老年贫困特征及政策含义

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　　摘 要： 利用中国健康与养老追踪调查的数据，从收入、消费和资产等口径实证探讨老年贫困的结构性和波动性特征，文章还探讨了养老保险的充分性对老年贫困的影响。研究发现：老年贫困的广度和深度依然严重；老年贫困的常态性和波动性并存，这导致老年贫困率被维持在较高水平上；目前社会养老体系的待遇水平对降低老年贫困水平的作用有限。研究发现的政策含义是，积极预防老年贫困比依靠采用福利政策减少老年贫困更为重要，通过完善社会养老保障制度形成退休后经济资本的合理积累才能有效预防因老致贫。
　　关键词： 老年贫困；贫困结构；贫困波动；养老保险充分性
　　中图分类号：C913.6 文献标识码：A 文章编号：1000-4149（2019）03-0102-13
　　DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2019.03.008
　　Abstract： Using the data from the China Health and Retirement Longitudinal Study （CHARLS）， this paper explores the extensity， intensity and persistence of the elderly poverty， from the perspectives of income， consumption and assets. The paper also examines the impact of pension insurance on elderly poverty. The main findings include that：1） The extensity and volatility of poverty in old age remain serious； 2） The persistence and vulnerability of elderly poverty coexist， resulting in the elderly poverty rate being remained at a relatively high level； 3） The current level of benefit in the social pension system has a limited effect on alleviating elderly poverty. The political implication of this study is that it is more important to actively prevent oldage poverty than to rely on welfare policies to reduce oldage poverty. In order to effectively prevent the elderly poverty， the social pension system needs to be improved to accumulate sufficient postretirement saving.
　　Keywords： the elderly poverty； poverty structure； poverty vulnerability； sufficient benefit of pension insurance
　　一、引言
　　贫困问题是困扰世界的发展难题，也是我国人口转变进入老龄化阶段须要面临的一个主要挑战。老年贫困由于自身的特殊性成为反贫困的重要领域。一是致贫风险高。老年期是生命周期中贫困风险最高的一个阶段，由于老年人口的收入通常会降低，其容易成为贫困高危群体，健康和疾患也会加大因老致贫的风险。二是脱贫难度大。与年轻人口相比，老年人口一旦陷入贫困陷阱，更难跨越。年轻人可以通过自身努力脱贫，但由于自我发展能力的衰退，多数老年贫困因缺乏自我强化机制而衍化成为长期贫困，难以从根本上逆转。三是对现有尚不完备的社会保障体系造成的压力大。中国目前绝大部分的老年贫困人口，是现代意义上的养老保险制度缺失和社会养老保险的养老保障能力太低的产物。老年人口属于被抚养人口，老年人口的贫困不仅会导致其晚年生活困难，也会加大家庭和社會赡养系统的负担。
　　针对老年贫困已有大量研究。归纳地看，在抽样调查数据量化研究的基础上，既有研究形成如下共识：一是老年贫困人口规模不容忽视，总量有数千万[1-5]；二是无论基于单维或多维指标测度，无论基于何种标准界定，无论是基于静态或动态分析，老年人口相对其他年龄段人口有更高的贫困风险[6-8]；三是在中国经济社会转型的宏观背景下，老年贫困群体通常具有一些相似属性与生活经历，教育水平低、健康状况差、家庭养老条件匮乏、农村户籍、无儿无女、社会保障和公共福利缺乏的老人，更容易陷入经济贫困[9]。
　　但在具体操作上，已有研究普遍存在一些容易被忽视的局限，在一定程度上影响到分析结果的有效性。首先，使用家庭数据考察老年贫困相对较少。文献中对中国老年贫困的研究大多基于个体层面的收入，基于家庭人均收入、消费和资产的考察不多。个体层面的研究视角假定家庭规模对个人福利影响有限，但一些实证研究发现，子女数量、家庭规模等家庭禀赋对老年贫困产生显著影响[10-11]。事实上，由于家庭成员之间在经济往来上具有互济性，基于个体层面定义的贫困人口规模与基于家庭层面定义的贫困人口规模往往相差很大。例如，食品消耗人均程度大致相当的情况下，大家庭人均食品支出相对小家庭可能更少。又例如，全职家务劳动者没有个人收入，如果仅以个体层面考虑会被纳入贫困人口，但家庭互济的存在使得没有收入的全职家务劳动者可以支配使用家庭其他成员的收入，倘若家庭总收入水平较高，以家庭人均收入水平衡量，很多全职家务劳动者并非贫困人口。此外，老年经济地位是晚年之前的生命历程的收入、消费和资产长期积淀的集合结果，仅基于收入难以充分识别老年贫困的内在结构特征和由此形成的贫困水平。还有，不少调查中，同一类别数据的采集并非基于相同的单位。例如中国健康与养老追踪调查（CHARLS）的经济类数据，有些是基于个人层面（如工资性收入），有些是基于家庭层面（如转移收入），仅考虑个体层面的收入将会忽略其他以家庭为单位获得的收入，错估贫困程度，削弱研究结论的可靠性。 　　其次，贫困动态变化的精准分析相对较少。减贫思路、扶贫政策的针对性与贫困的波动密切相关。文献中大多数贫困的动态性分析并非是严格意义上的跟踪分析，有些研究虽然采用了同一来源的不同时点的截面數据进行时间序列分析，但这些数据不是来自相同的样本；有些研究只关注贫困率的变动（随着时间变化上升或下降趋势），缺乏对贫困率历时变化的结构和波动分解。基于非跟踪调查得出的不同时期的贫困水平虽然可以大致反映贫困的变化趋势，但并不能准确刻画微观主体贫困的实际动态轨迹。此外，贫困率保持稳定，这既可能表现为既有贫困人口持续贫困，也可能表现为脱贫与新增贫困人口在数量上相互抵消。同理，贫困率下降，既有可能是贫困人口脱贫的结果，也有可能是现有贫困人口死亡而导致贫困人口减少的结果。如果不能重复观察相同样本和对贫困变化进行有效分解，则无法真正了解真实的贫困动态过程和扶贫政策的效果。
　　再次，对数据处理过程有清楚交代的研究相对较少。从数据的角度看，目前可以被应用于老年贫困的微观数据库很多，较有代表性的包括中国老龄健康影响因素跟踪调查（全国老年人口健康状况调查）（CLHLS）、中国老年社会追踪调查（CLASS）、中国健康与养老追踪调查（CHARLS）、中国家庭收入项目调查（CHIP）、中国营养与健康调查（CHNS）、中国家庭追踪调查（CFPS）等。这些数据库对支持老年贫困的研究，发挥了重要作用。但客观而言，由于调查、编码和录入误差，这些数据库都在不同程度上存在样本错配、样本流失（或失访）、数据缺失、数据异常（内部逻辑性错误）等数据质量上的问题，会对研究产生一定偏差 例如CHARLS 2013年家庭收入数据缺失33.0%，消费数据缺失44.1%。。可能限于篇幅，大部分基于这些数据库所做的研究，对于在样本筛选中如何处理缺失值、非法值（即不在调查规定的取值范围之内的值）、奇异值（即个别样本的取值大大超过或低于总体平均水平）等残缺数据和错误数据（例如收入数据出现负值），数据清理后样本的代表性等问题，都没有做出清晰和严谨的说明，很难验证和评价其研究发现是否基于具有足够公信力的样本数据从而具有足够的现实解释力。
　　本文旨在改善上述既有研究的局限，更深入地认识中国老年贫困的复杂性，为消减老年贫困提供实证依据。对老年贫困人口的识别，本文主要关注收入等物质层面的贫困，因为经济贫困往往是其他贫困之源。除了采用单维口径考察老年贫困的广度、深度和差异度之外，本文还考察收入、消费、资产的组合状态所形成的老年贫困的不同类型。在此基础上，本文对老年贫困状态进行了结构分解，以便更准确地分析老年贫困的波动。虽然老年致贫的联结因素很多，但我们认为，根源性原因在于社会保障制度的不完善，因此本文的归因分析将聚焦养老保险充分性对化解老年贫困的促进作用。与既有研究相比，本研究的不同之处在于，一是按照同一技术标准清理不同年份的调查数据，改善了数据的可比性和偏误；二是把家庭收入数据匹配到每个家庭成员身上，可以更准确地判断老年人口的人均收入、消费和资产；三是基于相同样本观察贫困波动性，能够更为深入地理解老年贫困的真实变动特征；四是在致贫因素上，特别探讨因果关系更加直接的社会养老保险充分性的影响，实证结果提供的政策含义更加明显。
　　二、贫困程度测度
　　贫困是一个多维的概念，既指客观存在的物质匮乏，或指缺少达到最低生活水准的可行能力[12]，有时也取决于社会对最低生活水平的评价[13]。因此贫困具有一定的结构，有必要通过收入、消费和资产的多维视角交互衡量。大多数研究用收入确定贫困，但以收入衡量的贫困波动性大，如果出现难以预料的不利外部因素冲击收入，短期内会有大量人口陷入贫困。在欠发达国家或地区，由于大量人口的生存仍然依赖自给自足的农业经济，难以通过现金收入水平认定贫困，因此需要消费视角的补充。同时，个人或家庭消费水平与其稳定的收入水平有关。所以，在贫困衡量上，消费可以是收入的代理变量。此外，作为财富实体的资产是反映贫困的另一重要角度。资产指个人或家庭长期积累的财富资源，具有提供收入满足当前消费的功能，提供储蓄满足未来特殊时期消费需求的功能，以及可作为促进个人和家庭成员向上流动的投资功能，资产贫困反映出某些群体缺乏途径获得和积累资产。
　　社会可接受的最低生活标准通常通过划分贫困线来识别。贫困线的划分有的基于收入支出比例（即根据食物支出占总收入的比例确定），有的基于必需品（即根据一组能满足成年人最低需求的生活必需品的市场货币价值确定），有的基于相对水平（收入低于平均收入的50%属于贫困人口），还有的基于资产缺乏。如果一个人或家庭没有足够的资产来满足其三个月的基本生活需要，则被认为是资产贫困[14]。需要指出的是，贫困线的确定以及在研究中的选用难免带有一定程度的主观性，过低的贫困线会导致实际贫困规模被低估。
　　衡量贫困水平的指标很多，各有优劣，对数据要求也不同[15]。基于前人的评价和使用数据的特性，本文采用测量性能被广泛认可、政策含义强的FGT指数，结合国内和国际的贫困标准，来估计老年人口贫困程度。FGT指数包括了贫困发生率、贫困差距比、平方贫困距三个维度，分别衡量贫困的广度（人头比）、深度（缺口比）和差异度（异质比）[16-17]。FGT指数（Pα）的一般形式为：Pα=1N∑qi=1z-yiz α
　　（1） 式中，N为样本总量；q为收入低于贫困线的样本量；z是贫困线；yi是第i个贫困样本的收入、消费或资产；α为参数；α为0、1、2时，Pα分别表示贫困发生率、贫困差距比、平方贫困距。
　　“贫困发生率”指样本人群中收入、消费或资产处于贫困线以下的人口占样本人口的比重，政策含义上反映扶贫范围。“贫困差距比”指贫困线以下人口收入缺口的均值，反映贫困者的贫困程度和扶贫成本（将贫困人口提高到贫困线以上所需的转移支付）。“平方贫困距”反映贫困子群的收入、消费或资产的差异状况，关注贫困全体中有多大比例更远离贫困线。三个维度的下降可以大致理解为贫困的改善。 　　为了判断贫困状态的动态变化，我们基于以下思路对老年贫困人口的变化进行结构分解和波动分解。
　　老年贫困人口的结构分解：P=（D+E）+C
　　（2） 其中，（D+E）为當期新增的老年贫困人口，P为当期老年贫困人口；D为非贫困老年人口转为老年贫困人口；E为非老年贫困人口转为老年贫困人口；C为当期持续贫困的老年人口。
　　老年贫困人口的波动分解：P=P-1+（D+E）-（G+H）
　　（3） 其中，（G+H）为当期减少的老年贫困人口。P-1为前期的老年贫困人口；G为当期脱贫的老年人口；H为当期去世的老年贫困人口。
　　三、数据处理与说明
　　本文数据来源于中国健康与养老追踪调查（CHARLS）2011年、2013年和2015年的调查，我们感兴趣的是基于同一筛选标准、可以重复观察的相同样本。三个年份的调查都在不同程度上含有缺失和异常的数据，全球老龄化数据平台（Gateway to Global Aging Data）按照RAND Health Retirement Study的标准对2011年和2013年的原始数据进行了清理RAND Health Retirement Study 标准可以最大限度地避免样本损失，详情可参阅参考文献[18]。，2015年的数据平台没有进行清理，作者依据平台公布的2011年和2013年编码表和清理手册，按照同一标准对2015年的数据进行了清理[18]。家庭数据根据家户成员身份编码匹配到每个个体样本上，以此计算出人均数据。其中，数据中包含零值的样本被放弃，因为这些零值既有可能是真实的（即被访者完全没有收入、消费或资产）；也有可能是谎报的（即被访者不愿意说出实情），基于问卷填写的结果我们无法区分“真实的零值”和“谎报的零值”。此外，有些样本2011年出现，2013年消失，但2015年重新出现，在贫困波动性分析中这些样本被放弃，因为我们无法判断这些样本在2013年时是否属于贫困。表1列出了清理后的等于和大于60岁的有效样本分布情况。从收入数据看，44.57%的样本只有一个年份的信息，33.29%有两个年份的信息，22.13%有三个年份的信息。从消费数据看，对应的样本比例分别为46.14%、33.84%和20.02%。从资产数据看，对应的样本比例分别为51.71%、31.84%和16.45%。样本具体情况见表1。三个年份的同一类别数据的核密度估计均显示出较为一致的离散趋势（见图1），说明采用的数据清理方法可靠，据此得出的测算结果的可信度强。
　　追踪调查中，由于样本死亡、样本老化、样本停止回答等诸多原因，样本流失不可避免。即使存在样本流失量较多的问题，也不一定意味着清理后的样本缺乏代表性。总样本中，约16%的样本在三个年份、三个口径上都有信息，样本总量有5637个，在5年的追踪调查中属于一个不小的样本规模。此外，根据中心极限定理（Central limit theorem），用单纯随机抽样选出的样本数据对母体作推断时，即使有样本流失，保留的独立随机样本的均值经标准化后近似服从正态分布，对估计偏差的影响有限。数据清理前后样本特征分布比较显示，流失样本的“选择性偏误”不强（见表2），这说明，依据保留样本所作的分析，对统计推论不会产生太大偏差。
　　四、老年贫困水平、类型和动态变化
　　表3是不同类型老年贫困的贫困指数。以收入衡量，2015年按国家标准老年贫困发生率为45.40%，按联合国标准为53.70%，结果略高于有些研究的发现。例如，乐章和刘二鹏基于2011年中国老龄健康影响因素跟踪调查（CLHLS）数据，测算出农村老年贫困率为24.50%[11]。朱晓和范文婷基于2014年中国老年社会追踪调查（CLASS）数据，测算出城镇老年人口贫困率在12.33%—29.72%之间，农村老年人口贫困率为35.00%[8]。本研究与其他研究结果之间的差别可以这样理解：贫困标准认定方法会造成一定影响。在贫困认定上，有的研究以老年人自评生活状况为基准[3]，有的以当地维持最低生活的保障线为标准[4]，有的结合老年人对自我经济状况和相对幸福度的评价为标准[1]，有的以足够生活来源为标准[11]。标准不同，结果就不同。另一重要的现实原因是，CHARLS调查中涉及的老人，有相当数量其就业阶段处于计划经济时代和改革初期，受低工资、低福利、以企业养老为主、城乡社会养老保障体系尚未建立或不完善的影响，很多人的积蓄和能够享受的养老待遇水平较低，导致老年贫困。
　　表3还显示，超过60%的老人属于收入贫困，但以消费和资产存量衡量的贫困率则大幅减少。从时间跨度看，不同类型的老年贫困呈现不同的趋势，收入贫困率上升，消费贫困率下降，而资产贫困率则相对稳定。几个因素可以解释收入贫困率较其他贫困率高。一是收入数据比消费和资产数据敏感，被访者配合调查的意愿低，调查误差较大。二是对于低收入群体而言，收入水平的短期波动性较大，有些收入是随机性的，时有时无，收入水平的稳定性低于消费支出和资产价值的稳定性。三是如果按照国际经验，消费的变化受收入的冲击，收入贫困会同时导致消费贫困。但在中国，特别是在农村地区，很多老人的基本生活依赖自我维持的小农经济，其现金消费支出中，不包含对自产食物的开支。同时，他们很少发生跨期消费（借贷消费）。但收入贫困率的上升，也可能在一定程度上反映出越来越多的老年人缺乏可支配收入维持基本生活。
　　表3中的贫困差距比（P1）和平方贫困距（P2）说明，在贫困老人内部，收入贫困的差幅远大于消费贫困和资产贫困的差幅，收入的相对差距远大于消费和资产的相对差距，且差幅和相对差距的基本趋势是相似的，都呈现出更加分化的迹象。例如，2011年，基于国家和国际两种标准计算的老年贫困人口的收入水平低于贫困线的均值为27.00%，消费水平低于贫困线的均值为12.80%，资产水平低于贫困线的均值为2.90%；2015年，这三组数字分别为30.95%、4.40%和3.00%。这说明，从贫困深度和差异度看，有相当数量的老人属于“穷人中的穷人”，他们的收入水平与贫困线仍有较大距离，收入贫困不均等程度恶化且没有逆转。但从消费贫困看，不平等程度有所改善，而资产贫困不平等程度则呈现较为稳定的演变。 　　表4显示，贫困老人主要分布在农村，绝大部分只接受过低水平的教育。年纪越大的老人，贫困的比例越高，说明其摆脱贫困的能力有限。女性陷入收入贫困和消费贫困的比例比男性稍高，但陷入资产贫困的比例则明显高于男性。
　　單个维度的老年贫困率之间的差别说明，仅某一方面的考察还不足以充分认识老年贫困水平及其隐含的政策含义。老年贫困在本质上是收入、消费、资产贫困的综合体现，有些老人属于极端贫困（收入、消费和资产均不能满足最低需求）；有些属于相对贫困（收入不贫困，但消费和资产贫困）；有些属于随机性贫困（受短期特殊因素影响较大的收入和消费贫困，但需要通过较长时间积累形成的资产水平并不贫困）；有些属于选择性贫困（收入贫困，但消费和资产水平处于贫困线以上）。前两类贫困的延续性强，改善难度极大；后两类贫困由于具有一定的资产积累，未来脱贫的可能性相对较大。表5列出了基于三个维度的各种类型的贫困率，从单一年份看，极端贫困率和相对贫困率并不太高，大部分的老年贫困是随机性贫困和选择性贫困。前两类贫困的形成与个人或家庭摆脱贫困的能力一直偏弱有关，具有很强的连续性；而后两类贫困的发生有一定的外界非预期突发变故冲击的因素（即因风险致贫），并不一定是日积月累的弱势惯性，可视为暂时贫困的一种表现形式[19-20]。换言之，单从某一年份的不同类型的贫困面看，老年人口的极端贫困并不算十分严重，暂时性贫困是我国老年贫困的一个重要特征，但不同年份持续存在高比例的暂时性贫困，则反映出老年贫困的复杂多样性与老年贫困的波动性存在某种内在关联。
　　从表5看，除了选择性贫困率上升外，极端贫困、相对贫困和随机性贫困均下降，这在一定程度上反映了贫困状况的改善，但这种改善并非全是扶贫政策的效果，也可能是贫困的波动效应。贫困的动态变化包括持续贫困、脱贫和返贫等过程。表6是追踪同一批样本得出的贫困动态变化。结果显示，从收入看，在所有可追踪的样本中，71.03%至少在一个年份发生过贫困，其中20.87%持续贫困，还有约7.01%出现了返贫现象。从消费和资产看，老年贫困现象出现较大反差，贫困率、持续贫困和返贫的数字都大幅下降。但与此同时，在两个年份或三个年份内都经历贫困的老人比例低于某个年份变为贫困的老人比例，说明老年贫困处于相当活跃的状态，表征老年致贫、脱贫的因素复杂，老年贫困问题没有根治。
　　表7可以进一步认识贫困波动的因素。以收入贫困为例，从结构分解看，2013年新增贫困人口和持续贫困人口的比例约各占一半；2015年新增贫困人口的比例上升到60%左右。在新增贫困人口中，有24.27%（2013年）和26.53%（2015年）的人口是由非贫困落入贫困，有27.84%（2013年）和33.73%（2015年）带着贫困进入了老年。从收入贫困的波动分解看，2013年名义脱贫率为53.47%（22.86%+30.61%），2015年名义脱贫率为59.78%（15.99%+43.79%），上升了约6个百分点。但是，2013年有30.61%的老年贫困人口是由于死亡而退出贫困（表中H行），2015年这一比例上升至43.79%。因此，实际脱贫率2013年为22.86%，2015年为15.99%，实际脱贫率呈现出与名义脱贫率相反的变化趋势。贫困流出和流入显示，一方面不断有贫困老人摆脱贫困（表中G行），另一方面也有不少老人陷入贫困（表中D行、E行），还有相当数量的老年人口持续贫困（表中C行）和返贫。从基于跟踪样本的贫困波动看，我国老年贫困的持续性值得关注。
　　五、养老保险与老年贫困
　　导致老年贫困的因素很多。已有研究通过回归分析发现，人口迁移、居住方式、人力资本、健康状况、社会保障等因素对老年致贫和脱贫的影响显著[11，21-22]。中国特殊国情下的人口迁移模式使得大多数老年人口留守在欠发达地区和农村；家庭规模的变化和代际居住安排的改变导致独居老人增多，也导致家庭成员之间的经济资源分配、家庭养老的模式和能力发生变化；受教育程度决定了老人退休前在劳动力市场上的竞争力和工资水平，因此与养老待遇水平和财富积累有较大关联；老人的健康状况不但决定了自身医药和护理开支的大小，而且决定了家庭成员是否需要放弃工作照顾老人；虽然“老有所用”（例如延迟退休）的观念越来越被社会接受和进入了政策讨论的范围，但绝大多数的老人依靠养老保障或家庭赡养来维持老年生活。
　　对于老年贫困最为突出的促动力，不少研究都归因于养老保险不充分[23]，原因在于对于大多数人而言，养老金是其退出劳动力市场后满足基本生活需求的最主要生活来源。为此，有必要重点考察养老保险的充分性是否对老年贫困产生实质性的影响。养老保险的充分性可以从覆盖范围和待遇水平两个方面考察，其中覆盖范围指一个给定目标人群中养老保险的参保人或收益人的比例，待遇水平指以货币形式支付的个人可以获得的保障力度。制度设计、制度可信度、贫困、自雇，以及交易成本是阻碍覆盖面扩大的因素[24]，个人待遇水平受当地生活水平（以社会平均工资衡量）、缴费年限、缴费额度、替代率等因素影响。按照制度设计，我国的养老保险由几个层次组成，包括基本养老保险（包括城镇职工基本养老保险和城乡居民基本养老保险）、企业补充养老保险和商业养老保险，其中只有城镇职工基本养老保险属于强制性保险，其余均为自愿性保险。
　　自20世纪90年代建立社会保险制度以来，我国的养老保险已经覆盖了较大范围的人口。人力资源和社会保障部发布的《中国社会保险发展年度报告2016》披露，2015年，养老保险参保人数为88777万人（包括城镇职工基本养老保险和城乡居民基本养老保险），占全国15岁以上人口的74.8%。2017年底，城乡居民基本养老保险参保人数为5.13亿，领取养老金人数为1.56亿，占参保人数的30.4%，年人均基础养老金为1356元个人养老金待遇由两部分构成：个人缴费的个人账户储存额和中央、地方统筹基金支付的基础养老金，基础养老金部分旨在为低收入群体退休后提供生活保障的底线。2017年，中央确定的基础养老金最低标准为840元/年。。在CHARLS 2011—2015年的调查样本中，超过95%的老人享有某种类型的养老保障待遇，但与此同时，超过40%的老人属于收入型贫困。这说明，被纳入社会保障体系并没有显著降低老年人口陷入贫困的风险。这或许表明，目前“广覆盖、保基本”的养老金待遇水平对防止老年贫困的作用有限。 　　表8利用T检验和KS检验，验证贫困老人和非贫困老人这两个群体的家庭养老金水平以及家庭养老金收入占家庭总收入比重对生活水平的影响是否存在显著差异。结果显示，均值差异的T检验在5%的置信水平上、分布函数差异的KS检验在1%的置信水平上拒绝了养老金待遇对两类群体生活的影响相同的原假设。
　　表8显示，贫困群体的养老金水平低，但养老金收入在家庭总收入中的占比高，非贫困群体则相反。从发展趋势看，在养老金均值上，贫困群体与非贫困群体的差距越拉越大；养老金收入占家庭总收入比重的上升幅度，贫困群体比非贫困群体更大。这个结果反映出，更依赖养老金的老年群体反而领取较低的养老金。图2展示了两类群体家庭养老金收入和家庭养老金占比（养老金收入占家庭总收入比重）的KS检验累计分段函数。图2（a）显示，达到相同累计比例的值在非贫困群体比贫困群体要高，换言之，非贫困群体的养老金水平明显优于贫困群体。图2（b）显示，除了在养老金占比的极低或极高的情况外，贫困群体在养老金占比上均明显高于非贫困群体。
　　六、结论及政策含义
　　本文的主要发现可以概括为：第一，即使以收入衡量的老年贫困发生率较高，但老年贫困主要表现为选择性贫困和随机性贫困。第二，老年贫困的常态性和波动性并存，既有过往贫困人口的持续贫困，也有脱贫人口与新增贫困人口的交互变动，新增贫困人口在数量上抵消脱贫人口，导致老年贫困率被维持在较高的水平。第三，目前社会养老体系的待遇水平对降低各类老年贫困发生的风险没有产生太大的实质性帮助。总体而言，消除老年贫困，任务依然艰巨。
　　老年贫困特征和成因带来的政策启示是，预防老年贫困比减少老年贫困更为重要，而社会保障制度的完善是重要的政策选项。当社会上已经出现大量贫困老人时，依靠社会财富的转移支付（例如提供最低生活保障）或者可以令贫困老人脱贫，但这种“反哺”式的财富传递不能从根源上消除老年贫困。防止老年贫困，在很大程度上取决于已经退出劳动力市场的老年人口是否有足够的财富积累（持久工作积蓄加上现期社会保障收入）维持其基本刚性消费支出。如果社会保障政策得当和资本市场完善，具有经济理性的经济主体在生产效率较高的壮年阶段，收入中用于储蓄的比例将明显高于其他阶段，从而为老年消费奠定厚实基础。有效的财富积累和社会保障制度不但会把储蓄转化为老年人口的消费动力，而且降低了老年人口在退出劳动力市场后维系和提高生活质量时对年轻一代的经济依赖性。因此，积极预防老年贫困比依靠采用福利政策减少老年贫困更为重要，通过完善社会养老保障制度形成退休后经济资本的合理积累才能有效预防因老致贫。
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　　[责任编辑 刘爱华，方 志 ]
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