現(xiàn)23年間每年都出現(xiàn)“提高養(yǎng)

老金”,從2016年開始每年都出現(xiàn)“積極應對人口老齡化”,僅2021年出現(xiàn)“逐步延遲法定

退休年齡”①。這樣的敘事策略有助于改變對政策設計資源配置結果的評估,普通勞動者

感到自己的基本養(yǎng)老金權益獲得保障,延遲退休年齡政策對自己的影響不大,在整個人口

老齡化應對體系中則是獲益的,目標群體的正面建構與資源配置結果匹配,包含延遲退休

年齡政策在內的人口老齡化應對政策體系更容易獲得支持。

再次,地方政府開展延遲退休年齡政策試驗,有助于加快政策進程。政策試驗是我國

推進政策創(chuàng)新的重要手段,既可以控制風險,及時止損或調整,也可以樹立典型快速推廣。

由于延遲退休年齡政策反對意見較大,暫緩全國性實施、先行開展地方試驗是一種合理

選擇。2019年12月31日,山東省人力資源和社會保障廳發(fā)布《關于進一步規(guī)范企事業(yè)

單位高級專家延長退休年齡有關問題的通知》,規(guī)定“企事業(yè)單位中在相應崗位從事專業(yè)

技術工作的副高級及以上高級專家”可以申請延遲退休。該政策將高級專家的范圍從事

業(yè)單位擴展至企業(yè)單位,延遲退休年齡政策的目標群體擴大,即便企業(yè)中高級專家數(shù)量有

限,還是具有一定意義。同時,該政策還規(guī)定最高不超過65歲退休,并要求及時簽訂勞動

合同并按時足額繳納社會保險費,政策內容更加完整。2022年3月1日《江蘇省企業(yè)職

工基本養(yǎng)老保險實施辦法》生效,其中規(guī)定“經(jīng)本人申請、用人單位同意,報人力資源社會

保障行政部門備案,參保人員可推遲退休,推遲退休的時間最短不少于一年”,延遲退休年

85

① 數(shù)據(jù)來源:作者根據(jù)中國政府網(wǎng)(www.gov.cn)歷年《政府工作報告》整理。

齡政策的目標群體真正從干部、高級專業(yè)技術人員拓展至普通勞動者,政策有了突破性

進展。

六、結論

為何我國延遲退休年齡政策長期僅適用于干部和高級專業(yè)技術人員? 為何面向普通

勞動者的全國性延遲退休年齡政策遲遲沒有出臺? 本文引入社會建構與政策設計理論,

以1951—2021年54份中央政府文件為樣本,研究發(fā)現(xiàn):(1)干部和高級專業(yè)技術人員、普

通勞動者是延遲退休年齡政策的主要目標群體。前者被正面建構且因政策獲益,資源配

置結果與其正面社會建構匹配,形成正反饋,政策設計邏輯進一步強化,政策始終僅適用

于該群體。后者被正面建構但因政策受損,資源配置結果與其正面社會建構不匹配,形成

負反饋,政策合法性被削弱,更大范圍的政策始終無法出臺?？傮w上,延遲退休年齡政策

陷入停滯。(2)延遲退休年齡政策和養(yǎng)老保險政策子系統(tǒng)的正反饋效應分別作用于干部

和高級專業(yè)技術人員、普通勞動者,特定目標群體長期受益,推動社會建構轉向。人口老

齡化、預期壽命延長和出生率下降等社會環(huán)境因素改變政策制定者和公眾的政策認知。

二者共同作用,推動延遲退休年齡政策進程。首先,政策制定者的決心更加堅定,同時不

斷優(yōu)化政策設計,回應目標群體的社會建構轉向。其次,政府積極應對人口老齡化戰(zhàn)略吸

納延遲退休年齡政策,塑造公眾政策認知。再者,地方政府積極開展政策試驗,總結經(jīng)驗

教訓。

本研究有兩方面理論貢獻。第一,發(fā)現(xiàn)正反饋效應和負反饋效應可以共同作用導致

政策停滯。一般地,正反饋效應或負反饋效應單獨作用,政策或趨于穩(wěn)定,或趨于變化。

但是,本研究發(fā)現(xiàn),延遲退休年齡政策對應干部和高級專業(yè)技術人員、普通勞動者兩類目

標群體,分別發(fā)生正反饋效應和負反饋效應,二者共同作用導致政策停滯。該發(fā)現(xiàn)深化了

對SCPD的認知,引導未來研究關注政策過程中多重反饋效應的共同作用。第二,同時考

察四個SCPD理論命題,并分析社會建構與政策設計的相互影響。SCPD 包含配置、反

饋、起源、社會建構變遷和政策變遷等五個命題,形成社會建構影響政策設計、政策設計又

影響社會建構的雙向因果關系,但現(xiàn)有文獻主要關注配置命題和單向因果關系。本研究

不僅分析了在延遲退休年齡政策中誰獲益、誰受損,還發(fā)現(xiàn)反饋效應導致政策停滯,并發(fā)

現(xiàn)長期的正反饋效應導致特定目標群體獲益過多,推動社會建構轉向,社會環(huán)境變化改變

政策制定者和公眾的政策認知,目標群體社會建構轉向、政策制定者和公眾的政策認知變

化共同推動政策變遷,涉及除起源之外的四個命題,并構建了從社會建構到政策設計再到

社會建構的邏輯閉環(huán),拓展了SCPD的應用。

本研究也有一定實踐意義。本研究發(fā)現(xiàn)干部和高級專業(yè)技術人員、普通勞動者的社

會建構顯著影響延遲退休政策,建議從社會建構著手優(yōu)化政策設計。首先,規(guī)范干部和高

級專業(yè)技術人員延遲退休,避免其過度受益,減少因普通勞動者感知利益分配不公平導致

的政策阻力。其次,堅決落實積極應對人口老齡化戰(zhàn)略,讓普通勞動者切實感受到黨的老

齡化政策帶來了實惠。各地的成功經(jīng)驗應及時總結,加強推廣,失敗教訓也要及時總結,

避免更大范圍的損失?？傮w上要提升普通勞動者的獲得感,增加政策動力。再者,人口老

齡化、壽命延長和出生率下降等信息應由國家權威部門整理、發(fā)布,加強相關知識的普及

教育,讓全社會理解在當前環(huán)境下人人都應積極應對人口老齡化,個人也要承擔相應的責

86

任。本研究主要考察了中央政府政策,未來將關注地方政策,考察地方政府政策創(chuàng)新和央

地互動。

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SocialConstruction,FeedbackEffects,andStagnationof

DelayedRetirementAgePolicies

GUOLei,BAIChen

(SchoolofEconomicsandManagement,TongjiUniversity,Shanghai200092,China)

Abstract:SincetheThirdPlenarySessionofthe18thCentralCommitteeoftheCommunistPartyof

China,Chinahasrepeatedlyproposedthepolicyof“raisingtheretirementageinprogressivesteps”.

However,tothisday,anationwidepolicyhasnotyetbeenintroduced.Therefore,thearticletakes

thetheoryofsocialconstructionandpolicydesignasthetheoreticalbasisandanalyticalframework,

andemploys54documents (1951—2021)issuedby China’scentralgovernmentassamplesto

examinehowthesocialconstructionofthetargetgroupaffectstheprocessofdelayingretirementage

policiesthroughfeedbackeffects.Researchhasfoundthatcadresandseniorprofessionalandtechnical

personnelarepositivelyconstructedandbenefitfrompolicies,resultinginpositivefeedback.Policies

areonlyapplicabletothisgroupforalongtime,whileordinaryworkersarepositivelyconstructed

butsufferfrompolicydamage,resultinginnegativefeedbackandtheinabilitytointroducenational

policies,thusleadingtopolicystagnation;thelong-termaccumulationofpositivefeedbackeffects

promotesashiftinsocialconstruction,andsocialenvironmentalfactorschangepolicycognition,

therebydrivingpolicyprogress.Therefore,policy makersshouldbedeterminedtocontinuously

optimizepolicydesignandrespondtothesocialconstructionshiftoftargetgroups;thePartyandthe

centralgovernmentshouldactivelyrespondtothestrategyofagingofpopulationbyincorporatingthe

policyofdelayingretirementageandshapingpublicpolicyawareness;localgovernmentsshould

activelycarryoutpolicyexperimentsandsummarizeexperiencesandlessonslearned.Thesemeasures

allcontributetoacceleratingthepolicyprocess.

Keywords:agingofpopulation;delaytheretirementage;socialconstruction;feedbackeffect;target

group;policyprocess

[責任編輯 陽 欣]

88

第60卷 第2期 廣西師范大學學報(哲學社會科學版) Vol.60 No.2

2024年3月 JournalofGuangxiNormalUniversity(PhilosophyandSocialSciencesEdition) Mar.,2024

doi:10.16088/ji.ssn.1001-6597.2024.02.007

[收稿日期]2023-07-02

[基金項目]國家社 科 基 金 2023 年 度 教 育 學 重 大 招 標 課 題 “中 國 教 育 現(xiàn) 代 化 的 理 論 建 構 和 實 踐 探 索 研 究”

(VAA230006)

[作者簡介]楊小微,廣西師范大學教育學部教授,研究方向:教育學原理、課程與教學論、教育現(xiàn)代化評價等。

超越與包容:義務教育課程新方案新課標再解讀

楊小微,唐佳宇

(廣西師范大學 教育學部,廣西 桂林 541004)

[摘 要]《義務教育課程方案(2022年版)》及各課程標準新在從知識本位轉向素養(yǎng)發(fā)展本位,新在

從“三維目標”轉向“核心素養(yǎng)”,新在從“評價建議”轉向“質量標準”;新方案之于舊方案是一種批判繼承,

是既超越又包容:從知識本位到“素養(yǎng)本位”是理念的轉向而非簡單替換,核心素養(yǎng)超越的是“三維式劃分”

而非知識、能力和態(tài)度本身,學業(yè)質量標準是對課程評價“高位引領”而非取而代之。要依托課程新方案和

新課標,因校制宜繪制學校課程育人“施工圖”,加強課程開發(fā)的審核審議,推進地方及學校的課程變革和

課程教學評價。對學業(yè)質量標準的精準解讀,可促進學生“有深度地學”;各課程標準相互參照,可促進學

生“有寬度地學”;共同研讀學業(yè)質量標準,可促進教師“群體探究式地學”。

[關鍵詞]義務教育;課程新方案;課程新標準;核心素養(yǎng)

[中圖分類號]G42 [文獻標識碼]A [文章編號]1001-6597(2024)02-0089-10

2022年4月,教育部正式發(fā)布了《義務教育課程方案(2022年版)》(以下簡稱“新方

案”)和各科課程標準。那么新方案和新課標到底“新”在何處? 這些“新”是對“舊”的否定

還是一種辯證的“揚棄”? 如何依托此種“新”來促進教學和學習的“新”? 筆者已在《上海

教育科研》雜志及數(shù)次學術講座中做過初步解讀,這里將對義務教育課程新方案進行再探

討和再解讀。

一、推陳與出新:2022年新方案新課標“新”之所在

2022版義務教育課程新方案及各課程新標準,相對于以往課程方案及各學科課程標

準的“新”是不言而喻的,下面概括闡述一下其主要的“新”之所在。

(一)方案:從知識本位轉向素養(yǎng)發(fā)展本位

中國基礎教育第八輪課程改革,自2001年起,已經(jīng)進行了22年,“課程”這個關鍵詞

也成為基礎教育改革領域幾乎覆蓋一切的主流話語。2001年發(fā)布并實施的《義務教育課

程設置實驗方案》,以及十年后修訂的義務教育各課程標準,“堅持了正確的改革方向,體

現(xiàn)了先進的教育理念,為基礎教育質量提高做出了積極的貢獻”[1]。相比2001年頒布的

《義務教育課程設置實驗方案》,2022年義務教育課程新方案一個十分明顯的變化,是在

課程取向上從“知識本位”“學科本位”轉向了“素養(yǎng)發(fā)展本位”,亦即更加注重課程實施將

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知識轉化為素養(yǎng)的育人功能。新方案界定了核心素養(yǎng)的內涵,并為學生的素養(yǎng)發(fā)展提出

了更為明確與可行的策略參考。新方案提出,我們要“聚焦中國學生發(fā)展核心素養(yǎng),培養(yǎng)

學生適應未來發(fā)展的正確價值觀、必備品格和關鍵能力”[1]。與2014年3月教育部印發(fā)

的《關于全面深化課程改革落實立德樹人根本任務的意見》相比,這一表述增加了“正確價

值觀”,將核心素養(yǎng)由兩部分擴展為三部分,進一步完善了學生發(fā)展核心素養(yǎng)內容體系,形

成了“三有”(有理想、有本領、有擔當)“三面”(正確價值觀、關鍵品格、必備能力)+X(若

干各學科核心素養(yǎng))的結構體系[2]。

素養(yǎng)本位,并不只是一種理念或指導思想,2022年版新課程方案和新課標,都圍繞核

心素養(yǎng)建構了一個能把素養(yǎng)本位落到實處的基本框架,這一框架由各學科核心素養(yǎng)、課程

目標、內容要求、學業(yè)質量和評價建議構成,從而將每一門課程的價值取向、目標定位、內

容處理、評價尺度及具體施評集合成一個前后貫通、相互關聯(lián)的整體。

(二)課標:從“三維目標”轉向“核心素養(yǎng)”

2011年版義務教育課程標準主張課程目標的制定應從知識與技能、過程與方法、情

感態(tài)度與價值觀三個角度出發(fā)展開設計。這一主張讓一線教師開始注重教學過程中除了

“雙基”即基礎知識和基本技能,還應讓學生經(jīng)歷知識和技能獲得過程、獲得求知的方法及

過程體驗,同時更關注學生獲知過程所伴隨的情感、態(tài)度及價值觀的形成?？梢哉f,這一

主張有助于教師教學觀的更新和教學行為的改變,也能使教學過程產生有益于學生全面

發(fā)展的效益,這一初衷是極好的。然而在實踐中,三維目標雖說方便了教師厘清知識教學

單元的三個維度和具體知識功能在教學中的細化,但也出現(xiàn)了生硬列舉三維目標而實際

教學中不管其內在關聯(lián)的割裂現(xiàn)象,將其視為沒多少關聯(lián)的三件事,并未體現(xiàn)和實現(xiàn)三維

目標要求的初衷。

2022年版義務教育新課標強調要立足學生核心素養(yǎng)發(fā)展,要使具體的課時目標、單

元目標最后都要聚焦到特定學科所能體現(xiàn)的“核心素養(yǎng)”上。以義務教育語文課標為例,

在課程目標部分明確了“核心素養(yǎng)”的內涵,并提出語文學科的四大核心素養(yǎng)分別是文化

自信、語言運用、思維能力和審美創(chuàng)造。其他各科課標亦是如此,其總目標與學段目標的

制定皆指向核心素養(yǎng)的培育,核心素養(yǎng)的理念統(tǒng)領課標全文。

從“三維目標”到“核心素養(yǎng)”,實質是“以素養(yǎng)發(fā)展為本”思想在各課程的具體體現(xiàn)。

例如,語文課程標準中提出了四個方面的核心素養(yǎng),是關于學生知識、技能、情感、態(tài)度、價

值觀等多方面要求的結合體,系統(tǒng)性增強;它指向過程,關注學生在其培養(yǎng)過程中的體悟,

而非結果導向;同時,核心素養(yǎng)兼具穩(wěn)定性、開放性與發(fā)展性等特性,其生成與提煉是在與

時俱進的動態(tài)優(yōu)化過程中完成的,是個體能夠適應未來社會、促進終身學習、實現(xiàn)全面發(fā)

展的基本保障[3]。

值得深究一下的問題是:“學科核心素養(yǎng)”并不是一個十分嚴謹?shù)男g語或表述方式。

這是因為,“核心素養(yǎng)”是人在現(xiàn)實生活中面對實際問題而調動(來自不同學科的)知識、技

能、方法或能力儲備來解決當下問題的一種“高級素養(yǎng)”,這種素養(yǎng)基本只能通過實際的生

活過程而獲得,很難從一般意義上的學科教學中獲得,因而“核心素養(yǎng)”是屬于“生活體系”

的。而有關學科的知識、技能、能力這些素養(yǎng),是屬于“學科體系”的,可稱為“學科素養(yǎng)”。

在學科體系(尤其是分科的課程體系)中,重點是考察學習者對這些知識、技能和能力的掌

握程度,并不涉及或不一定要涉及解決實際生活中的問題。那么,在本屬于“生活體系”的

“核心素養(yǎng)”之前加上“學科”二字,集合成“學科核心素養(yǎng)”,這豈不是人為混淆了“學科”與

“生活”這兩種不同的“體系”?! 就算是新課程方案和新課標強調要加強“學科實踐”,那也

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不代表“加強”就成了真正的“生活實踐”。

但是,“學科核心素養(yǎng)”(或“語文”“數(shù)學”“地理”等學科名稱后緊跟“學科素養(yǎng)”)已然

寫入2022版課程新方案和各科新課標,成為不可回避的“關鍵詞”,那么我們可以暫時不

去糾結“學科核心素養(yǎng)”這一術語的嚴謹性,而是將其視為該門學科育人的核心價值的一

種表達方式,以此強調任何知識技能的學習最終是要形成某些核心素養(yǎng)的,從而引導教師

為成長而教、學生為成長而學。若能達此初衷,其他也就不是什么大問題了。

(三)評價:從“評價建議”轉向“質量標準”

2011年版課標中的“評價建議”從宏觀層面指出了評價的原則,也從具體內容層面提

出了評價建議。以語文課標為例,立足識字與寫字、閱讀、寫作、口語交際和綜合性活動這

些語文實踐活動提出了具體建議,但有些建議只停留在泛泛的提醒。如在“識字與寫字”

部分,要求第二、第三學段要關注學生的毛筆書寫,但卻并未明確如何關注,具體關注哪些

方面。這些建議還往往是就事論事的,缺少質量觀和質量標準的引領和反映學業(yè)質量的

具體成就刻畫。

2022年版新課標的另一個重要變化是研制了“學業(yè)質量標準”。學業(yè)質量標準是依

據(jù)核心素養(yǎng)發(fā)展水平、結合課程內容對不同學段學生學業(yè)成就具體表現(xiàn)的整體刻畫,是引

導和幫助教師把握教學深度與廣度,指導教材編寫、教學實施和考試評價的基本依據(jù)。不

僅如此,新課程標準還將“學業(yè)質量”作為一個內容板塊,由“學業(yè)質量內涵”和“學業(yè)質量

描述”兩部分組成,編排位置介于課程內容和課程實施之間。新課標全文中,前面是以“核

心素養(yǎng)內涵”“總目標”“學段要求”為主要內容的課程目標指導;其后又通過分學段的“學

業(yè)質量描述”進一步細化了課程目標,也相當于通過學業(yè)成就的具體刻畫為課程實施環(huán)節(jié)

的測評提供了可靠依據(jù);最后又通過“評價建議”強化了評價過程中應堅持的原則。從課

程總目標到學段目標再到學業(yè)質量標準,課標對學生學業(yè)成就的要求一步步細化,使得標

準進一步可測量可操作,有層級有方向。

不少研究都肯定“學業(yè)質量”的研制是2022年版新課標的一個重要創(chuàng)新。有論者認

為學業(yè)質量標準中學業(yè)成就的刻畫與描述,為學業(yè)質量評價提供了可具體參照的尺度和

方向指引,在一定程度上保證了評價改革任務的落實落地。但這需要各學科教師認真領

會學業(yè)質量的內涵及學業(yè)質量標準的意義和作用,結合課程具體內容及課標中各學段學

業(yè)質量的具體描述,準確把握學業(yè)成就的表現(xiàn)特征,切實用好學業(yè)質量標準[4]。從2011

年版課標的“評價建議”到2022年版新課標“學業(yè)質量標準”的出臺,使得評價考核有據(jù)可

依,設置學業(yè)質量,樹立學科教學的“質量觀”,“結合學業(yè)評價,形成‘教—學—評’一體化

的發(fā)展體系,能真正落實‘雙減’,促進學生核心素養(yǎng)全面發(fā)展”[5]。

有論者指出,要完整理解學業(yè)質量的內涵。在2022年版語文課標的描述中,學業(yè)質

量有個“四三四”的結構:四個核心素養(yǎng)是質量標準的主要維度;三種語言運用情境是按照

日常生活、文學體驗、跨學科學習劃分的,體現(xiàn)“可看見”的特點;四個學段相互銜接,描述

出素養(yǎng)進階的整體過程。這種結構要完整把握。四個學段學業(yè)質量標準的描述都分5個

自然段,第1、2自然段指向日常生活,第3、4自然段指向文學體驗,第5自然段指向跨學

科學習。具體內涵隨學段升高而擴展和提升[6]。將學業(yè)質量標準視為一個整體,才可能

發(fā)揮學業(yè)質量標準的高位引領作用,也才體現(xiàn)出區(qū)別于“評價建議”的特殊作用。

二、超越并包容:新方案之于舊方案是一種批判繼承

2022年版課程新方案及各課程新標準,較之以前的版本都有新變化,這些變化大多

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表現(xiàn)為一種超越,但并未完全拋棄所超越的對象,而是將其合理的部分包容其中。

(一)從“知識本位”到“素養(yǎng)本位”是理念的轉向而非簡單替換

課程的核心問題就是知識問題,講知識不僅沒錯而且還必不可少,但是,只講知識不

講其他就錯了,把知識掌握當作課程設計和教學實施的唯一任務甚至不擇方式,以至于演

變?yōu)榧儭八㈩}”,那就更錯了。“知識本位”的觀念在實際教育教學過程中主要表現(xiàn)為以下

幾個方面:教學目標上強調以基礎知識和基本技能的掌握為教學的唯一歸宿,教與學的關

系上強調的是“以教定學”甚至演變?yōu)椤敖處熤行摹被蛘摺皶局行摹?在教學方式上只注重

知識的單項傳輸或死記硬背,在教學評價上只關注知識掌握的多少甚至只看成績和分數(shù)。

面對日益復雜的社會環(huán)境,“知識本位”的理念不僅不再成為促進教育質量提高的法寶,反

而會嚴重阻礙有用知識的獲得和求知能力的發(fā)展,阻礙高創(chuàng)造力、高社會競爭力的人的成

長。核心素養(yǎng)所對應的,是“核心勝任力”,它是知識、能力和態(tài)度的綜合體。歐盟的一個

研究小組在2002年3月發(fā)布的研究報告《知識經(jīng)濟時代的核心素養(yǎng)》中首次使用了“key

competencies”這一概念,將素養(yǎng)界定為“素養(yǎng)是適用于特定情境的知識、技能和態(tài)度的綜

合”(這里的情境主要指個人情境、社會情境和職業(yè)情境)。核心素養(yǎng)是可遷移的、多功能

的,是“所有個體達成自我實現(xiàn)和發(fā)展、成為主動的公民、融入社會和成功就業(yè)所需要的那

些 素 養(yǎng) ”①。OECD(經(jīng) 濟 合 作 與 發(fā) 展 組 織 )所 確 立 的 “素 養(yǎng) ”概 念,也 認 為 素 養(yǎng)

(competency)不只是知識與技能。它是在特定情境中通過利用和調動心理社會資源(包

括技能和態(tài)度)以滿足復雜需要的能力。無論是 OECD 對素養(yǎng)的界定———“運用知識、技

能和態(tài)度滿足特定情境中復雜需要的能力”,還是歐盟的素養(yǎng)界定———“適用于特定情境

的知識、技能和態(tài)度的綜合”,均體現(xiàn)了素養(yǎng)概念的原初含義[7]。

還有論者指出,核心素養(yǎng)不是面面俱到的素養(yǎng)“大雜燴”,而是全部素養(yǎng)清單中的“關

鍵素養(yǎng)”。也不能把“核心素養(yǎng)”等同于“全面素養(yǎng)”。核心素養(yǎng)是素質教育、三維目標、全

面發(fā)展、綜合素質等中間的“關鍵少數(shù)”素養(yǎng),是各種素養(yǎng)中的“優(yōu)先選項”,是素質教育、三

維目標、全面發(fā)展、綜合素質等的“聚焦版”[8]。由“知識本位”到“素養(yǎng)本位”是一種適應時

代發(fā)展的智慧。“素養(yǎng)本位”批判了“知識本位”理念下的教師中心、課堂中心和教學中心

偏向,將關注點著重放在學生的素養(yǎng)形成和真實成長上。但要看到,強調“素養(yǎng)本位”并不

意味著輕視知識,也仍然要以知識的掌握為基礎,離開了知識,素養(yǎng)便是無根之木、無源之

水,脫離知識空談素養(yǎng)是不切實際的。教育真正需要關注的是“人”,是一個個鮮活的生

命,從“知識本位”轉向“素養(yǎng)本位”,注重的是人的真實成長,否定的是把知識作為“本位”

而不是否定“知識”本身。

教育是一項“以文化人”的事業(yè),要實現(xiàn)新課程方案所要求的從知識到素養(yǎng)的“本位”

轉換,需要在“化知識為方法”“化知識為素養(yǎng)”以及“在‘化’中形成態(tài)度”上做文章、下功

夫。促進這種“化”,不僅要關注學與思的結合、知與行的轉化,還得在保證平等的基礎上

盡可能地因材施教。

(二)核心素養(yǎng)超越的是“三維式劃分”而非知識、能力和態(tài)度本身

“三維目標”強調教學目標的制定以及對知識內容的理解要兼顧到知識與技能、過程

與方法、情感態(tài)度與價值觀三個方面,這對于幫助教師細分學科知識、能力和態(tài)度無疑是

必要的,但在現(xiàn)實中,不少教師在備課和上課時,常常將三者機械地割裂開來,看不到在課

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① Gordon,Jean,etal.Keycompetencesin Europe:Opening doorsforlifelonglearnersacrosstheschool

curriculumandteachereducation,CaseNetworkReports.Annex1:Keycompetencesforlifelonglearning—AEuropean

referenceframework,2009(87).

程實施過程中三者之間是相互關聯(lián)且融為一體的。“核心素養(yǎng)”的提出,超越的是其“三維

式劃分”,而不是否定有著三個維度,如前文所述,無論是歐盟的keycompetencies,OECD

的competency,還是美國的21stcenturyskills,“核心素養(yǎng)”本身就是知識、能力和態(tài)度的

“集合”或三者的“綜合體”。

體現(xiàn)在各課程新課標中的“核心素養(yǎng)”,同樣是由知識、能力和態(tài)度構成。以語文學科

為例,其核心素養(yǎng)包括文化自信、語言運用、思維能力和審美創(chuàng)造這四個方面。教學目標

的設計可綜合地或分別地指向這4個方面。例如,“文化自信”素養(yǎng)的達成既離不開對我

國歷史文化知識的學習,也離不開個體心中愛國情懷的激發(fā);“思維能力”的提高需要有外

在的知識與學習任務作為“原型”,也需要個人意愿的參與。如果說“三維目標”在超越“雙

基”的同時也保留了“知識”和“技能”,那么“核心素養(yǎng)”在超越“三維目標”劃分的同時也包

容了知識、能力和態(tài)度。舉例來說,按“三維目標”的“格式”,《植物的莖和物質運輸》第一

課時應當這樣來描畫其教學目標:

1.知識和技能

(1)學習分辨直立莖、攀緣莖、匍匐莖、纏繞莖;

(2)了解木質莖的基本構造和功能。

2.過程與方法

(1)通過對比纏繞莖和攀緣莖的實驗,能正確區(qū)分這兩種莖;

(2)通過活動來感受莖的各部分結構,并且通過建立模型來解釋事物的本質;

(3)通過閱讀書本、教材,養(yǎng)成歸納總結的能力并學會運用;

(4)通過從宏觀(莖的功能)到微觀(莖中的導管與篩管)的解釋來體現(xiàn)生物中結構與

功能相適應的思想。

3.情感、態(tài)度、價值觀

(1)通過對木質莖結構的學習,進一步明確大自然中生物結構的嚴密性;

(2)通過對生活現(xiàn)象的解釋,樹立熱愛大自然、保護環(huán)境的思想。

按“核心素養(yǎng)”的要求,又該如何描述教學目標呢? 事實上,核心素養(yǎng)既然是知識、能

力和態(tài)度的綜合體,教學目標中就無法繞過上述知識、能力和態(tài)度等方面的內容,如果我

們轉換一下表述方式,效果將大不相同,如:

1.通過引導學生學會鑒別直立莖、攀緣莖、匍匐莖、纏繞莖,認識木質莖的基本構造和

功能等知識和技能,幫助學生形成相應的生命觀念。

2.通過對比纏繞莖和攀緣莖的實驗,通過觀察、實驗、辨認、說出以及閱讀和建模等活

動,讓學生經(jīng)歷和體驗探究實踐過程,學到相關的知識、技能和方法,助其形成科學思維,

接受結構與功能相適應的思想。

3.通過上述學習,明了大自然中生物結構的嚴密性,體驗熱愛大自然、保護環(huán)境的情

感,養(yǎng)成相關的科學態(tài)度,強化相關的社會責任。

這不僅僅是寫作方式的轉換,而是通過將不同的“維”聚焦到特定的學科核心素養(yǎng),從

而提升了知識技能的育人價值,也促使教師和學生避免“就知識論知識”“就知識教知識/

學知識”的傳統(tǒng)誤區(qū)。這其中的“生命觀念”“探究實踐”“科學思維”“科學態(tài)度”“社會責

任”,正是初中《科學》或《生物學》相關內容要著力提升的學科育人價值,這樣轉換描述方

式,既體現(xiàn)了“超越”,即突出知識與生活的聯(lián)系、強化轉化知識技能為素養(yǎng),又表達了“包

容”,為知識和技能留下應有的“一席之地”。

(三)學業(yè)質量標準是對課程評價“高位引領”而非取而代之

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2022年版義務教育各課程標準的重要變化之一,是研制了學業(yè)質量標準。這一變化

是與“學科核心素養(yǎng)”在各課程標準中正式出現(xiàn)相呼應的。所謂“學業(yè)質量標準”,是各課

程標準根據(jù)核心素養(yǎng)發(fā)展水平,結合課程內容,整體刻畫不同學段學生學業(yè)成就的顯性表

征。制定學業(yè)質量標準,目的在于引導和幫助教師把握教學深度與廣度,為教材編寫、教

學實施和考試評價等提供依據(jù)。因而,這一質量標準是一種高位的引領。較之以往2001

年和2011年兩個版本,有關內容均是以“評價建議”或“原則+評價建議”的方式呈現(xiàn)的。

2022新版各課程標準,則在課標正文作為第五部分呈現(xiàn),可見其地位的重要;而在課程實

施部分,仍然列出了“評價建議”。課標中關于各學科學業(yè)質量內涵的界定,以及各學科各

學段學業(yè)質量具體表現(xiàn)特征的描述,為學業(yè)質量評價提供了可具體參照的尺度和方向指

引,在一定程度上保證了評價改革任務的落實落地。因而,學業(yè)質量標準,也是深化課程

領域評價改革的切入點。或者說,學業(yè)質量標準不僅不是對課程評價的取代,反而是規(guī)范

評價、導引評價和深化評價改革的尺度和方向。

有論者指出:基于新課程的核心素養(yǎng)立意,站在育人的角度來審視當前的學習評價,

至少需要厘清以下五個觀點:一是評分不等于評價,不等于育人;二是總分不等于合理;三

是統(tǒng)一考試不等于公平;四是雙向細目表無法測評核心素養(yǎng);五是小組評價沒有促進小組

合作[9]。這實際上是對學業(yè)質量評價存在問題的批判性反思。新課標中提煉了各學科以

核心素養(yǎng)為綱的“目標一族”,即課程目標、內容要求和學業(yè)質量,意味著提供了層次清晰

的學業(yè)成就特征的刻畫,使得各課程實施過程中的評價,無論是過程性的還是結果性的,

都有了明晰的標準和更為具體的尺度。

有研究者建議:在“目標一族”的指引下,可著力通過三條路徑來建構新的學業(yè)質量評

價:第一,合力變革紙筆考試,超越對知識點的回憶和技能操練的測評,基于核心素養(yǎng)的學

業(yè)質量,重建試題屬性;第二,著力推進表現(xiàn)評價,以真實情境的問題解決表現(xiàn)來測評學業(yè)

質量進階水平;第三,極力探索技術支持的過程評價,不僅使評價逐漸擴展到“難以測量

的素養(yǎng)”,也將評價轉向“過程視角”以及“多維度的綜合素質評價”[9]。有論者結合數(shù)學新

課標的學業(yè)質量評價,認為科學、合理的評價框架是指導數(shù)學學業(yè)評價的重要依據(jù),也是

準確測量學生數(shù)學學業(yè)質量水平的基礎。依據(jù)《義務教育數(shù)學課程標準(2022年版)》中

的學業(yè)質量標準制定數(shù)學學業(yè)評價框架,應主要涉及內容、核心素養(yǎng)、問題情境以及作答

水平四個維度。在具體的評價實踐中,要綜合考慮評價框架中的四個維度,制定多維細目

表。命制試題時應盡量保證試卷涉及不同的數(shù)學主題(內容)、核心素養(yǎng)、問題情境以及作

答水平,全面地考查學生的數(shù)學核心素養(yǎng)表現(xiàn)水平。在評分方式上,從考察核心素養(yǎng)水平

的適切性考慮,該論者更傾向于基于整體作答表現(xiàn)的等級評分方式,而不是基于“采分點”

賦分的分數(shù)制評分方式。論者還從“創(chuàng)設真實情境,全面考查數(shù)學核心素養(yǎng)”“提高試題的

開放性,考查學生的創(chuàng)新性思維”等方面提出了數(shù)學學業(yè)評價改革的方向[10]。由此不難

看出,“評價框架”的提出與確立,有力地支撐了“學業(yè)質量標準”的高位引領功能。

三、轉化與落地:依托標準深化課程及其評價的改革

教育部近日印發(fā)了《基礎教育課程教學改革深化行動方案》,要求切實加強國家課程

方案向地方、學校課程實施規(guī)劃的轉化工作。從學校層面來看,探索“一校一策”,開展因

校制宜的學校課程規(guī)劃研制工作,是把國家的課程育人“藍圖”轉化為學校的課程育人“施

工圖”的重要環(huán)節(jié),把握好這一環(huán)節(jié),方能明確課程教學改革的具體路線,開啟破解學校發(fā)

展難題的新行動。

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(一)因校制宜規(guī)劃學校課程

如何因校制宜規(guī)劃學校課程及其實施? 構建體現(xiàn)學校辦學特色的課程育人體系,既

要規(guī)范、扎實和富有創(chuàng)造性地全面落實國家課程,又要從校情和學情出發(fā)自主開發(fā)和建設

校本課程。

1.以強化實踐和創(chuàng)新為理念落實國家課程

落實國家課程,要充分考慮學校在課程實施中如何實現(xiàn)從“學科本位”“知識本位”轉

向“素養(yǎng)發(fā)展本位”,明確基礎教育為創(chuàng)新人才成長奠基的定位,在推動學科實踐、促進綜

合學習中探尋有創(chuàng)意有實效的路徑與策略。學科課程的實施,要立足“學科體系”強化實

踐與創(chuàng)新。作為日常的微觀實施過程的學科教學,是一種引導學生獲取知識技能并將其

轉化為認知能力和態(tài)度的特殊認識過程,通常表現(xiàn)為“從行到知”“從知到知”“從知到行”

三種認識路線?！皬男械街庇兄趯W生頭腦中科學概念的形成,也有助于從事實和現(xiàn)象

中梳理概括出需要深入探究的問題;“從知到知”可幫助學生高效率地掌握間接知識并形

成系統(tǒng)的知識結構;“從知到行”則有利于學生主動驗證知識并學會運用知識來解決實際

問題。準確把握并合理遵循三種認識路線,才能處理好學科學習中的知行關系,不斷提升

學生的實踐能力和創(chuàng)新意識。

2.從學校和學生的實際出發(fā)開發(fā)校本課程

近20多年來,我國校本課程開發(fā)不僅帶來了課程與教學實踐的繁榮、催生了大量的

教育教學成果和案例,還通過豐碩的學術論文、學位論文、系列專著與咨詢報告等推動了

課程教學理論的發(fā)展,但還存在著校本課程開發(fā)系統(tǒng)性決策與規(guī)劃不足、課程審議審核制

度不健全等問題。盡管如此,這些成果、經(jīng)驗及理論建樹,已經(jīng)為新課程方案之下深入而

持續(xù)地開發(fā)和建設校本課程提供了堅實的基礎。

建設校本課程,要充分考慮學生發(fā)展的需求,權衡學校的優(yōu)勢和短板,以嚴格的審議

審核程序,為學生量身打造適合于他們個性化差異化發(fā)展需求的校本課程,激勵教師和相

關人員投入校本課程開發(fā)和審議過程,既促進教師的專業(yè)發(fā)展,又推進課程治理的現(xiàn)代

化,還營造出合作、探究和協(xié)商的學校文化。

盡管20多年來我國中小學開發(fā)校本課程成效顯著,但仍然存在盲目開發(fā)和規(guī)范性不

足等問題。不少學校開發(fā)出的校本課程數(shù)量可觀,但其必要性與可行性論證不足。這需

要強化課程治理意識,逐步建立健全校本課程開發(fā)制度和審議審核機制。尤其是每一門

新開校本課程都要進行充分的課程需求調研、縝密的方案論證、規(guī)范的課程試驗和可靠的

可行性評估,經(jīng)得起嚴格驗證的課程方能正式列入學校的課表。

3.以課程審議的方式推進地方及學校的課程變革

為完善基礎教育課程體系,發(fā)揮地方課程和校本課程育人功能,2023年6月教育部

印發(fā)了《關于加強中小學地方課程和校本課程建設與管理的意見》(以下簡稱《意見》)。

《意見》提出要強化五項管理制度,第一項就是審議審核制度,要求堅持“凡設必審”“凡用

必審”原則,嚴格審議審核標準,規(guī)范審議審核行為。

美國課程論學者施瓦布在批評傳統(tǒng)課程理論模式的基礎上,提出了實踐性課程理論

的探究方式———課程審議?！罢n程審議”(curriculumdeliberation)指的是課程設計主體在

特定的教學情境下,反復探討和權衡問題,得出一致的認識和詮釋,并做出適當?shù)摹⒁恢碌?/p>

課程改革決策和對策。1983年,施瓦布發(fā)表的《實踐4:課程教授要做的事》一文討論了課

程教授如何參與課程開發(fā)的問題,并為我們提供了一個整體的想法,即在學校一級成立一

個課程審議小組。小組可以由教師、校長、校董會成員或社區(qū)代表、學生代表組成,如有需

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