发展战略实施的核心主体,更要求注重创新的“提质增量”。具体筛选步骤如下:参考《高

技术产业(制造业)分类2017》,在所有沪深 A 股上市的制造业企业筛选高技术制造业,剔

除ST、*ST以及2016—2021年间变量缺失的企业,最终获得1515个观测值。

(二)变量定义

1.被解释变量

创新质量:借鉴张杰等的研究[28],本文采用专利知识宽度测量企业创新质量。专利

知识宽度指专利所覆盖知识的复杂程度,可以从技术和价值两个维度来体现创新质量:一

方面,专利所涵盖的知识越丰富,专利越不易被模仿改进,在短期内被取代的可能性较低;

另一方面,知识越复杂的专利,其相关替代品越少,企业更容易获得创新产品的垄断价值。

本文使用智慧芽专利数据库中企业的发明专利和实用新型专利的IPC分类号数量测量

专利的知识宽度,公式如下:

Patent_Knowledge=1- ∑α2。

其中Patent_Knowledge表示专利的知识宽度,α 表示专利号中每个大组的比重。考虑

到企业专利存在极端值,本文采用中位数的方法将专利知识宽度信息加总到企业层面。

创新数量:参考陈强远等的做法[29],采用企业当年发明、实用新型与外观专利申请合

计数作为创新数量的代理变量,相关数据来源于 CNRDS数据库。

2.解释变量

企业数字化转型:参考吴非等所构建的词库[30]对企业数字化转型进行文本分析。通

过在上市公司年报中挖掘并统计关键词词频并进行标准化处理,最终作为企业数字化转

型的代理变量。

政府数字化治理:政府工作报告集中反映了各级政府的施政方针以及工作重点,其中

工作回顾性总结成为评测政府职能履行情况以及政府治理的重要依据。因此本文借鉴邓

雪琳的研究[31],以政府工作报告中的回顾与总结为文本分析对象,运用 Python软件展开

文本挖掘。具体构造方法如下:第一,下载样本企业所在地级市共计606份政府工作报

告,将其转换为txt格式。第二,参考赛迪顾问的《2021数字经济城市发展百强榜》抽取典

型政府样本。第三,利用 Python的Jieba中文分词功能处理上述典型样本,分词之后统

计词频,筛选数字化治理高频关键词,形成初级词库。第四,缩小关键词范围,挖掘种子词

汇的前后文本,并提取出现频率较高的文本组合;运用 Python对政府工作报告原文进行

抽样并人工回溯,通过复检文本以及阅读相关文献[32-34],优化数字化治理关键词词库。

第五,基于数字化治理总词库,利用Jieba功能对所有研究样本进行分词处理,统计总词

库中的关键词词频并标准化。

3.中介变量

管理性交易成本:参考金环等的研究[35],选择管理费用占资产总额的比重作为企业

管理性交易成本的代理变量,并取相反数进行正向化处理,即指标越大,企业的管理性交

易成本越低。

信息不对称性:参考于蔚等的研究[36],采用微观企业日频交易数据作为企业信息不

对称性的代理变量。具体的指标构建为:提取流动性比率、非流动性比率以及收益率反转

三个指标中第一主成分构建信息不对称性的综合指标,并取相反数进行正向化处理,即指

标越大,企业的信息不对称性越小,信息透明度越高。

46

4.控制变量

参考张国胜等的研究[6]选择控制变量,相关数据来自国泰安数据库,具体变量见

表1。

表1 变量及数据

变量类型 变量 符号 衡量方法

被解释变量

创新质量 IQ 专利知识宽度法计算

创新数量 IN 当年专利申请总量取自然对数

解释变量

数字化转型 DTT 年报中数字化转型相关词频数量取自然对数

数字化治理 DTG 政府工作报告中数字化治理相关词频数量取自然对数

中介变量

管理性交易成本 COST 管理费用/总资产,正向化处理

信息不对称性 ASY 企业日频交易数据,正向化处理

控制变量

净资产收益率 ROE 净利润/股东权益平均余额

研发投入占比 PRD 研发投入/总资产

现金流量净额占比 Cashflow 现金流量净额/总资产

营业收入增长率 Growth 本年营业收入/上一年营业收入-1

企业价值 TobinQ

(流通股市值+非流通股股份数×每股净资产+负债账面值)/总

资产

所有制性质 SOE 国有控股企业取值为1,其他为0

董事人数 Board 董事会人数取自然对数

固定资产占比 Fixed 固定资产净额/总资产

企业规模 Size 年总资产取自然对数

(三)模型构建

1.主效应研究

为了检验企业数字化转型和政府数字化治理对创新“提质增量”的影响,本文参考已

有研究[6],构建模型(1)—(4)进行实证检验:

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.交互协同效应研究

借鉴拉里等(Larry,etal.)的方法[37],本文在将变量进行中心化处理的基础上引入两

者及其交互项探究交互影响效应,构建模型(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)

借鉴万文海等的研究[38],本文在验证交互作用的基础上,采用多项式回归检验协同

效应。对变量进行中心化处理后,构建多项式回归方程模型(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.协同影响机制研究

借鉴爱德华兹(Edwards)的研究成果[39],将中介变量作为因变量的多项式方程回归

所得一次项以及二次项系数作为权重,分别乘以对应的数字化转型和数字化治理原始数

据进行线性加权组合,以获得表示交互协同效果的块变量。进一步以块变量作为自变量,

企业创新质量和数量作为结果变量,采用因果步骤法对管理性交易成本、信息不对称性进

行中介效应检验。构建模型(9)—(20),其中块变量COST

i,t 、块变量ASY

i,t 分别代表以 COST、

ASY 为中介变量所生成的块变量。

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 块变量COST

i,t +αmControli,t+λa+λh+λi+εi,t; (10)

INi,t=α0+α1 块变量COST

i,t +αmControli,t+λa+λh+λi+εi,t; (11)

COSTi,t=α0+α1 块变量COST

i,t +αmControli,t+λa+λh+λi+εi,t; (12)

IQi,t=α0+α1COSTi,t+α2 块变量COST

i,t +αmControli,t+λa+λh+λi+εi,t; (13)

INi,t=α0+α1COSTi,t+α2 块变量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 块变量ASY

i,t +αmControli,t+λa+λh+λi+εi,t; (16)

INi,t=α0+α1 块变量ASY

i,t +αmControli,t+λa+λh+λi+εi,t; (17)

ASYi,t=α0+α1 块变量ASY

i,t +αmControli,t+λa+λh+λi+εi,t; (18)

IQi,t=α0+α1ASYi,t+α2 块变量ASY

i,t +αmControli,t+λa+λh+λi+εi,t; (19)

INi,t=α0+α1ASYi,t+α2 块变量ASY

i,t +αmControli,t+λa+λh+λi+εi,t。 (20)

其中各变量含义见表1所示,α0 表示回归方程的常数项,λa 表示地区固定效应,λh 表示

行业固定效应,λi 表示个体固定效应,εi,t表示随机扰动项。

四、实证分析

(一)描述性统计与相关性分析

从表2的结果可知,企业创新数量的最小值为1.386,最大值为6.750,说明企业创新

数量存在较大差异性;企业创新质量的均值为0.473,标准差为0.197,说明创新质量整体

水平较低,符合当前我国创新质量普遍不高的基本状况;企业数字化转型程度均值为

2.060,样本中有超过半数的企业数字化转型程度低于样本平均值,说明数字化转型程度

较低的企业占比较高。这与《2021中国企业数字转型指数》中我国数字化转型成果显著

的企业仅占16%的结论类似。从上述结果分析来看,本文的样本选取具有代表性。政府

数字化治理的均值为2.596,最小值为1.386,最大值为3.332,表明政府在数字化治理方面

存在明显差别。从变量之间的相关系数看,数字化转型和数字化治理与创新数量之间显

著正相关,本文的部分主效应得到初步验证,但还需借助回归方程作进一步分析。此外,

对全样本进行共线性诊断,计算得出方差膨胀因子(VIF)全部小于2.5,说明回归模型通

过了共线性诊断。

48

表2 描述性统计和相关性分析

变量 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

变量 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:* 、** 、*** 分别表示在 10%、5%、1% 水平上显著。

49

(二)回归结果与分析

表3列(1)—(2)为数字化转型影响创新质量及数量的估计结果。列(1)回归结果显

示,在控制其他变量的情况下,DTT的估计系数不显著,说明数字化转型不会促进企业创

新“提质”。上述结果与张国胜等的研究结论[5]相近,这可能是因为企业出于策略性考虑,

会青睐利用数字化转型进行难度相对较低的创新。列(2)DTT 的估计系数显著为正,表

明数字化转型正向影响了企业创新“增量”。列(3)—(4)为检验数字化治理影响企业创新

质量和数量的估计结果。在考虑控制变量的情况下,列(3)—(4)中 DTG 的估计系数显

著为正,表明数字化治理促进了企业创新“提质增量”。综上,企业数字化转型没有促进创

新“提质”,但促进了企业创新“增量”;政府数字化治理促进了企业创新“提质增量”。实证

结果不仅佐证了我国企业创新“轻质量、重数量”的特点,而且说明政府数字化治理在企业

创新“提质增量”中发挥着不可替代的引导作用。

表3 直接效应的回归分析

变量

(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)

行业/地区/个体固定效应 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:括号中为标准误;*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01。

50

(三)内生性检验

为了缓解内生性问题,本文借鉴赵涛等、袁淳等的做法[40-41],采用滞后一年的全国互

联网上网人数与1984年企业注册所在地级市每万人固定电话数量的交互项作为企业数

字化转型工具变量重新回归;并借鉴邓达等的做法[42],采用人均互联网宽带接入端口数

作为政府数字化治理工具变量重新进行回归分析。表4列(1)—(2)显示第一阶段工具变

量IV 与内生变量 DTT和 DTG 显著正相关,列(3)—(6)报告了第二阶段的回归结果,其

中列(3)—(4)表明企业数字化转型对创新质量系数不显著,创新数量系数显著为正;列

(5)—(6)表明政府数字化治理对创新质量和数量系数显著为正。综上,本文在控制内生

性问题后,企业数字化转型对提高创新质量仍不显著,但能够显著扩大创新增量,政府数

字化治理能够显著促进创新“提质增量”,与前文基准回归相符。此外,本文对选取的工具

变量IV 进行了不可识别检验和弱工具变量检验,AndersonLM 统计量结果表明IV 通过

了不可识别假设,Cragg-DonaldWaldFstatistic统计量结果表明IV 拒绝弱工具变量的

原假设,说明本文选择的IV 是合理可靠的。

(四)稳健性检验

为了考察上述结果的可靠性,本文进行了一系列稳健性检验。第一,借鉴何帆等衡量

数字化转型的方式[43],采用上市公司财务报表中有关数字经济相关部分的无形资产占年

末无形资产净额比值作为替代变量重新回归。第二,参考赵涛等的做法[44],从互联网发

展和数字金融普惠两方面测度城市层面数字经济综合发展水平,并将其作为数字化治理

的替代变量重新回归。第三,将创新质量转换为哑变量,将大于创新质量中位数的设为

1,小于创新质量中位数的设为0,重新回归。第四,将创新数量使用极差标准化的方式计

算重新回归。以上回归结果均与基准回归结果一致。

表4 内生性检验结果

第一阶段 第一阶段 第二阶段 第二阶段 第二阶段 第二阶段

变量 (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)

控制变量 控制 控制 控制 控制 控制 控制

AndersonLM 统计量

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:括号中为标准误;*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01。

五、进一步分析

(一)交互协同效应分析

1.交互效应

企业数字化转型与政府数字化治理交互协同能够对企业创新“提质增量”产生更大的

51

影响。表6列(1)—(2)的回归结果分别表明,企业数字化转型与政府数字化治理交互项

对创新质量及数量系数显著为正,说明企业数字化转型与政府数字化治理之间存在显著

的交互影响。结合前文的实证结果可以看出,企业作为创新活动的直接承担者,对创新活

动的重要性不言而喻,但在不考虑交互作用的情况下,企业数字化转型对创新数量的影响

远大于其对创新质量的影响;而在考虑交互作用的情况下,企业数字化转型与政府数字化

治理的交互项对创新数量和创新质量的影响都显著为正。从交互的角度来讲,这说明政

府在企业数字化转型影响创新活动的过程中起到了重要的引导作用,政府数字化治理引

导企业数字化转型向促进企业创新“提质增量”的方向发展[45]。

2.协同效应

为了更好地呈现交互作用,本文进一步检验了政企之间的协同效应。表5列(3)是对

企业创新质量协同作用,回归结果表明,平衡状态下,一致性线斜率显著为正,曲率不显

著。这说明当企业数字化转型和政府数字化治理水平一致时,创新质量会随着二者的提

升而提升;在非平衡状态下,不一致性线斜率显著为负,曲率不显著。如图1所示,响应面

沿着不一致性线顺时针旋转,说明在不一致的情况下,相比于政府数字化治理低于企业数

字化转型的情形,政府数字化治理高于企业数字化转型时企业创新质量更高。列(4)是对

企业创新数量协同作用,回归结果表明,平衡状态下,一致性线斜率和曲率显著为正。这

说明在一致的情况下,企业创新数量随着企业数字化转型和政府数字化治理水平的提高

呈现 U 型发展规律,即创新数量先减少后增加,不平衡状态下,不一致性线斜率显著为

负,曲率不显著。如图2所示,响应面沿着不一致性线顺时针旋转,说明在不一致的情况

下,相比于政府数字化治理低于企业数字化转型的情形,政府数字化治理高于企业数字化

转型时企业创新数量更高。

以上结果表明,在企业创新“提质增量”的协同效应中,呈现出“政府主导逻辑”,可能

的原因在于企业往往不愿意将有限的创新资源投入到研发周期较长的高质量创新中,高

水平的数字化治理能够帮助政府优化创新激励政策,鼓励和引导企业进行高质量的创新,

同时完善动态市场监督机制防止创新投机行为,为企业创新活动打造良好的创新环境,为

高质量创新提供保障[5]。

图1 数字化转型和数字化治理对创新质量的响应面分析

52

图2 数字化转型和数字化治理对创新数量的响应面分析

表5 交互协同效应检验

交互效应检验 协同效应检验

变量 (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)

控制变量 控制 控制 控制 控制

一致性线

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)

不一致性线

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:括号中为标准误;*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01。

53

(二)交互协同的影响机制分析

1.管理性交易成本的影响机制分析

本文采用块变量方法进行管理性交易成本的中介效应检验,表6将列(1)得到的估计

系数作为权重进行线性加权组合,计算出相应的块变量进行管理性交易成本中介效应的

检验。表6列(2)、列(3)的回归结果显示块变量对创新质量和数量系数显著为正,初步说

明企业数字化转型—政府数字化治理协同机制对管理性交易成本的综合影响会对企业创

新“提质增量”产生正向作用;列(4)的结果显示块变量对管理性交易成本系数显著为正,

说明数字化转型—政府数字化治理协同机制能够对企业内部管理产生正向影响,有效降

低管理性交易成本;列(5)、列(6)将块变量与管理性交易成本变量同时作为自变量进行回

归,结果显示块变量对创新质量不显著,对创新数量显著为正,管理性交易成本对创新质

量和数量的系数显著为正,说明数字化转型和数字化治理的交互协同能够通过降低企业

内部的管理性交易成本来促进企业创新“提质增量”。综上,企业数字化转型和政府数字

化治理通过协同赋能组织管理交易成本,帮助企业实现信息的互联互通,降低企业各部门

的管理协调成本,提高管理决策效率,减少由于政策固化所带来的额外成本,缓解企业资

金约束,提高企业创新活动的资金支撑力度,最终促进企业创新活动“提质增量”。

表6 管理性交易成本的影响机制检验

变量

(1)

COST

(2)

IQ

(3)

IN

(4)

COST

(5)

IQ

(6)

IN

COST 块变量 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)

控制变量 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:括号中为标准误;*p<0.1,**p<0.05,***p< 0.01。

2.信息不对称性的影响机制分析

同理,本文采用块变量方法检验信息不对称性的中介效应。表7通过列(1)所得的估

计系数为权重计算得到相应的块变量进行回归;列(2)—(3)的回归结果显示块变量对创

新质量和数量的系数显著为正,初步说明企业数字化转型—政府数字化治理协同机制对

信息不对称的综合影响会对企业创新“提质增量”产生正向作用;列(4)的结果显示块变量

54

对信息不对称性系数显著为正,说明数字化转型—政府数字化治理协同机制能够有效缓

解企业与利益相关者之间的信息不对称性;列(5)—(6)将块变量与信息不对称性变量同

时作为自变量进行回归,结果显示块变量对创新质量和数量的系数显著为正,信息不对称

性变量对创新质量和数量的系数显著为正,说明企业数字化转型—政府数字化治理的交

互协同能够通过降低信息不对称性来促进企业创新“提质增量”。综上,企业数字化转型

和政府数字化治理通过协同提升企业信息价值,帮助企业有效公开创新信息,协调创新信

息共享和保密的平衡关系,让外界利益相关者及时、准确把握企业创新价值、过程以及风

险等相关信息,有效缓解企业创新的资源约束[24],最终促进企业创新活动“提质增量”。

表7 信息不对称性的影响机制检验

变量

(1)

ASY

(2)

IQ

(3)

IN

(4)

ASY

(5)

IQ

(6)

IN

ASY 块变量 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)

控制变量 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:括号中为标准误;*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01。

六、研究结论与启示

本文围绕数字经济内涵,提出企业数字化转型、政府数字化治理赋能创新“提质增量”

的理论机理,研究结论如下:数字化转型能促进企业创新增量但不能提质;数字化治理能

促进企业创新“提质增量”。数字化转型和治理交互协同更加促进创新“提质增量”,当二

者处于一致高水平时赋能效果更好,而二者不一致时,政府数字化治理领先于企业数字化

转型时企业创新“提质增量”效果更好。进一步从企业内部资源效应和外部信息效应出

发,本研究发现管理性交易成本和信息不对称性在企业数字化转型—政府数字化治理交

互协同促进企业创新“提质增量”方面具有显著的中介效应。

本研究得到以下管理启示:

第一,由本文结论政府数字化治理有效促进企业创新“提质增量”可得,政府应加速数

55

字化治理平台建设,建立数字化治理体系,进一步发挥数字化治理优势,充分考虑企业现

状,避免“一刀切”的笼统性政策,以实现对创新政策的科学决策;建立精准高效的监督机

制,避免企业通过扩大创新数量而采取套利行为;精准治理创新环境、高效配置创新资源,

引导企业协调好创新质量和数量的关系,将重点聚焦在高质量创新上,推动企业创新“提

质增量”;而企业数字化转型能帮助企业创新“增量”,因此企业应加快数字化转型升级,积

极引进和培育数字人才,加大投资建设企业数字化平台,在此过程中不断释放数据要素潜

力以及数字生产力,应用和推广数字技术与企业创新过程深度融合,充分利用数字技术优

势提高企业资源利用效率,降低生产经营成本,为企业创新“提质增量”提供技术支撑。与

此同时积极配合政府数字化治理的引导,将其中的数字化转型风险和要求及时反映给相

关部门,推动实现兼顾企业创新数量的同时将重点放在高质量创新,以求长期资本回报。

第二,本文的研究结果表明,在企业数字化转型和政府数字化治理促进企业创新“提

质增量”的过程中存在着政府主导的交互协同作用,因此企业创新活动高质量发展的关键

在于政府实现数字化治理。政府部门应当积极引进数字化高端人才,推动数字底层技术

建设,加快数字技术与现代治理体系的融合,优化自身创新职能,避免政府数字化治理水

平落后于企业数字化转型的情况。首先,政府部门应该对相关数字技术、数字平台加强监

督,维护良好的创新环境。其次,制定合理的政策积极引导企业进行数字化转型,针对性

解决企业数字化转型难、成本高等问题。而企业也应当切实考虑自身情况,当自身的数字

化转型较为成熟、所拥有的数字化技术领先于政府数字化治理水平时,企业应该不局限于

短期利益,杜绝追求创新数量的套利行为,实现兼顾创新质量和数量的可持续发展。同

时,在政企交互下,政府应通过企业了解和掌握相关的数字技术和经验,运用这些工具提

供更好的治理效能,提升数字化治理水平。当自身的数字化水平处于低于政府数字化治

理的阶段时,企业应尽快适应数字时代背景下知识、技术高速流动的特征,借助政府高效

的治理体系,加快提高数字化转型水平,达到与数字化治理相匹配以促进创新“提质增

量”。

第三,由本文交互协同的作用机制结果可得,在数字时代背景下,数字技术已逐步形

成企业创新活动的关键,一方面,企业数字化转型—政府数字化治理的交互协同应进一步

发挥数字技术优势,明确政企之间的分工互动,加快转变政府职能,通过数字治理提升依

法治理能力、规范政策制定和执行,利用数字技术积极与企业沟通,推动实现政企之间的

数据共享,集中为企业建立更好的体制和营商环境,为企业管理活动扫清障碍,减少企业

非必要管理成本。此外,企业应加快生产流程的数字化改造,实现企业部门之间点对点互

联,推进企业数字化应用水平,优化企业内部的组织结构,降低管理成本,给企业创新活动

提供更多资源空间。另一方面,政府应该利用数字技术主导搭建企业信息平台,通过数字

化治理监督维护企业信息平台稳定运作,企业作为平台主体应该积极披露结构化信息数

据,多维度展示企业创新能力,提升企业的认可度,向利益相关者传递正面信息,降低信息

不对称程度以吸引外界更大力度地支持企业创新活动,进而促进企业创新“提质增量”。

[参 考 文 献]

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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“leadinglogic”ofgovernmentdigitalgovernanceispresented.(3)Itfurther

verifiesthattheinteractivecollaboration between governmentandenterprisescan promotethe

“quantityandquality”ofenterpriseinnovationbyreducingenterprisemanagementtransactioncosts

andalleviatingtheinformationasymmetry.Theconclusionenrichestheresearchondigitaleconomy

andenterpriseinnovation,providesanewpathforenterprisestogetoutofthedilemmaofqualitybiasedinnovation,andoffersanewreferenceforgovernmentdepartmentstoimplementthedigital

economypolicyandoptimizetheinnovationenvironment.

Key words:enterprise digitaltransformation;government digitalgovernance;improvementin

quantityandquality;interactivecollaboration

[责任编辑 刘文俊]

58

第60卷 第2期 广西师范大学学报(哲学社会科学版) 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

[基金项目]教育部哲学社会科学研究重大课题攻关项目“构建高质量社会领域公共服务体系研究”(21JZD034)

[作者简介]王欢明(1984—),男,江西瑞昌人,大连理工大学教授、博士生导师,研究方向:城市治理、公共服务供

给等。

社会支持视角下农村老年人互助养老行为

及影响因素研究

王欢明1,钟峥云2

(1.大连理工大学 公共管理学院,辽宁 大连 116023;2.中国人民大学 公共管理学院,北京 100872)

[摘 要]老龄化“城乡倒置”、养老资源“分布倒挂”现象加剧,互助养老成为解决我国农村养老问题

的新途径。基于社会支持理论,运用 CHARLS2018年数据,考察社会支持对农村老年人互助养老行为的

影响,研究发现:正式社会支持中助推型公共政策能通过“减少策略”和重构互助环境显著发挥促进作用;

非正式社会支持中隔代照料正向作用显著;与农村老年人经济条件相关的变量均起到负向作用,互助养老

行为的根本驱动与经济困境有关;非正式社会支持与正式社会支持存在交互效应,助推政策与照料孙子女

具有互补性;低龄、无配偶且受教育水平较高的农村老年女性互助养老行为更强。研究结论有助于揭示互

助养老行为影响因素以及柔性助推在其中的作用。

[关键词]互助养老行为;正式社会支持;非正式社会支持;助推

[中图分类号]C913.6 [文献标识码]A [文章编号]1001-6597(2024)02-0059-16

一、引言

我国人口老龄化的步伐逐步加快,呈现未富先老、渐富快老的发展特点,这对养老体

系供给的充足性和可持续性提出了更高的要求。中国发展研究基金会预测,到2035年,

中国农村60岁及以上老年人口在农村人口中所占比例将提高到37.7%,比较而言,我国

农村人口老龄化程度更高,老龄化“城乡倒置”、养老资源“分布倒挂”现象加剧。农村地区

成为我国养老服务体系建设的重点、难点和痛点所在:一方面,由于目前大量农村劳动力

在城务工,家庭结构日益小型化,家庭养老能力正在减弱;另一方面,机构养老的成本居高

不下,不能满足现阶段养老需求。因此我们需要从如何拓展新的养老模式来积极应对人

口老龄化的挑战。国家层面对农村互助养老越来越重视。2018年,政府工作报告中首次

提出互助养老,这种基于传统乡土社会守望相助的养老方式被称为“农村互助养老”模

式[1]。2021年12月8日,国内首份聚焦这一模式的研究报告正式发布。互助养老被认

为是养老服务的“第三条道路”[2],互助养老模式在我国农村养老领域的重要性不言而喻,

加快探索农村可持续互助养老的创新路径,能够为我国解决农村养老问题提供示范样本。

59

近年来,“互助养老”模式应运而生,通过社区参与和能力互补的方式,实现邻里老年

人的养老服务的供需匹配,构建利益共享和情感凝聚的共同体关系[3]。我国互助养老的

实践大致经历了各地零散萌芽探索时期、广泛推广融合发展时期以及互助理念逐渐深化

时期,然而目前我国农村互助养老模式集中于以下两种应用困境:一是随着传统乡村社会

结构和人际关系不断解构与变迁,纯粹的熟人社会被取代[4],最初依赖较高的信任与道德

水平“自下而上”兴起的群众自发守望相助形式已不可持续,只愿获取而不愿提供服务的

“搭便车”现象颇多,互助养老的基石因缺少组织化和制度化岌岌可危[5];二是部分地方政

府逐渐意识到互助养老对于弥补农村养老短板之关键意义,通过了一系列的政策安排,但

更多属于“自上而下”政府主导的社会构建现代互助体系,在压力型体制下,供给主体的行

为逻辑是以行政化指标的达成为导向[6],没有考虑地方实际应用需求与条件,形式主义、

重建轻管、供需不匹配等乱象严重[7]。要解决上述问题归根结底要加强对农村老年人互

助养老行为的社会支持力度,其中正式社会支持中明确政府作用的发挥方式是关键。

中国古代就有邻里互助养老的传统,但相对来说理论层面的研究起步较晚,得益于其

低成本、广覆盖的属性在我国未富先老的现实国情下具有广阔发展空间。近年来关于如

何推动互助养老可持续发展国内学者的研究视角愈发多元,但既有研究存在以下不足:第

一,更多将目光聚焦于农村互助养老的内涵界定、模式比较、逻辑机制、现实困境及优化路

径等定性评述,尚未从定量研究的角度深入探讨社会支持对于互助养老行为有何影响;第

二,现有研究多关注宏观与中观层面,忽略互助养老模式中个体有限理性引发的参与积极

性问题,鲜少关注个体由认知系统引发的互助养老行为情况。

针对以上问题,本文拟以农村老年群体为研究对象,运用社会支持理论,基于2018年

的 CHARLS数据,构建二元 Logistic回归模型,对农村老年人拥有的正式与非正式社会

支持系统考察互助养老行为的影响,并分析群体异质性带来的影响差异。该研究在理论

上丰富了农村老年人互助养老行为的影响因素研究,建立了更加完善的公共政策分析框

架,扩展了助推理论的应用范围,肯定了正式与非正式社会支持系统的互补作用;在实践

上,该研究为农村互助养老服务实施者提供政策建议与策略支持,以期使这项适合中国国

情、有温度、有人情味的以互助为主要特征的养老模式在更大范围内实施。

二、理论分析及研究假设

(一)非正式社会支持与互助养老行为

社会支持在20世纪70年代作为一个科学的专业术语被正式提出来,指人们在日常

生活中遇到困难时可以利用的有形和无形资本,是一个具有多元结构的概念,它既包含环

境因素,又包含个体内在的认知因素,直接反映个体与他人之间的相互作用[8]。经过半个

多世纪的研究,关于社会支持的知识得到了显著丰富。国外有学者系统总结了社会支持

跨多个学科的理论观点,指出目前社会支持的六个关键特征,包括数量和质量、利用、来

源、内容、格式以及一致性;同时发现社会支持在应用中主要发挥着四种动态作用:作为积

极催化剂、积极增强剂、消极缓冲器、消极因素加剧剂[9]。也有学者总结出老年人的社会

支持网络开始的级联因果过程,通过社会支持、自我效能、健康促进行为进行调解,最终影

响健康老龄化[10]。国内学者前期从社会结构转型的角度关注弱势群体的整体社会支持

状况,认为构建弱势群体社会支持网络迫在眉睫。更多学者聚焦病患者、失能失智空巢老

60

年人、妇女、失业者、留守儿童、学生群体等脆弱群体的社会支持。在当前老龄化背景下,

一些专家认为,上个世纪60年代的婴儿潮会导致老龄化的快速发展[11],因此对银发群体

养老问题的考察逐渐占据多数,现有研究主要基于社会支持理论,探讨老年人身心健康状

况的影响因 素[12],也 有 研 究 从 社 会 支 持 视 角 出 发,做 单 案 例 或 多 案 例 分 析 养 老 服 务

模式[13]。

互助养老与社会支持同样有着密切关系。社会支持作用的发挥在于维持个体良好的

心理情绪体验,让老年人有意愿同时也有能力参与到互助养老当中。本研究主要考察社

会支持的提供主体。不同学者将社会支持提供主体定义为“重要的他人如家庭成员、朋

友、同事、亲属和邻居等”[14]、“国家、企业、社团和个人”[15]、“社会网络”[16]乃至“各种社会

联系”[17]。学者们根据各自的研究目标,对社会支持的分类各不相同。但在大多数学者

视野里,对于社会支持提供主体包括各种非正式的和正式的关系网络已达成共识。非正

式社会支持系统主要指以家庭为核心的非正式社会关系资源提供的帮助,主要源自亲属

关系或个人关系。在中国社会中,孝道伦理是一种强有力的社会规范,它规范了家庭成员

之间的互动和责任。家庭是老年人的主要支持来源,成年子女会尽最大努力,根据父母的

实际情况,提供适当的养老支持。家庭不仅能够满足老年人的物质和生活需求,还能够给

予他们情感和精神上的慰藉,这是其他社会机构或个人所无法替代的[18]。既有研究发现

针对农村老年人存在的抑郁问题,子女的支持在缓解老年人的孤独感方面发挥了关键作

用[19]。对于农村留守老人而言,非正式社会支持体系中家庭尤其是家庭成员的支持尤为

重要,子女不仅应该在经济上给予老人更多的物质支持,同时也应该给予他们更多的呵护

和情感支持[20]。由此可见,家庭网络是老年人精神和经济支持的重要来源。

基于此,本文提出研究假设 H1:非正式社会支持对农村老年人的互助养老行为有促

进作用。

家庭代际支持是非正式支持的主体,有助于老年人向外拓展社会网络,更积极地参与

社交与互助活动[21]。在社会转型大背景下,家庭代际支持包括“自下而上”与“自上而下”

双向的资源流动[22]:一方面强调子女对父母的养老责任,子女通过外出就业提高收入水

平后,会增加对老人的经济支持,以此弥补照料支持的缺失[23];另一方面强调父母对子女

的帮助,为了追求更好的职业发展,许多成年子女选择在城市工作,而将他们的子女寄养

在农村的祖父母家中。这种隔代照料的现象,反映了家庭成员之间的利益协调和责任分

担[24]。老年人通过隔代照料的方式为家庭收益最大化做出贡献,有助于其实现自我价

值,并带来精神上的安慰[25]。因此本研究中非正式社会支持选择子女经济资助与照料孙

子女两个变量。

1.子女经济资助

在社会转型背景下,成年子女的空间流动导致了家庭养老支持模式的转型,即:经济

支持的增强和生活照料、精神慰藉的减弱。家庭代际支持从“面对面”型向“心灵相通”型

演变。一方面,空间流动造成的空间分离效应削弱了农村老年人家庭养老支持资源的可

达性,降低了受空间约束的老年人家庭生活照料和精神慰藉的水平;另一方面,空间流动

带来的收入增加效应或养老资源补偿效应增强了不受空间约束的老年人家庭经济支持的

责任或意愿[18]。

子女的经济资助愈发成为农村老年人最主要的经济来源[26]。从需求响应的视角分

析,子女的空间流动也可能激发父母对子女的经济支持的期待[27]。王萍、高蓓认为,农村

61

正式的养老体系的缺失,使得子女提供的经济资助成为老年人养老的补偿性需求,能够提

高老年人的生活质量,形成良好的心理情绪体验,进而推动老年人参与互助养老活动[28]。

由此有研究假设 H1a:子女经济资助对农村老年人的互助养老行为有促进作用。

2.照料孙子女

在中国农村地区,家庭结构核心化和代际居住距离分隔化的趋势,以及传统文化所强

调的家庭延续和血浓于水的传承观念,导致越来越多的老年人成为未成年孙子女的实际

照料者[29]。关于照顾孙子女这种“逆向反哺”的方式与老年人参与互助养老等社交互动

的关系之间目前存在着两种不同观点。一种观点认为祖孙关系是老年人社会支持网络的

重要构成要素,隔代照料是时间和情感资源的双向转移,可以通过角色优化策略有效缓解

老年人的心理负担,增加老年人参与社交活动的可能性与频率。祖父母照顾孙子女可以

减轻子女的工作负担,间接促进子女达成社会成就,也可以为家族的延续与繁荣做出贡

献,满足老年人自我实现需求。同时,老年人的“逆向反哺”行为并不是一个家庭内部的封

闭性活动,增加了老年人与现代社会的接触面积,有助于老年人走出家门积极参与社区交

流活动,密切与邻居、朋友、家人之间的情感联系[30]。另一种观点依据角色冲突理论,认

为老年人照顾孙子女会对他们的社会网络和身体健康造成负面的影响[31]。高强度的隔

代照料行为会导致老年人面临多重角色的负担,增加他们的心理和生理负荷,身心俱

疲[32]。照料孙子女也有可能挤占老年人参与社会活动的外出时间,影响其社交网络规

模,导致他们处于朋友隔离的状态[33]。

本研究秉持积极老龄化的视角,认为老年人照料孙子女是一种继续体验和“发挥余

热”的方式,老年人在照料孙子女的过程中能够体现自身的价值,增强自我效能感,带来更

积极的生活与交往方式[34]。

由此有研究假设 H1b:照料孙子女对农村老年人的互助养老行为有促进作用。

(二)正式社会支持与互助养老行为

正式社会支持系统主要指以政府为核心的正式组织和正式的制度安排为人们提供的

保障,主体包括政府、机构、企业、社区等,提供诸如社会保障制度、助老敬老政策、基础设

施建设等支持形式[35]。近几年随着现代化的发展冲击着以血缘和亲缘为纽带的非正式

支持,老年人必将转向社会寻求必要的支持和服务才能满足更多更全面的需求,正式支持

系统在规范化和组织化互助养老服务中愈发重要。如从社区支持视角切入,有学者提出

“村里是否经常组织老年人服务活动”等正式手段对于提高农村老年人互助养老参与意愿

具有显著作用[36]。

基于此,本文提出研究假设 H2:正式社会支持对农村老年人的互助养老行为有促进

作用。

自2002年起,我国政府强化了农村正式社会支持体系的构建,增强了农村的制度化

支持能力。在既有的正式社会支持研究中,大多数文献都聚焦在政策和保险两大类。因

此本研究中正式社会支持选择助推型公共政策与养老保险两个变量。

1.助推型公共政策

政府颁布公共政策是正式社会支持的关键组成部分,随着行为科学的兴起及其对传

统公共管理研究方法和实践运用的拓展,以及行为公共管理学作为一个跨学科新分支在

近年诞生[37],助推型公共政策作为一种对传统公共政策的革新手段,为提升农村互助养

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显的经济刺激方式,而利

62

用个体在选择架构中的行为偏好或非理性行为,以积极的方式影响人们的行为朝着预期

的方向改变[38]。一方面,地方政府制定互助养老的助推型公共政策,采用“减少策略”可

以改善个体的非理性决策。具体来说,我国农村中目前主流的养老模式有家庭养老与机

构养老两种,基于家庭生活方式与结构的改变,传统家庭养老模式功能不断弱化,而同样

“政府包办”的方式使得养老机构缺乏发展能力,定价过高,质量也参差不齐,因此导致老

年人最终进入适宜养老院的过程非常繁琐,即个人所面临的由社会结构因素交织而成的

决策场域非常复杂。老年群体作为社会人可能会出现非理性的行为倾向。因此有必要在

政府公共政策中应用助推思路,通过“减少策略”向社区力量与邻里关系借力,将原先必须

亲力亲为、复杂棘手的养老问题简化成了充分调动村民自治组织的力量。减少流程和优

化服务,有助于使农村老年人在棘手问题中做出趋向理性的选择,进而参与到互助养老行

动之中,在一定程度上影响人们决策的同时也维护了其选择的自由。

另一方面,建立“政策+”引领模式,能够重构互助环境。关于互助养老的助推型政策

着重以多渠道宣传邻里互助、互惠、志愿等理念,以现代吸纳传统的方式重新激活村民自

治的主体意识,打造农村社会资本的传统与现代的对话,有助于利用农村老年群体的心理

行为特征,营造特定的社会环境。人的行为不仅有自利和利他的动机,还受到文化、社会、

人格、情绪等多种因素的影响。助推理论认为个体行为很大程度上受到环境的强力影响,

所以政府通过微调个体的决策环境,用更为亲和的表达方式,来影响和引导农村老年人主

动地做出互助养老行为[39]。

由此有研究假设 H2a:助推政策对农村老年人的互助养老行为有促进作用。

2.养老保险

养老保险包括退休金、城乡居民养老保险、新型农村养老保险等等。众多学者在论述

正式社会支持对老年人的身心健康、主观幸福感、社交活动参与等的积极作用时,都将养

老保险纳入作为其中一项重要指标[12]。农村老年人的退休收入水平与心理健康水平呈

正相关关系[30]。新农保作为正式社会支持的一种,降低了农村老年人的子女养老依赖

度[40],其提供的基础养老金对老年人提供的精神作用远远高于经济作用[41]。原理在于,

基于社会压力的视角,农村老年人是处于疾病多发和低收入的高危群体,非正式的社会支

持无法有效地缓解这些压力,而正式的社会支持可以提升农村老年人的风险抵御能力和

生活自主性(如新农保等养老保险增加了农村居民的消费支出等等),通过主效模式增强

老年人的主观幸福感,进而促进参与互助养老活动;另一方面,养老保险作为一种社会保

障制度,为农村老年人提供了经济和心理上的保障。当农村老年人遭遇疾病和贫困等危

机时,养老保险能够减轻他们的经济负担,增加他们的社会资源,提高他们的社会支持感,

从而通过缓冲模式提升老年人的主观幸福感,进而促进参与互助养老活动[42]。

由此有研究假设 H2b:养老保险对农村老年人的互助养老行为有促进作用。

(三)正式社会支持与非正式社会支持的交互效应

在社会支持网络中,正式社会支持与非正式社会支持并非是两个完全独立的概念,既

有研究中在非自愿搬迁移民的相对多维资产贫困领域,有学者便探讨了正式社会支持与

非正式社会支持的交互效应[43]。在农村互助养老的社会支持结构问题上,学界目前对二

者关系持对立态度:一种观点认为,正式与非正式社会支持具有互补性,即一方采取社会

支持,另一方的边际收益能够得到提高。如有学者在总结农村社会支持结构的转型趋向

问题上,特别强调农村社会支持结构是多元化的,这种结构主要以正式支持为主体,非正

63

式支持为辅[44]。也有学者以老年人机构养老意愿为例,验证了正式和非正式社会支持产

生了相同的作用力影响[45]。另一种观点认为,正式与非正式社会支持具有替代性,当一

方提供的制度效能较弱时,另一方将发挥替代作用。如有学者在研究社会支持对城乡老

人健康水平的影响的实证分析过程中注意到,增加养老保险和医疗保险等正式社会支持

降低了接受子女照顾的老年人的健康水平。可能的原因是,社保的加入挤出了子女对老

人的照顾,减轻了子女赡养老人的压力[46]。

基于此,本文提出研究假设 H3:

H3a:正式与非正式社会支持对农村老年人互助养老行为的影响具有互补效应;

H3b:正式与非正式社会支持对农村老年人互助养老行为的影响具有替代效应。

基于以上研究假设,本文构建理论框架如图1所示。老年人互助养老行为的意愿受

多种因素影响,在社会支持系统中,不同主体扮演不同角色,为农村老年人提供相应的支

持,这有助于提高农村地区老年人为他人提供日常护理、精神慰藉、社会交往支持等互助

养老行为的可能性。老年人的个体状况、家庭等非正式支持以及政府等正式支持共同作

用于老年人的互助养老行为。

'

.24

L .24

. 5=

图1 社会支持影响互助养老行为的理论框架

三、数据与方法

(一)回归模型设定

作为被解释变量,农村老年人互助养老行为是二元离散变量,因此本研究采用二分类

Logistic回归模型,运用Stata软件对影响农村老年人互助养老行为的社会支持因素进行

量化分析。

设因变量为y,当y 取值为1时表示农村老年人有参与互助养老的行为,取值为0时

表示农村老年人没有参与互助养老的行为。影响y 的k 个解释变量分别记x1,x2,x3,

…,xk,设农村老年人i参与互助养老的条件概率为p(y=1|X)=pi,则1-pi 表示农村

老年人i没有参与互助养老的发生概率,它们均是由解释变量向量 X 构成的非线性函

数。通过对数转化,得到 Logit回归模型的线性表达式:

ln

Pi 1-Pi =α+ ∑

k

i=1

βixi +ε。 (1)

式(1)中,α 为截距,k 为社会支持的个数。其中,βi 为社会支持的系数,反映社会支持影

响农村老年人互助养老行为的方向及程度,ε表示随机误差项。

(二)数据来源与变量设置

本研究所使用的数据来自两方面:第一,中国健康与养老调查(CHARLS)数据库

64

2018年的截面数据,同时为保证基本信息的完整性,将2011、2013、2014、2015四年数据

予以整合;第二,数据库追踪调查涵盖的全国城市中政府官网及新闻报道。在剔除无效样

本和缺失值之后,共获得1156个有效样本。

1.被解释变量:互助养老行为

互助养老行为是指不同老年群体、不同年龄段的老年人内部相互支持、相互安慰。虽

然互助养老在我国农村发展由来已久,但是目前大多数的互助养老仍然处于非制度化的

水平,主要依赖于个体之间非正式的互帮互助,因此区别于农村幸福院、时间银行等互助

养老方式,本文主要研究传统的非正式文化互助形式,即李静、赵爽爽两位学者提出的传

统聊天、串门、打牌、广场舞等有助于推动老年人横向互动的社会参与网络[47]。在社会互

动理论中,农村互助养老服务是老年人根据彼此间的需求内容而采取互动行为[4]。农村

互助养老服务可分为两类:一类是刚性(物质)需求,以衣食住行等满足经济和生活方面的

工具性支持为主;另一类是软需求(精神)驱动,包括老人间情感交流、人文关怀等感情性

支持,随着中国社会的快速变化以及农村老年人与前辈相比具有的新的特征,老年群体养

老需求的关注逐渐上升到了精神慰藉、社会参与以及价值实现层面[48]。老年人的相互交

流促进了养老活动内容与方式选择的个性化和多元化,在互动中逐渐培养了自助意识,在

互助中提升了自身选择与整合适宜的养老资源来满足自身养老需求的能力[49]。虽然村

民之间互助是基于个人主义的互利活动,但因这种互利的活动存在于人们的社会交往

中[50],因此在问卷中对应问题是“您过去一个月是否进行了下列社交活动?”,其中五个选

项“串门、与朋友交往”“打麻将、下棋、打牌、去社区活动室”“向与您不住在一起的亲人、朋

友或者邻居提供帮助”“跳舞、健身、练气功等”以及“照顾与您不住在一起的病人或残疾

人”。五项互助行为中如果参与了任何一项,则赋值为1,如果没有,则赋值为0。数据来

自于 CHARLS数据库。

2.解释变量:社会支持

(1)非正式社会支持层面资源。用子女是否提供经济资助、老年人是否给予孙子女照

料来代表这个变量。子女经济资助变量根据受访者对“过去一年,您或您的配偶是否从与

您或您的配偶非同住的子女处获得过经济支持?”的回答赋值,如果是,赋值为1,如果否,

赋值为0。照料孙子女变量根据受访者对“过去1年,您或您配偶是否花时间照看了您的

孙子女或外孙子女?”的回答赋值,如果是,赋值为 1,如果否,赋值为 0。数据来自于

CHARLS数据库。

(2)正式社会支持层面资源。用是否有养老保险以及是否有互助养老助推政策来代

表这个变量。其中是否有养老保险的数据来自于 CHARLS数据库,根据问题:是否正在

领取,预计将来可以领取或目前正在缴费以下养老保险,选项包括“政府机关或公务员的

退休金、事业单位退休金、多项补充养老保险(年金)、城乡居民养老保险、新型农村养老保

险”等等,有以上养老保险中任意一种则赋值为1,一种养老保险都没有则赋值为0。2017

年是农村互助养老政策导向的转型关键时间点。是否有互助养老助推政策的数据来自于

2017年各个城市政府官方网站的检索情况与有关推进互助养老模式的各地新闻报道,如

果有,则赋值为1,如果没有,则赋值为0。

3.控制变量

为避免遗漏变量造成研究偏倚,本研究控制了其他解释变量。基于国内外已有研究,

我们发现老年人的个体特征因素也会影响研究结果,因此设定控制变量包含性别、年龄、

65

婚姻状况、受教育程度等。数据来自于 CHARLS数据库。

表1 变量设定与赋值情况

变量 变量名称 变量赋值

被解释变量 互助养老行为

五项互助行为中如果参与了任何

一项,则赋值为1,如果没有,则赋

值为0

解释变量

互助养老助推政策 是=1,否=0

养老保险 是=1,否=0

子女经济资助 是=1,否=0

照料孙子女 是=1,否=0

控制变量

性别 男=1,女=0

年龄 连续变量

婚姻状况

已婚(已婚与配偶一同居住、已婚,

但因为工作等原因暂时没有跟配

偶在一起居住、分居)=1,未婚(离

异、丧偶、从未结婚)=0

受教育程度

文盲=1,小学未毕业但能书写=

2,小学毕业=3,中学毕业=4,高

中及以上=5

(三)描述性统计分析

本研究的被解释变量、解释变量以及其他控制变量的描述性统计分析见表2。

表2 描述性统计分析结果

变量 样本量 平均数 标准差 最小值 中位数 最大值

互助养老行为 1156 0.43 0.49 0 0 1

助推型政策 1156 0.62 0.48 0 1 1

养老保险 1156 0.90 0.30 0 1 1

子女经济资助 1156 0.48 0.50 0 0 1

照料孙子女 1156 0.39 0.49 0 0 1

性别 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

年龄 1156 69.76 7.32 60 68 103

基于描述性统计分析,不难发现在被调查对象中,性别分布较为均匀,小学及以下文

化程度居多,年龄在60~69岁之间居多,已婚者居多。社会支持方面,可发现提供养老保

险的比例较高。此外目前我国农村老年人互助养老行为整体比例在平均水平偏下,认同

度不高,互助的内容以提供精神安慰的文娱活动和聊天谈心为主,服务品质较为单一初

级,我国农村互助养老的社会网络还处于一个弱关系网络。原因可能是原来的乡土社会

是在地缘和血缘的基础上建立,传统的社会资本较为丰富,但现在的“陌生人社会”使农村

老人的交际圈逐渐缩小、获得资源和支持的可能性不断降低,这在一定程度上减少了横向

结构社会网络密度[51]。

由于模型中的若干解释变量可能会同方向影响被解释变量,因此在回归分析之前,先

66

分析研究变量之间是否存在多重共线性问题是有必要的。一般而言,当方差膨胀因子

VIF>3时,各变量之间存在一定程度的多重共线性。当 VIF>10时,各变量之间存在高

度共线性。本研究中根据共线性检验结果 VIF为1.00,小于3,所以它们之间不存在多重

共线性的干扰,在合理范围内,可以直接开展后续回归分析。

四、实证结果与分析

(一)社会支持对互助养老行为的影响分析

表3展示了使用二元 Logistic回归估计农村老年人社会支持情况对其互助养老行为

的影响结果。模型1是只纳入了非正式社会支持系统的自变量回归结果,主要包括子女

提供经济补助以及老年人给予孙子女的照料;模型2是只纳入了正式社会支持系统的自

变量回归结果,主要包括颁布互助养老相关助推政策以及提供养老保险;模型3将所有变

量纳入,形成全模型。

表3 农村老年人参与互助养老服务影响因素的模型拟合结果

变量 非正式支持(1) 正式支持(2) 全模型(3)

互助养老行为

助推型政策 0.260** 0.267**

(0.126) (0.126)

养老保险 -0.025 -0.009

(0.206) (0.206)

子女经济资助 -0.142 -0.143

(0.121) (0.122)

照料孙子女 0.269** 0.274**

(0.124) (0.124)

性别 -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)

年龄 -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;括号内为稳健标准误。

1.正式与非正式社会支持系统的影响

模型1与全模型体现了非正式社会支持系统对农村老年人互助养老行为的影响。由

表3可以看到,子女提供经济资助对于互助养老行为没有显著的影响,且表现为负向作

67

用,这一反常的现象原因可能是农村老年人如果在一定程度上实现了生活的充裕,则个体

独立性增强,可以保证生活无忧,进而参与互助养老的内在驱动力下降。此外回归结果发

现老年人照料孙子女对其是否采取互助养老行为具有显著的正面影响。该结果验证了假

设 H1部分成立,假设 H1a不成立,假设 H1b成立。

照料孙子女在5%的统计水平上显著,表明其提高了农村老年人参与互助养老行为。

本研究的结果与角色优化理论相一致,该理论主张,老年人的角色多元化可以促进他们的

角色参与和角色履行,从而丰富他们的社会体验,在此基础上,老年人可以通过多种角色

获取各类重要资源,例如经验、技能等方面的资本以及在面临压力的事件时得到的社会支

持与应对策略。同时,角色履行也意味着老年人在健康、权力和地位等方面的情感满足与

充盈,使得老年人更有意愿和能力去参与互助养老活动。老年人的孙辈照顾者角色可以

促进他们的社会参与,也可以增强他们与外界沟通联系。老年人在照料孙辈(特别是幼

儿)的时候,经常会带着孙子女到各种社区公共空间活动,为老年人与邻里交往提供机会,

并且与其他同样照顾孙子女的老人有更多的共同话题,从而拓展其朋友网络,在这一过程

中获得彼此信息进而提高社会信任,有助于支撑其实现互惠行为,创造互助机会。本研究

揭示,老年人的隔代照料是一种重要的社会参与方式,对于提升家庭亲密度、拓展社会网

络、推动积极老龄化等方面有着现实意义,重视和鼓励老年人隔代照料,是对老年人“老有

所为”的价值肯定。

模型2与全模型体现了正式社会支持系统对农村老年人互助养老行为的影响。由表

3可以看到,在模型2中,颁布互助养老的助推政策对农村老年人采取互助养老行为有显

著正向影响。受到互助养老的助推政策引导的农村老年人更愿意加入到互助养老的行动

中。假设 H2a成立。而养老保险对其互助养老行为作用不显著,与子女经济资助一样都

起到了负向的影响作用,说明农村老年人互助养老行为的根本驱动因素可能与经济上的

困境有关。当出现养老保险等在内的以现金支付为主要手段的农村社会保障体系,农村

传统的现金、实物的互助保障便从主要角色转为补充或协同角色,这符合现代国家的发展

规律。假设 H2b不成立。假设 H2部分成立。

模型2与全模型中互助养老助推型政策都对老年人的互助养老行为作用显著,说明

助推能够有效改变人们的亲社会行为决策。原理在于,助推本质上是基于大脑的认知系

统,干预个体所面对的外在选择架构的管理,从而在无形中影响个体决策[52]。农村互助

养老模式强调自我治理和自我决策,但仍需要政府给予一定的引导和支持。根据现有研

究可知,农村老年人并不会因为孤独而主动与其他人交往,需要一只外部的手推动,即提

供助推型的政策支持。全国多个城市出台政策,推进以村级邻里互助点、农村幸福院等为

基础的农村互助养老服务网络建设。按照村级主办、政府支持的原则,充分调动农村老年

人自身资源,鼓励其发挥所长,实现互助养老中的老年人在老有所养的基础上,进一步实

现老有所为;此举既能更好满足农村老人足不出户,又能充分挖掘和利用农村现有养老资

源,有效缓解农村养老资金、服务、人才等资源短缺问题,减轻养老压力。

互助养老助推型政策有利于被助推者个人和社会:一方面,这一助推举措符合老年人

现阶段自身利益,为农村老年人提供了另外一种更加简化的选择路径。假设任何决策者

在任何情况下总是有强烈的偏好并深思熟虑是不现实的。当出现选项太多难以抉择的情

况,让人们自主做出选择可能并不会产生最好的结果。这正是非理性行为产生的外在原

因,同时也是助推得以发挥作用的重要原因[52]。合理的是,老年人缺乏识别首选所需具

68

备的认知能力和知识,因此政府通过政策助推有助于使老年人不必因家庭结构变迁导致

的子女见面频率低而感到孤独与恐慌,也不必在选择养老院机构的繁琐程序中感到无力,

这对于生活在“去养老院就意味着儿女不孝、抬不起头”的传统观念下的老人是一种精神

上的慰藉与解脱。

另一方面,助推政策符合政府与公共利益。老年人的互助养老参与使他们成为农村

互助养老的福利受惠者,只要老年人具备自理能力和互助意识,就可以融入到互助养老的

群体中。在互助之风重建的外在环境架构下,越来越多的老年人加入到互相帮扶的行动

中来,形成地域性共同体,使其发挥老年人自我养老的潜力,成为社会养老资源筹集的参

与者,同时能利用这些资源为本地高龄、失能老年人提供低成本的社会养老服务。此举能

够有效解决农村空心化、家庭空巢化现象,补齐农村养老缺口,有效扩充社会养老服务资

源,减轻现代养老服务的压力,为实现乡村振兴战略助力。因此,“发展农村互助养老不是

一个被迫的选择,而是基于农村实际情况和资源禀赋的一个很好的选择”[53]。是基于利

他主义、情谊、约定俗成的互惠意愿的帮助行为,创造了个人、家庭、政府和社会的多赢。

实证结果也表明助推政策有效提升了农村老年人的政策遵从行为。

2.正式与非正式社会支持对互助养老行为的交互影响

考虑到既有研究中正式与非正式社会支持存在互补效应或替代效应,社会支持影响

机制的发挥是在二者的互动配合中实现的,因此本研究在原有回归模型中,分别加入二者

交互项。模型(1)是全模型,模型(2)中只加入子女经济资助与助推政策的交互项,模型

(3)只加入照料孙子女与助推政策的交互项,模型(4)只加入子女经济资助与养老保险的

交互项,模型(5)只加入照料孙子女与养老保险的交互项。从交互效应来看,互助养老助

推政策与照料孙子女存在显著交互作用,回归结果中主效应和交互项均显著。其他变量

间的交互作用不显著。

表4 正式与非正式社会支持交互效应结果

变量 模型(1) 模型(2) 模型(3) 模型(4) 模型(5)

互助养老行为

助推政策

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

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

养老保险

-0.009 -0.008 -0.017 -0.048 -0.009

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

子女经济资助

-0.143 -0.138 -0.136 -0.140 -0.144

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

照料孙子女

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

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

子女经济资助 助推政策

-0.647**

(0.252)

照料孙子女 助推政策

0.511**

(0.257)

子女经济资助 养老保险

-0.482

(0.417)

69

续表

变量 模型(1) 模型(2) 模型(3) 模型(4) 模型(5)

照料孙子女 养老保险

-0.157

(0.417)

性别

-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)

年龄

-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;括号内为稳健标准误。

表4模型(3)分析了互助养老助推政策与照料孙子女之间的交互效应。结果显示:照

料孙子女的回归系数显著为正,助推政策的回归系数显著为正,照料孙子女与互助养老助

推政策的交互项系数显著为正。这说明,老年人照料孙子女会增强助推政策对于农村老

年人互助养老行为的促进作用。通俗来讲说明正式社会支持的正面效果在加入非正式社

会支持的调节后得到了强化,即正式与非正式社会支持可以起到互补作用,推动老年人参

与到互助养老服务的提供当中,这符合新的孝道规范。由此验证了假设 H3a部分成立,

假设 H3b不成立。

同时,为了能够更加直观地描述正式与非正式社会支持交互作用对农村老年人互助

养老行为的影响效果,本文描绘了在照料孙子女为0和1时,助推政策对农村老年人互助

养老行为的影响效果,交互作用斜率图详见图2。在图2中,当颁布助推政策时,如果老

年人照料孙子女,则其参与互助养老的行为将会增加,因此二者具有互补性。

&ff

&ff

0ff 0ff







5

=





















图2 照料孙子女与助推政策的交互作用

3.个体特征的影响

由于老年人在个体健康状况、技能和常识上的差异,有必要从个体特征角度来考察影

响老年人互助养老行为的因素。根据回归结果可知,性别、年龄、婚姻以及受教育程度四

70

个变量都对农村老年人互助养老行为的影响具有显著性,具体而言,低龄、无配偶且受教

育水平较高的农村老年女性参与互助养老服务的可能性显著更强。一个影响性别差异的

因素是,女性通常比男性更容易向生活中的人透露和讨论她们工作中面临的压力问题。

沟通过程有助于引导社会支持以缓解他们的工作压力。而男性更渴望独立,有时社会支

持甚至体现为一种无效的消极缓冲;年龄在很大程度上代表了老年人的身体健康水平,高

龄老年人往往失能失智的比重更高,需要家庭照护,无法便捷地行走以参与互助养老活

动;与此同时可以观察到,相对于有配偶的老年人,无配偶的农村老年人更有可能参与互

助养老服务。这一点与既有研究结论“独居对养老服务的需求更大,参与意愿也更高”一

致。此外人们认为受教育程度较高的老年人能够更好地寻求社会联系并参与活动以扩大

他们的社交网络[54],并且伴随着老年人退休后有较多的时间可以自由支配,多数受教育

水平较高的老年人希望利用此闲暇时光继续充电、发挥余热进而实现自我价值。以上多

要素结合在一起,形成了一个共同的个体特征因素组合影响社会支持对个人的作用。

(二)稳健性检验

本研究采用替换估计法,即通过Probit模型对回归结果进行稳健性检验。稳健性检

验结果中,可以发现非正式支持、正式支持、个人特征以及全模型中变量的方向及显著性

几乎不变,即改变回归模型与前文回归结果基本一致,未改变研究结论。在正式与非正式

社会支持对互助养老行为交互效应检验过程中,结果发现,照料孙子女的回归系数显著为

正,助推政策的回归系数显著为正,二者的交互项系数显著为正。与前文结论一致。因此

整体上,稳健性检验结果进一步表明上述结果是可靠的。

五、结论

完善农村养老保障体系是中国式现代化进程中的一项重大课题,它关乎广大人民群

众的切身利益。在农村养老事业水平低、缺口大的现实图景下,互助养老是编织农村养老

服务网络的重要节点。经过实证分析本文有如下研究发现:第一,正式社会支持中地方政

府的助推型公共政策能通过“减少策略”和重构互助环境来显著地发挥作用,相较于传统

的行政命令等强制性手段,柔性助推的方式正受到越来越多的关注并在实践中被验证具

有良好效果。第二,非正式社会支持中的隔代照料对于老年人互助养老行为的正向作用

显著。第三,与农村老年人经济条件相关的变量均起到负向作用,说明互助养老行为的根

本驱动与经济困境有关。第四,正式与非正式社会支持不完全独立,通过交互效应分析得

到助推政策与照料孙子女存在互补性,需平衡两者内在关系实现支持网络最优化。第五,

低龄、无配偶且受教育水平较高的农村老年女性参与互助养老服务的可能性显著更强。

农村老年人互助养老行为受到个体特征的影响。

综合考虑以上结论,本文提出推动农村老年人互助养老行为需要双管齐下。一方面

要兼顾正式与非正式社会支持两种手段,在家庭和社会之间分担老年人支持责任方面找

到平衡点:保持非正式支持重要地位以构建高凝聚力的家庭环境;同时探索运用柔性助推

的方式加强正式支持,推动政府采取更具体的行动,在互助养老组织的运作中重点扮演规

划者、监督者的角色,将互助养老纳入乡村振兴的重点任务统一规划,构建可持续发展的

大环境,并包含与之匹配的文化环境和政策环境,以解决与人口老龄化相关的新问题。另

一方面要增强老年人对互助养老的认同度:利用舆论力量宣传引导让社会各界人士认识

71

到互助养老的可行性和优越性,推动养老互助与传统互助理念相结合,充分探索和利用现

有互助文化,增进社会互信;同时建立社会支持网络和多元主体共同参与机制,整合和扩

大社会支持的内容和范围,更好凝聚其社会资本和发挥社会连带机制。

本文也存在一些不足之处:首先,鉴于 CHARLS数据库公开数据的时间限制,样本

数据具有一定滞后性,无法研究2018年之后的最新情况;且选择的是2018年的截面数

据,如果社会支持本质上是流动的,或者对社会支持的反应是动态的时间,那么正式与非

正式社会支持的重要性是否会发生变化尚不易确定。其次,鉴于 CHARLS数据库面向

的调查对象主要为农村中老年人,因此城市的样本量较少,无法进一步研究老年人互助养

老行为的城乡对比情况。同时本研究得到的仅仅是相关而非因果关系,缺乏中介机制的

探讨。

在未来研究中,助推与标准政策之间是替代还是互助性关系? 应该如何看待助推和

助力在发挥作用上的联系与区别? 以上问题值得深入思考;在互联网、大数据、人工智能

等新兴技术高速发展的时代,未来研究中将注意力更多倾斜到数字助推也是应有之义。

此外,社会支持层面,未来可以更进一步调查社会支持是否以及如何解决老年群体之间不

同的需求,探讨社会支持过程中所有关键因素之间的动态和复杂匹配,采用过程观来看待

社会支持和考虑时间因素可能会产生更精确和更细致的解释。

[参 考 文 献]

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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

[责任编辑 赵立庆]

74

第60卷 第2期 广西师范大学学报(哲学社会科学版) 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

[基金项目]国家社科基金一般项目“中国多层次、多支柱养老保险体系的政策体制研究”(22BGL209)

[作者简介]郭磊(1979—),男,同济大学经济与管理学院副教授,管理学博士,研究方向:社会保障政策过程。

社会建构、反馈效应与延迟退休年龄政策停滞

郭 磊,白 晨

(同济大学 经济与管理学院,上海 200092)

[摘 要]党的十八届三中全会以来,我国屡次提出研究和制定“渐进式延迟退休年龄政策”的方针

策略,然时至今日,全国性的延迟退休政策尚未出台。以社会建构与政策设计理论为理论基础与分析框

架,以1951—2021年54份中央政府文件为样本,考察目标群体的社会建构如何通过反馈效应影响延迟退

休年龄政策进程,研究发现:干部和高级专业技术人员被正面建构且因政策受益,产生正反馈,政策长期仅

适用于该群体,普通劳动者被正面建构但因政策受损,产生负反馈,以致全国性政策无法出台,政策陷入停

滞;而正反馈效应长期积累促使社会建构转向,社会环境因素改变政策认知,进而推动政策进程。因此,政

策制定者坚定决心,不断优化政策设计,回应目标群体的社会建构转向;党和中央政府以积极应对人口老

龄化战略吸纳延迟退休年龄政策,塑造公众政策认知;地方政府积极开展政策试验,总结经验教训,这些措

施都有助于加快政策进程。

[关键词]老龄化;延迟退休年龄;社会建构;反馈效应;目标群体;政策进程

[中图分类号]D669;F249.2 [文献标识码]A [文章编号]1001-6597(2024)02-0075-14

一、引言

党的十八届三中全会(2013年)、十八届五中全会(2015年)和十九届五中全会(2020

年)分别提出“研究制定渐进式延迟退休年龄政策”“出台渐进式延迟退休年龄政策”和“实

施渐进式延迟法定退休年龄”,党的二十大(2022年)报告重申“实施渐进式延迟法定退休

年龄”,但截至2022年底全国性政策尚未出台。而我国已经快速从轻度老龄化转向中度

老龄化,65岁及以上人口占比从2000年的7%上升至2021年的14.2%,达到2亿人。世

界各国普遍采取延迟退休年龄应对人口老年化[1-2],为何我国人口老龄化规模大、速度快

却没有实施延迟退休年龄政策?

现有文献主要关注延迟退休年龄政策的多维影响和设计优化。微观层面,段欣言等

认为延迟退休年龄通过工资收入带来的正效用、缴纳养老保险金带来的负效用、退休后养

老金收入和闲暇时间带来的正效用等机制影响个体福利,政策应考虑性别且弹性实施[3]。

张艳和杨德才发现在延迟退休年龄政策下,如果资本产出弹性较高,居民年轻时期和年老

时期的消费同时降低;如果资本产出弹性较低,居民年轻时期的消费降低但年老时期的消

75

费提高,一生总消费提高[4]。郭凯明等发现中国家庭隔代抚养提高了家庭生育率和女性

劳动供给,延迟退休年龄降低家庭隔代抚养程度和年轻人劳动供给。考虑到生育数量和

质量可替 代,延 迟 退 休 年 龄 提 高 了 年 轻 人 的 生 育 时 间 成 本,劳 动 力 质 量 增 长 速 度 将

提高[5]。

宏观层面,穆怀中认为延迟退休年龄既延长劳动人口的工作年限又缩短养老金领取

年限,既增加养老保险缴费人口数量和缴费年限,又减少养老保险给付的时间和总量,在

供需两方面优化财政养老支出[6]。曾益等发现在“减税降费”背景下,延迟退休年龄有助

于提高城镇职工基本养老保险基金可持续性[7]。严成樑认为延迟退休年龄既存在提高出

生率的效应也存在降低出生率的效应,总效应为正,在新古典经济增长模式下促进经济增

长,在内生经济增长模式下抑制经济增长[8]。耿志祥和孙祁祥发现延迟退休年龄一方面

提高生育率,增加劳动力供给,促进养老金收入增加,一方面降低预防性储蓄,降低资本积

累,养老金收入降低,总效果取决于资本产出弹性[9]。刘相波等认为延迟退休通过增加人

力资本使用年限提高了家庭教育投入,通过扩大财政收入规模提高了公共教育投入。降

低养老保险缴费率和延迟退休年龄的政策组合能够实现促进经济增长和维持养老金替代

率不下降的双重目标[10]。邱牧远等发现延迟退休年龄具有人力资本投资激励效应。长

期看延迟退休有助于提升产出,短期看有缓冲期、小步慢走的设计有助于降低劳动力市场

波动,减少临退休群体的福利损失[11]。

政策设计方面,杨俊认为引入养老金奖惩机制遏制提前退休,延迟退休年龄才能真正

发挥作用[12]。张熠和张书博也发现理论上强化缴费受益关联可以遏制提前退休,令个体

随预期寿命延长而延迟退休,但个体可能根本不理解该政策导致政策失效,此时直接提高

法定退休年龄就是更有效的方式[13]。张熠等从我国退休制度设计角度入手,提出了系统

设计的“四个要素”,即合理设定劳动者的法定退休年龄、提前退休所享有的待遇、正常退

休年龄所享有的待遇以及延长退休年龄所享有的待遇;通过对提前退休者的“拉动”和延

迟退休者的“推动”实现延长退休年龄的“激励效应”[1]。于长永认为劳动力健康预期寿命

和受教育年限延长必然导致延迟退休年龄,产业结构升级、职业边界模糊要求弹性实施,

技术进步和生产自动化导向政策统一,并建议技术密集型和轻体力型的行业实施渐进式

和弹性延迟退休年龄政策[14]。汪伟和王文鹏提出在预期寿命延长情况下,应当建立退休

年龄与养老保险降费的联动调整机制,适当降低养老保险缴费率有助于激励劳动者增加

老年期劳动供给,实现社会福利帕累托改进[15]。武俊伟认为公众长期难以达成共识形成

较大政治风险,政策窗口虽然开启,但延迟退休无法进入政策议程,应增加民众参与、强化

渐进原则、预留磨合期[16]。

以上工作为本研究提供了坚实的基础,但仍然无法直接回答为何我国老龄化规模大、

速度快却没有全面实施延迟退休年龄政策,为何针对特定群体的延迟退休年龄政策长期

执行。笔者尝 试 引 入 社 会 建 构 与 政 策 设 计 理 论 (socialconstructionandpolicydesign

theory,下文简称SCPD),以1951—2021年54份中央政府文件为样本,考察目标群体的

社会建构如何通过反馈效应影响延迟退休年龄政策进程。本文将首先梳理我国退休年龄

政策,然后介绍SCPD 并提出分析框架,再利用SCPD 解释退休年龄政策停滞,讨论目标

群体再建构如何推动退休年龄政策进程。

76

二、退休年龄政策沿革

笔者以“延迟退休”“延长退休”“退休”等作为关键词,在北大法宝数据库搜索中央政

府相关政策,同时以国家法规数据库作为补充,最终筛选出1951—2021年54份与延迟退

休年龄有关的中央政策。2013年11月12日,党的十八届三中全会通过《中共中央关于

全面深化改革若干重大问题的决定》,首次提出“研究制定渐进式延迟退休年龄政策”。以

此为分界点,将中国退休年龄政策划分为两个阶段。

(一)建立退休制度(1951—2012年)

1951年中央人民政府政务院颁布《中华人民共和国劳动保险条例》,首次设定工人与

职员的退休年龄,即男60岁、女50岁,同时规定特殊工种可提前退休,企业需要也可延迟

退休。此后,原国务院在1955年和1957年分别出台政策,规定国家机关工作人员、工人、

职员的退休年龄。随后我国经历特殊历史时期,正常工作被打乱,企业和国家机关中积压

了大量应退但未退的工人和干部。1978年国务院颁布《关于安置老弱病残干部的暂行办

法》和《关于工人退休、退职的暂行办法》,形成了男60岁、女干部55岁、女职工50岁,特

殊情况提前退休的基本设置,沿用至今。1982年中共中央《关于建立老干部退休制度的

决定》正式建立我国干部退休制度,规定正部级干部65岁退休,同时规定了提前退休和延

迟退休的情况。

1983年国务院颁布《关于高级专家离休、退休若干问题的暂行规定》和《关于延长部

分骨干教师、医生、科技人员退休年龄的通知》,建立了针对特定人群的延长退休年龄制

度。前者规定副教授、正教授级别的高级专家退休年龄可分别延长至65岁和70岁,后者

规定女性和男性骨干专业技术人员退休年龄可分别延长至60岁和65岁。此后,卫生部

规定高级老中医药人员退休年龄最高延长到70岁,水利电力部规定延长退休时间不超过

三年。

1992年中共中央组织部、人事部印发《关于加强干部退休工作的意见》要求严格执行

干部退休制度,此后,国务院、煤炭工业部、国家体育总局、劳动和社会保障部等分别出台

政策延续该精神。

(二)延迟退休年龄(2013—2021年)

2013年11月12日,党的十八届三中全会通过《中共中央关于全面深化改革若干重

大问题的决定》,首次提出“研究制定渐进式延迟退休年龄政策”,国务院指出制定政策的

背景是劳动年龄人口下降、受教育年限增加、人均预期寿命提高、职工基本养老保险抚养

比攀升等因素。2015年,国务院办公厅规定院士70岁退休,最多延长至75岁,中共中央

组织部、人力资源社会保障部规定机关事业单位县处级女干部和具有高级职称的女性专

业技术人员60岁退休。

2015年10月29日,党的十八届五中全会通过《中共中央关于制定国民经济和社会

发展第十三个五年规划的建议》,要求“出台渐进式延迟退休年龄政策”。2016年《“十三

五”规划纲要》提出“实施渐进式延迟退休年龄政策”。此后,原国土资源部、自然资源部、

国家林业和草原局等分别出台政策,允许科技创新人才延长退休年龄。

2020年10月29日,党的十九届五中全会通过《中共中央关于制定国民经济和社会

发展第十四个五年规划和二〇三五年远景目标的建议》,提出“实施渐进式延迟法定退休

77

年龄”。2021年《“十四五”规划纲要》提出“小步调整、弹性实施、分类推进、统筹兼顾”的

实施原则。此后,科技部、自然资源部等部门制定政策,允许具有高级职称的女性专业技

术人员、急需紧缺的高层次科技创新人才适当延迟退休。

(三)退休年龄政策的稳定与变革

1951年至今,我国退休年龄政策非常稳定。首先,1951—1982年间建立起职工和干

部退休制度,退休年龄的基本设定没有变化。其次,从1983年开始建立高级专业技术人

员延长退休年龄制度,政策对象一直未向普通劳动者扩展。

不过,适用延迟退休政策的高级专业技术人员界定则不断变化。1983—2021年,政

策适用对象首先细分为教师、医生和科技人员等三类,然后卫生部、水利水电部、邮电部、

中国人民银行、煤炭工业部、体育总局、国土资源部、林业和草原局等都制定了本部门相关

政策。在此期间,女性高级专业技术人员也获得了与男性一致的延迟退休年龄待遇。这

些政策时间跨越近40年,均根据1983年国务院《关于高级专家离休、退休若干问题的暂

行规定》制定,既体现了政策变化,也反映了政策延续。

三、理论基础与分析框架

SCPD在政策过程研究中引入社会建构,认为目标群体的社会建构影响政策设计,政

策设计通过正反馈或负反馈影响政治,外部冲击、反馈效应等内外部因素诱发社会建构变

化,进而推动政策变迁[17-19]。

(一)社会建构、反馈效应与政策设计

1.社会建构

公众通常认为某个群体应当获益,即正面建构,或某个群体应当受惩罚,即负面建构。

如果政策设计的资源配置结果与公众认知一致,正面建构的目标群体获益或负面建构的

目标群体受惩罚,政策将获得支持,执行过程更加顺利,政策更可能成功。如果政策设计

的资源配置结果与公众认知不一致,正面建构的目标群体受惩罚或负面建构的目标群体

获益,政策面临较大政治风险,或者根本无法通过,或者在执行过程中被抵制,政策更可能

失败。虽然权力直接决定谁获益谁受损,但社会建构仍然发挥作用。如果负面建构的目

标群体拥有较大权力,他们可能实质性获益,但只能采取隐蔽的形式而非明目张胆。如果

正面建构的目标群体权力较弱,他们可能无法真正获益,但会得到形式上的支持。因此,

政策制定者通常会设计与目标群体社会建构相匹配的政策,以提高政策成功的概率。来

自我国住房公积金政策、瑞士残疾人福利政策、美国亚利桑那州2016年全部立法记录、美

国枪支政策的证据都支持该论断的成立[20-23]。

2.反馈效应

当正面建构且权力较大的目标群体获益,或负面建构且权力较小的目标群体受惩罚,

发生正反馈。正面建构的目标群体获益,自然会支持该政策以及背后制定政策的官员、政

治家和党派,如果该群体同时拥有较大的政治权力,则主观支持就能转化为选票、预算、人

员等实际的支持。其他公众虽然并未直接受益,但他们认为应当获益的群体切实受益,他

们的认知被公共政策认可,因而也获得精神上的收益,他们也会支持该政策。负面建构的

目标群体受惩罚自然反对政策,如果该群体权力较小,他们就无法形成实质性阻碍。其他

公众发现他们认为应当受惩罚的群体切实被惩罚,也会获得精神收益从而 支 持 该 政

78

策[24]。目标群体的支持或无力反对,再加上其他公众的支持,有利于政策通过、执行和遵

从,最终政策更可能成功。成功的政策将获得更大的支持,合法性进一步增强,背后的政

策逻辑更具说服力,政策得以持续,形成路径依赖。其结果存在两种可能:一种是政策目

标实现,政策问题解决,公共利益提升;另一种是政策停滞,部分群体长期获益或受损,社

会不公加剧,改革受阻,矛盾逐步积累直至爆发,最终导致政策变革。

同理,当正面建构且权力较大的目标群体受损,或负面建构且权力较小的目标群体获

益,发生负反馈。目标群体的反对或无力支持,再加上其他公众的反对,不利于政策通过、

执行和遵从,最终政策更可能失败。其结果存在两种可能:一种是政策停滞直至终止;另

一种是政策设计的不合理之处得以暴露,促进政策调整,迎来新生。

3.再建构与政策变迁

社会建构不是静止不变的,施耐德(Schneider)和英格拉姆(Ingram)识别出两类社会

建构改变的驱动因素:政策自身的反馈效应;外部事件、机会、策略性操纵[25]。当社会建

构发生改变,前述机制发挥作用,就可能引发政策变迁[26-27]。正反馈可能驱动社会建构

变迁,正面建构的群体因正反馈效应持续获益,当收益积累到一定程度,公众认为该群体

获益太大,对其评价可能从“值得”转变为“贪婪”“自私”,正面建构转向负面建构[28]。政

策外部也存在一系列因素可能驱动社会建构变迁。重大事件可以产生巨大作用,诸多微

小因素叠加也可能创造一个改变的机会[29-30],利用刻板印象、贴标签、污名化和叙事等手

段的策略性操纵也会推动社会建构转向[31-32]。

(二)分析框架

本研究引入SCPD考察目标群体的社会建构如何通过反馈效应影响延迟退休年龄政

策进程,具体分析框架如下。

1.反馈效应导致政策停滞

正反馈效应和负反馈效应共同作用导致政策停滞。退休年龄政策演进过程中逐渐形

成干部和高级专业技术人员、普通劳动者两类目标群体。二者虽然均被正面建构,政策的

资源配置结果却大相径庭,形成性质相反的政策反馈效应。干部和高级专业技术人员因

延迟退休年龄政策而获益,政策受到目标群体和公众的一致支持,产生正反馈,合法性进

一步增强,政策设计逻辑进一步强化,延迟退休年龄政策始终仅适用于干部和高级专业技

术人员。普通劳动者因延迟退休年龄政策而受损,政策受到目标群体和公众的共同反对,

产生负反馈,合法性被削弱,面向普通劳动者的延迟退休年龄政策始终无法出台。由此,

正反馈效应作用于干部和高级专业技术人员,负反馈效应作用于普通劳动者,二者共同发

挥作用,延迟退休年龄政策陷入停滞。

2.正反馈效应推动社会建构转向

长期的正反馈效应导致特定目标群体获益过多,推动社会建构转向。干部和高级专

业技术人员长期因延迟退休年龄政策而获益,政策制定者和公众会认为他们得益太多,社

会建构从正面转向负面,推动相关政策限制其继续受益。普通劳动者虽然在延迟退休年

龄政策中直接受损,但在养老保险政策体系其他子系统中不断获益,随着外部环境变化,

政策制定者和公众认为他们不值得获得那么多的利益,社会建构从正面转向负面,延迟退

休年龄政策的合法性提升,推动政策平衡其总收益。

3.再建构与政策变迁

社会环境变化改变政策制定者和公众的政策认知。我国人口老龄化规模大、速度快,

79

促使政策制定者和公众认识到如果不实施延迟退休年龄政策,社保制度财务将不可持续。

我国居民预期寿命不断延长,而出生率逐年降低,老年抚养比急速上升,政策制定者和公

众逐渐意识到社会环境变化剧烈,退休年龄政策调整势在必行。

目标群体社会建构转向、政策制定者和公众的政策认知变化共同推动政策变迁。首

先,政策制定者的决心更加坚定,同时政策设计不断优化,回应目标群体的社会建构转向。

党的重要文件对延迟退休年龄政策的表述从“研究制定”到“出台”,再到“实施”,表明政策

制定者的决心更加坚定。政策设计上,一方面规范干部和高级专业技术人员的延迟退休

行为,避免过度受益,另一方面明确“小步调整、弹性实施、分类推进、统筹兼顾”的原则,保

护普通劳动者的利益。其次,以积极应对人口老龄化战略吸纳延迟退休年龄政策,塑造公

众政策认知。党中央、国务院将积极应对人口老龄化确定为国家战略,搭建一个全方位的

人口老龄化应对体系,延迟退休年龄只是其中一个很小的环节。即便普通劳动者因延迟

退休年龄政策而受损,在整个人口老龄化应对体系中则是获益的。再者,积极开展地方政

策试验,总结经验教训。

四、社会建构、反馈效应与延迟退休年龄政策

退休年龄政策演进过程中逐渐形成干部和高级专业技术人员、普通劳动者两类目标

群体,本部分依次考察其社会建构如何通过反馈效应影响政策进程,然后再讨论正反馈效

应如何推动干部和高级专业技术人员的社会建构转向。

(一)干部和高级专业技术人员的正面建构与正反馈效应

干部和高级专业技术人员长期被正面建构,延迟退休年龄政策令其获益,政策受到目

标群体和公众的一致支持,产生正反馈,合法性进一步增强,政策设计逻辑进一步强化,延

迟退休年龄政策始终仅适用于干部和高级专业技术人员,政策陷入停滞。

1.正面建构并获益

在退休年龄政策中,干部和高级专业技术人员在不同时期均被正面建构。表1汇报

了1978—2021年间相关政策对该目标群体的描述,以反映其社会建构。从以上政策文本

可以看出,干部总是与“贡献”“财富”“关心”“爱护”等联系在一起,高级专业技术人员总是

与“人才”“创新”等联系在一起,他们长期被正面建构。

表1 干部和高级专业技术人员的社会建构

时间 部门 文件名 建构

1978年 国务院 关于安置老弱病残干部的暂行办法

宝贵贡献、关怀和爱护、社会主义制度优

越性

1982年 中共中央 关于建立老干部退休制度的决定

党的宝贵财富、巨大贡献、经验丰富、德

高望重

1983年 国务院

关于高级专家离休退休若干问题的暂

行规定

多作贡献

1983年 国务院

关于延长部分骨干教师、医生、科技人

员退休年龄的通知

促进教育、卫生、科学技术事业的发展

1984年 卫生部 关于中医药人员离休退休的具体意见 人民健康事业的依靠力量之一

80

续表

时间 部门 文件名 建构

2015年

中共中央组织部、

人力资源和社会

保障部

关于机关事业单位县处级女干部和具

有高级职称的女性专业技术人员退休

年龄问题的通知

充分发挥女领导干部和女性专业技术人

员的作用

2016年 国土资源部 关于加快推进科技创新的若干意见

充分发挥资深优秀专家的作用、推进国

土资源系统科技创新

2019年 自然资源部 关于激励科技创新人才的若干措施

激活研发单位创新内生动力、加强创新

人才梯队建设

2019年 国家林业和草原局

关于实施激励科技创新人才若干措施

的通知

科技创新人才队伍建设

2021年 自然资源部

关于进一步落实科技创新有关政策的

若干措施

激发科研人员创新活力

2021年 科技部等十三部门

关于支持女性科技人才在科技创新中

发挥更大作用的若干措施

科技人才队伍的重要组成部分、科技事

业十分重要的力量

资料来源:作者自制。

一般而言,延迟退休年龄政策对干部和高级专业技术人员有利,因为与普通劳动者相

比,他们以脑力劳动为主,年龄对工作能力削弱较小,长期的工作积累反而成为宝贵财富,

延迟退休年龄有助于充分利用其人力资源。同时,继续留在工作岗位将延续原有物质待

遇和政治待遇,也符合个人利益。根据 SCPD,如果政策令正面建构的群体受益,政策更

容易获得支持,所以社会普遍支持干部和高级专业技术人员延迟退休。

2.正反馈与政策停滞

干部和高级专业技术人员被正面建构,延迟退休年龄政策令其获益,政策受到目标群

体和公众的一致支持,产生正反馈。干部和高级专业技术人员因延迟退休年龄而受益,主

观上自然支持延迟退休年龄政策。干部同时还是政策制定者和执行者,可以有效推动政

策在不同部门、不同地区不断细化,提高执行效率,促进政策真实落地。高级专业技术人

员更多在人大、政协担任职务,可以通过立法、政治协商等形式不断强化延迟退休年龄政

策对自身利益的保护,调整对自身不利的具体条款。同时他们还因为专家的身份具有较

大社会影响力,可以通过媒体和舆论影响公众对延迟退休年龄政策的认知。干部和高级

专业技术人员在政策中受益与其他公众并无直接关系,但是这种资源配置结果与公众对

干部和高级专业技术人员的正面社会建构相匹配,公众的认知得到政策的承认,所以公众

也会支持政策。

正反馈导致政策合法性进一步增强,政策设计逻辑进一步强化,政策始终锁定在干部

和高级专业技术人员。干部延迟退休年龄政策不仅被执行,甚至被滥用,一些不符合条件

的干部也利用政策谋取个人私利,以至于党中央、国务院以及多个部委均制定政策,要求

规范干部延迟退休年龄,不符合条件的严格按时退休。与此同时,高级专业技术人员延迟

退休年龄政策不断细化,并在不同部门扩散。最初的政策设计只是笼统地将高级专业技

术人员限定于教师、医生和科技人员三个领域,此后卫生部明确纳入中医,水利水电部、煤

炭工业总局、体育总局、国土资源部、林业和草原局等部门则明确了本部门相关人员的政

策规定。女性干部和高级专业技术人员由于在初始政策设计中退休比男性早,后续政策

强化过程中也逐步与男性并轨。首先是机关事业单位县处级女干部和具有高级职称的女

81

性专业技术人员从55岁退休延迟至60岁退休,此后又规定符合条件的60岁女性专业技

术人员执行与男性一样的延迟退休年龄政策。

(二)普通劳动者的正面建构与负反馈效应

普通劳动者也被正面建构,但延迟退休年龄政策令其受损,政策受到目标群体和公众

的共同反对,产生负反馈,合法性被削弱,面向普通劳动者的延迟退休年龄政策始终无法

出台,政策陷入停滞。

1.正面建构却受损

在退休年龄政策中,普通劳动者被正面建构。20世纪50年代,我国相继制定一系列

政策,明确工人、职员、国家机关工作人员等均享有退休的权利。1978年国务院《关于工

人退休、退职的暂行办法》提到工人“对社会主义革命和建设做出了应有的贡献。妥善安

置他们的生活,使他们愉快地度过晚年,这是社会主义制度优越性的具体体现”,这直接体

现政策制定者和公众对普通劳动者的正面社会建构,表明社会普遍认同普通劳动者应该

享受退休待遇。在政策执行中,政府也高度重视保障普通劳动者的退休权益,直接表现就

是各级政府无论客观环境多么困难,都要确保退休人员的养老金足额及时发放。不仅如

此,政府还提出让退休人员分享社会经济发展成果,积极提高养老金水平。2005—2022

年,我国连续18年提高退休人员的基本养老金,即便2020—2022年连续三年受新冠疫情

冲击,也未中断。清晰的政策设计和严格的政策执行相互作用,进一步强化了普通劳动者

按时退休享受养老金待遇的政策认知,以及公众对普通劳动者应该在退休年龄政策中获

益的社会建构。

然而,延迟退休年龄政策通常会伤害普通劳动者。首先,大多数普通劳动者在临近退

休阶段工资收入比较低。与干部和高级专业技术人员相比,他们的工作条件较差、工作强

度较大,在职业生涯晚期,由于体能衰退,工作效率降低,工资也会降低;而且还要缴纳基

本养老保险、基本医疗保险等社保费,到手工资会进一步降低。其次,大多数普通劳动者

的养老金相对较高。虽然他们的养老金绝对水平并不高,但是由于临近退休阶段工资收

入也比较低,不劳动获得的养老金相对于劳动获得的工资并不低,极端情况下养老金甚至

高于在职工资。再者,大多数普通劳动者偏好退休后的闲暇。他们在退休前长期从事体

力劳动,消耗较大,无论主观上还是客观身体条件上都需要休息。综合以上三点,大多数

普通劳动者认为延迟退休年龄会减少领取养老金的总量,对自己不利。根据SCPD,如果

政策令正面建构的群体受损,政策合法性会受到质疑,不太可能获得公众支持,所以,大多

数人反对延迟退休。

2.负反馈与政策停滞

普通劳动者被正面建构,但延迟退休年龄政策却令其受损,目标群体和公众都反对该

政策,产生负反馈,合法性被削弱,延迟退休年龄政策始终无法出台。2008年,人社部社

会保障研究所负责人表示相关部门正在酝酿延迟退休年龄政策,立刻引起关注,支持和反

对的意见尖锐对立。2008年12月,北京市法制办就《北京市实施<中华人民共和国妇女

权益保障法>办法(修订草案送审稿)》在网上征求意见,其中“女性处级以上干部和女性知

识分子适当延长工作年限”的条款再一次引发争论。两次事件促使舆论发生转向,越来越

多的民众怀疑延迟退休是政府弥补养老保险基金赤字的手段,是政府单方面撕毁养老保

险契约的欺骗行为,从而对政府产生信任危机,造成了不良的社会影响。随着舆论持续发

酵,延迟退休议题所带来的社会负面影响日益突出,直到2010年,人社部发言人表示“我

82

国暂时不会调整退休年龄,有关部门目前只是在研究一些延迟退休的建议,并不代表现行

退休年龄规定即将更改”。徐自强和李增元考察了2008—2016年互联网上发起的关于延

迟退休政策的19次民意调查,其中18次持反对意见的受访者超过50%,比例最高达

98%,最低为53%,唯一例外的是调查“你是否同意实行弹性退休”,63%的受访者表示赞

成[33]。2020年党的十九届五中全会提出“实施渐进式延迟法定退休年龄”后,人民网组

织了一次线上调查,45万人参与,93.3%的人反对①。2021年《“十四五”规划纲要》提出

“小步调整、弹性实施、分类推进、统筹兼顾”的实施原则后,《中国经济时报》开展了网络问

卷调查和线下实地采访,机关事业单位受访者支持率为32%,企业职工和自由职业者支

持率为23%,36—50岁人群支持率仅为20%②。

2013年党的十八届三中全会提出“研究制定渐进式延迟退休年龄政策”,但2015年

相继出台的延迟退休年龄政策,仅针对院士、正副处级的女干部和具有高级职称的女性专

业技术人员,普通劳动者与之无缘。此后,原国土资源部、自然资源部和国家林业和草原

局相继出台延迟退休年龄政策,但仅针对高级科技创新人才。人社部前部长尹蔚民曾表

示2017年正式出台政策,但并未落实。虽然2020年党的十九届五中全会和2021年《“十

四五”规划纲要》均提出“实施渐进式延迟法定退休年龄”,2023年3月国务院总理李强回

答记者提出的“今年会不会出台延迟退休政策”问题时仍表示:“认真研究,充分论证,在合

适的时候稳妥推出。”③

(三)正反馈效应推动社会建构转向

干部和高级专业技术人员在延迟退休年龄政策中获益,形成正反馈,特定群体长期受

益,政策制定者和公众会认为他们得益太多,从正面建构转向负面建构,进而出台政策限

制其继续获益。首先,干部获益受限。在实际的政策过程中,干部延迟退休年龄政策被过

度执行,很多不符合条件的干部也享受延迟退休待遇,悖离了政策初衷,中组部和人事部

专门发布文件,严格限制延迟退休年龄条件,不符合条件的必须按时办理退休手续。其

次,高级专家的政策收益也被限制。国务院专门出台政策,规定高级专家可以延迟退休,

但不能继续担任行政领导职务或管理职务,约束其享受过多政治待遇和物质待遇,以充分

利用其人力资源,回归政策初心。院士等杰出高级专家不退休政策也被终止,国务院明确

院士70岁退休,最多延长至75岁。

普通劳动者虽然在延迟退休年龄政策中直接受损,但在养老保险政策体系其他子系

统中不断获益,形成正反馈,随着外部环境变化,政策制定者和公众认为他们不值得获得

这么多利益,从正面建构转向负面建构,进而限制其过度受益,延迟退休年龄政策的合法

性提升。

首先,普通劳动者的养老金收益引发政策制定者和公众对财政的担心。为了确保养

老金足额及时发放,以及连续18年上调,各级财政承担了巨大压力。2007—2017年各级

财政对养老保险的补贴从1159亿元增长到8004亿元,2018年建立中央调剂金制度后

开始回落,2018—2021年均补贴为5000~6000亿元[34]。一方面政策制定者需要考虑,未

来随着人口老龄化程度进一步提高,在持续的外部冲击以及经济进入新常态之后,财政是

83

①

②

③

数据来源:https://www.13fen.com/gongzuobaogao/diaochabaogao/2023/0107/390695.html。

数据来源:https://www.thepaper.cn/newsDetail_forward_11939262。

数据来源:https://www.thepaper.cn/newsDetail_forward_22273446。

否能够长期维持如此规模的支出。2015年,党的十八届五中全会提出“建立更加公平更

可持续的社会保障制度”,时任财政部部长楼继伟表示,“十二五”时期,我国养老保险基金

财务可持续性较差,企业职工基本养老保险基金年均支出比收入增幅高出6.6个百分

点①。此后,党的十九大报告、十九届五中全会和二十大报告均对社会保障建设提出可持

续的要求。另一方面公众也会担心,大量财政资源投入到养老金,教育、医疗、住房等其他

民生领域的投入势必被压缩,自身利益也会受损。

其次,普通劳动者的缴费年限也备受关注。20世纪90年代我国制定政策规定达到

法定退休年龄且缴费满15年即可领取养老金,2021年我国居民人均预期寿命已经达到

78.2岁,但政策并未改变。这意味着一个缴费15年的人,50岁退休将领取28.2年养老

金,55岁退休将领取23.2年养老金,60岁退休将领取18.2年的养老金,显然,缴费年限与

待遇领取时间非常不匹配。从政策制定者角度看,缴费时间过短,领取待遇时间过长,必

然导致财务不平衡,收不抵支,养老保险制度不可持续。如果延迟退休年龄,既可以缩短

领取时间,又能延长缴费时间,对提高养老保险政策的可持续性具有双重功效。郑功成建

议最低缴费年限提高至30年[35],而山东、河北、辽宁、广东等地已出台政策,逐步提高医

保最低缴费年限,最终达到男性30年,女性25年,这势必影响养老保险政策。从普通劳

动者角度看,已经退休的人领取养老金时间过长,在职者就必须多缴费,自身负担加重。

虽然延迟退休年龄或者增加缴费年限将影响未来利益,但当下就能减轻负担。

再者,多层次、多支柱养老保险体系提速发展也体现了政策制定者平衡普通劳动者政

策收益的理念。2020年党的十九届五中全会提出“发展多层次、多支柱养老保险体系”。

2021年银保监会先后开展专属养老保险和养老理财产品试点,并在2022年扩大试点范

围。2022年4月国务院办公厅发布《关于推动个人养老金发展的意见》(国办发〔2022〕7

号),10月人社部、财政部、国家税务总局、银保监会、证监会等部门制定了《个人养老金实

施办法》(人社部发〔2022〕70号),11月确定北京、上海、广州等36个先行城市或地区,个

人养老金制度正式落地。2022年11月,党的二十大报告再次提出“发展多层次、多支柱

养老保险体系”。2023年2月,财政部部长刘昆表示,“积极推动个人养老金发展,推进多

层次、多支柱养老保险体系建设”②。2023年3月,人社部副部长李忠表示,目前已经有

“137支公募基金、19个商业养老保险、18支理财产品、465个储蓄存款等个人养老金投资

产品”,“实施3个月以来,参加人数已经达到2817万人”③。这表明未来个人将承担更大

养老责任,而不是完全依靠政府。

五、延迟退休年龄政策的设计和执行

长期的正反馈效应导致特定目标群体获益过多,推动社会建构转向,人口老龄化程度

提高、预期寿命延长、出生率降低等社会环境因素改变政策认知,二者共同推动延迟退休

年龄政策进程。

首先,政策制定者的决心更加坚定,同时政策设计不断优化,回应目标群体的社会建

84

①

②

③

数据来源:http://www.mof.gov.cn/zhengwuxinxi/caizhengxinwen/201512/t20151216_1616659.htm。

数据来源:https://baijiahao.baidu.com/s? id=1757950982041995415&wfr=spider&for=pc。

数据来源:https://baijiahao.baidu.com/s? id=1759226355257596391&wfr=spider&for=pc。

构转向。党的十八届三中全会、十八届五中全会和十九届五中全会分别提出“研究制定渐

进式延迟退休年龄政策”“出台渐进式延迟退休年龄政策”和“实施渐进式延迟法定退休年

龄”,2022年党的二十大报告再次重申“实施渐进式延迟法定退休年龄”,表明党的政策决

心更加坚定。政策设计上,一方面规范干部和高级专业技术人员的延迟退休行为,限制普

通劳动者在其他养老政策子系统的收益,避免特定目标群体过度受益,另一方面明确“小

步调整、弹性实施、分类推进、统筹兼顾”的原则,保护普通劳动者的利益。

其次,以积极应对人口老龄化战略吸纳延迟退休年龄政策,塑造公众政策认知。党中

央采取双线政策叙事策略,既强调延迟退休年龄政策的重要性,又依托积极应对人口老龄

化战略打消人民群众的顾虑。党的十八届三中全会提出,以社会养老服务体系和老年服

务产业积极应对人口老龄化。党的十八届五中全会则提出具体措施,包括涵盖居家养老、

社区养老和机构养老的多层次养老服务体系,医养结合,长期护理保险等。党的十九届五

中全会进一步将积极应对人口老龄化确定为国家战略,战略内容更加丰富,重点是:引入

人口长期发展战略,从生育、养育和教育三个维度促进人口长期均衡发展;不仅要养老,还

要开发老龄人力资源,充分发挥老龄人口的积极作用;从总体上构建一个以人口战略、生

育政策、教育制度、养老服务、健康保障等为支撑的人口老龄化应对体系。此外,中共中央

和国务院2019年出台《国家积极应对人口老龄化中长期规划》,2021年又出台《关于加强

新时代老龄工作的意见》,为广大人民群众勾勒出我国老龄事业的美好图景。

中央政府认真贯彻党中央的政策叙事策略,以减少冲突,推动政策进程。《“十三五”

规划纲要》和《“十四五”规划纲要》进一步细化党中央的积极应对人口老龄化战略。中央

政府的政策叙事突出了积极应对人口老龄化的具体举措,令公众认识到人民政府正在搭

建一个全方位的人口老龄化应对体系,延迟退休年龄只是其中一个很小的环节。梳理

2011—2023年(“十二五”以来)历年《政府工作报告》,可发现23年间每年都出现“提高养

老金”,从2016年开始每年都出现“积极应对人口老龄化”,仅2021年出现“逐步延迟法定

退休年龄”①。这样的叙事策略有助于改变对政策设计资源配置结果的评估,普通劳动者

感到自己的基本养老金权益获得保障,延迟退休年龄政策对自己的影响不大,在整个人口

老龄化应对体系中则是获益的,目标群体的正面建构与资源配置结果匹配,包含延迟退休

年龄政策在内的人口老龄化应对政策体系更容易获得支持。

再次,地方政府开展延迟退休年龄政策试验,有助于加快政策进程。政策试验是我国

推进政策创新的重要手段,既可以控制风险,及时止损或调整,也可以树立典型快速推广。

由于延迟退休年龄政策反对意见较大,暂缓全国性实施、先行开展地方试验是一种合理

选择。2019年12月31日,山东省人力资源和社会保障厅发布《关于进一步规范企事业

单位高级专家延长退休年龄有关问题的通知》,规定“企事业单位中在相应岗位从事专业

技术工作的副高级及以上高级专家”可以申请延迟退休。该政策将高级专家的范围从事

业单位扩展至企业单位,延迟退休年龄政策的目标群体扩大,即便企业中高级专家数量有

限,还是具有一定意义。同时,该政策还规定最高不超过65岁退休,并要求及时签订劳动

合同并按时足额缴纳社会保险费,政策内容更加完整。2022年3月1日《江苏省企业职

工基本养老保险实施办法》生效,其中规定“经本人申请、用人单位同意,报人力资源社会

保障行政部门备案,参保人员可推迟退休,推迟退休的时间最短不少于一年”,延迟退休年

85

① 数据来源:作者根据中国政府网(www.gov.cn)历年《政府工作报告》整理。

龄政策的目标群体真正从干部、高级专业技术人员拓展至普通劳动者,政策有了突破性

进展。

六、结论

为何我国延迟退休年龄政策长期仅适用于干部和高级专业技术人员? 为何面向普通

劳动者的全国性延迟退休年龄政策迟迟没有出台? 本文引入社会建构与政策设计理论,

以1951—2021年54份中央政府文件为样本,研究发现:(1)干部和高级专业技术人员、普

通劳动者是延迟退休年龄政策的主要目标群体。前者被正面建构且因政策获益,资源配

置结果与其正面社会建构匹配,形成正反馈,政策设计逻辑进一步强化,政策始终仅适用

于该群体。后者被正面建构但因政策受损,资源配置结果与其正面社会建构不匹配,形成

负反馈,政策合法性被削弱,更大范围的政策始终无法出台。总体上,延迟退休年龄政策

陷入停滞。(2)延迟退休年龄政策和养老保险政策子系统的正反馈效应分别作用于干部

和高级专业技术人员、普通劳动者,特定目标群体长期受益,推动社会建构转向。人口老

龄化、预期寿命延长和出生率下降等社会环境因素改变政策制定者和公众的政策认知。

二者共同作用,推动延迟退休年龄政策进程。首先,政策制定者的决心更加坚定,同时不

断优化政策设计,回应目标群体的社会建构转向。其次,政府积极应对人口老龄化战略吸

纳延迟退休年龄政策,塑造公众政策认知。再者,地方政府积极开展政策试验,总结经验

教训。

本研究有两方面理论贡献。第一,发现正反馈效应和负反馈效应可以共同作用导致

政策停滞。一般地,正反馈效应或负反馈效应单独作用,政策或趋于稳定,或趋于变化。

但是,本研究发现,延迟退休年龄政策对应干部和高级专业技术人员、普通劳动者两类目

标群体,分别发生正反馈效应和负反馈效应,二者共同作用导致政策停滞。该发现深化了

对SCPD的认知,引导未来研究关注政策过程中多重反馈效应的共同作用。第二,同时考

察四个SCPD理论命题,并分析社会建构与政策设计的相互影响。SCPD 包含配置、反

馈、起源、社会建构变迁和政策变迁等五个命题,形成社会建构影响政策设计、政策设计又

影响社会建构的双向因果关系,但现有文献主要关注配置命题和单向因果关系。本研究

不仅分析了在延迟退休年龄政策中谁获益、谁受损,还发现反馈效应导致政策停滞,并发

现长期的正反馈效应导致特定目标群体获益过多,推动社会建构转向,社会环境变化改变

政策制定者和公众的政策认知,目标群体社会建构转向、政策制定者和公众的政策认知变

化共同推动政策变迁,涉及除起源之外的四个命题,并构建了从社会建构到政策设计再到

社会建构的逻辑闭环,拓展了SCPD的应用。

本研究也有一定实践意义。本研究发现干部和高级专业技术人员、普通劳动者的社

会建构显著影响延迟退休政策,建议从社会建构着手优化政策设计。首先,规范干部和高

级专业技术人员延迟退休,避免其过度受益,减少因普通劳动者感知利益分配不公平导致

的政策阻力。其次,坚决落实积极应对人口老龄化战略,让普通劳动者切实感受到党的老

龄化政策带来了实惠。各地的成功经验应及时总结,加强推广,失败教训也要及时总结,

避免更大范围的损失。总体上要提升普通劳动者的获得感,增加政策动力。再者,人口老

龄化、寿命延长和出生率下降等信息应由国家权威部门整理、发布,加强相关知识的普及

教育,让全社会理解在当前环境下人人都应积极应对人口老龄化,个人也要承担相应的责

86

任。本研究主要考察了中央政府政策,未来将关注地方政策,考察地方政府政策创新和央

地互动。

[参 考 文 献]

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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

[责任编辑 阳 欣]

88

第60卷 第2期 广西师范大学学报(哲学社会科学版) 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

[基金项目]国家社 科 基 金 2023 年 度 教 育 学 重 大 招 标 课 题 “中 国 教 育 现 代 化 的 理 论 建 构 和 实 践 探 索 研 究”

(VAA230006)

[作者简介]杨小微,广西师范大学教育学部教授,研究方向:教育学原理、课程与教学论、教育现代化评价等。

超越与包容:义务教育课程新方案新课标再解读

杨小微,唐佳宇

(广西师范大学 教育学部,广西 桂林 541004)

[摘 要]《义务教育课程方案(2022年版)》及各课程标准新在从知识本位转向素养发展本位,新在

从“三维目标”转向“核心素养”,新在从“评价建议”转向“质量标准”;新方案之于旧方案是一种批判继承,

是既超越又包容:从知识本位到“素养本位”是理念的转向而非简单替换,核心素养超越的是“三维式划分”

而非知识、能力和态度本身,学业质量标准是对课程评价“高位引领”而非取而代之。要依托课程新方案和

新课标,因校制宜绘制学校课程育人“施工图”,加强课程开发的审核审议,推进地方及学校的课程变革和

课程教学评价。对学业质量标准的精准解读,可促进学生“有深度地学”;各课程标准相互参照,可促进学

生“有宽度地学”;共同研读学业质量标准,可促进教师“群体探究式地学”。

[关键词]义务教育;课程新方案;课程新标准;核心素养

[中图分类号]G42 [文献标识码]A [文章编号]1001-6597(2024)02-0089-10

2022年4月,教育部正式发布了《义务教育课程方案(2022年版)》(以下简称“新方

案”)和各科课程标准。那么新方案和新课标到底“新”在何处? 这些“新”是对“旧”的否定

还是一种辩证的“扬弃”? 如何依托此种“新”来促进教学和学习的“新”? 笔者已在《上海

教育科研》杂志及数次学术讲座中做过初步解读,这里将对义务教育课程新方案进行再探

讨和再解读。

一、推陈与出新:2022年新方案新课标“新”之所在

2022版义务教育课程新方案及各课程新标准,相对于以往课程方案及各学科课程标

准的“新”是不言而喻的,下面概括阐述一下其主要的“新”之所在。

(一)方案:从知识本位转向素养发展本位

中国基础教育第八轮课程改革,自2001年起,已经进行了22年,“课程”这个关键词

也成为基础教育改革领域几乎覆盖一切的主流话语。2001年发布并实施的《义务教育课

程设置实验方案》,以及十年后修订的义务教育各课程标准,“坚持了正确的改革方向,体

现了先进的教育理念,为基础教育质量提高做出了积极的贡献”[1]。相比2001年颁布的

《义务教育课程设置实验方案》,2022年义务教育课程新方案一个十分明显的变化,是在

课程取向上从“知识本位”“学科本位”转向了“素养发展本位”,亦即更加注重课程实施将

89

知识转化为素养的育人功能。新方案界定了核心素养的内涵,并为学生的素养发展提出

了更为明确与可行的策略参考。新方案提出,我们要“聚焦中国学生发展核心素养,培养

学生适应未来发展的正确价值观、必备品格和关键能力”[1]。与2014年3月教育部印发

的《关于全面深化课程改革落实立德树人根本任务的意见》相比,这一表述增加了“正确价

值观”,将核心素养由两部分扩展为三部分,进一步完善了学生发展核心素养内容体系,形

成了“三有”(有理想、有本领、有担当)“三面”(正确价值观、关键品格、必备能力)+X(若

干各学科核心素养)的结构体系[2]。

素养本位,并不只是一种理念或指导思想,2022年版新课程方案和新课标,都围绕核

心素养建构了一个能把素养本位落到实处的基本框架,这一框架由各学科核心素养、课程

目标、内容要求、学业质量和评价建议构成,从而将每一门课程的价值取向、目标定位、内

容处理、评价尺度及具体施评集合成一个前后贯通、相互关联的整体。

(二)课标:从“三维目标”转向“核心素养”

2011年版义务教育课程标准主张课程目标的制定应从知识与技能、过程与方法、情

感态度与价值观三个角度出发展开设计。这一主张让一线教师开始注重教学过程中除了

“双基”即基础知识和基本技能,还应让学生经历知识和技能获得过程、获得求知的方法及

过程体验,同时更关注学生获知过程所伴随的情感、态度及价值观的形成。可以说,这一

主张有助于教师教学观的更新和教学行为的改变,也能使教学过程产生有益于学生全面

发展的效益,这一初衷是极好的。然而在实践中,三维目标虽说方便了教师厘清知识教学

单元的三个维度和具体知识功能在教学中的细化,但也出现了生硬列举三维目标而实际

教学中不管其内在关联的割裂现象,将其视为没多少关联的三件事,并未体现和实现三维

目标要求的初衷。

2022年版义务教育新课标强调要立足学生核心素养发展,要使具体的课时目标、单

元目标最后都要聚焦到特定学科所能体现的“核心素养”上。以义务教育语文课标为例,

在课程目标部分明确了“核心素养”的内涵,并提出语文学科的四大核心素养分别是文化

自信、语言运用、思维能力和审美创造。其他各科课标亦是如此,其总目标与学段目标的

制定皆指向核心素养的培育,核心素养的理念统领课标全文。

从“三维目标”到“核心素养”,实质是“以素养发展为本”思想在各课程的具体体现。

例如,语文课程标准中提出了四个方面的核心素养,是关于学生知识、技能、情感、态度、价

值观等多方面要求的结合体,系统性增强;它指向过程,关注学生在其培养过程中的体悟,

而非结果导向;同时,核心素养兼具稳定性、开放性与发展性等特性,其生成与提炼是在与

时俱进的动态优化过程中完成的,是个体能够适应未来社会、促进终身学习、实现全面发

展的基本保障[3]。

值得深究一下的问题是:“学科核心素养”并不是一个十分严谨的术语或表述方式。

这是因为,“核心素养”是人在现实生活中面对实际问题而调动(来自不同学科的)知识、技

能、方法或能力储备来解决当下问题的一种“高级素养”,这种素养基本只能通过实际的生

活过程而获得,很难从一般意义上的学科教学中获得,因而“核心素养”是属于“生活体系”

的。而有关学科的知识、技能、能力这些素养,是属于“学科体系”的,可称为“学科素养”。

在学科体系(尤其是分科的课程体系)中,重点是考察学习者对这些知识、技能和能力的掌

握程度,并不涉及或不一定要涉及解决实际生活中的问题。那么,在本属于“生活体系”的

“核心素养”之前加上“学科”二字,集合成“学科核心素养”,这岂不是人为混淆了“学科”与

“生活”这两种不同的“体系”?! 就算是新课程方案和新课标强调要加强“学科实践”,那也

90

不代表“加强”就成了真正的“生活实践”。

但是,“学科核心素养”(或“语文”“数学”“地理”等学科名称后紧跟“学科素养”)已然

写入2022版课程新方案和各科新课标,成为不可回避的“关键词”,那么我们可以暂时不

去纠结“学科核心素养”这一术语的严谨性,而是将其视为该门学科育人的核心价值的一

种表达方式,以此强调任何知识技能的学习最终是要形成某些核心素养的,从而引导教师

为成长而教、学生为成长而学。若能达此初衷,其他也就不是什么大问题了。

(三)评价:从“评价建议”转向“质量标准”

2011年版课标中的“评价建议”从宏观层面指出了评价的原则,也从具体内容层面提

出了评价建议。以语文课标为例,立足识字与写字、阅读、写作、口语交际和综合性活动这

些语文实践活动提出了具体建议,但有些建议只停留在泛泛的提醒。如在“识字与写字”

部分,要求第二、第三学段要关注学生的毛笔书写,但却并未明确如何关注,具体关注哪些

方面。这些建议还往往是就事论事的,缺少质量观和质量标准的引领和反映学业质量的

具体成就刻画。

2022年版新课标的另一个重要变化是研制了“学业质量标准”。学业质量标准是依

据核心素养发展水平、结合课程内容对不同学段学生学业成就具体表现的整体刻画,是引

导和帮助教师把握教学深度与广度,指导教材编写、教学实施和考试评价的基本依据。不

仅如此,新课程标准还将“学业质量”作为一个内容板块,由“学业质量内涵”和“学业质量

描述”两部分组成,编排位置介于课程内容和课程实施之间。新课标全文中,前面是以“核

心素养内涵”“总目标”“学段要求”为主要内容的课程目标指导;其后又通过分学段的“学

业质量描述”进一步细化了课程目标,也相当于通过学业成就的具体刻画为课程实施环节

的测评提供了可靠依据;最后又通过“评价建议”强化了评价过程中应坚持的原则。从课

程总目标到学段目标再到学业质量标准,课标对学生学业成就的要求一步步细化,使得标

准进一步可测量可操作,有层级有方向。

不少研究都肯定“学业质量”的研制是2022年版新课标的一个重要创新。有论者认

为学业质量标准中学业成就的刻画与描述,为学业质量评价提供了可具体参照的尺度和

方向指引,在一定程度上保证了评价改革任务的落实落地。但这需要各学科教师认真领

会学业质量的内涵及学业质量标准的意义和作用,结合课程具体内容及课标中各学段学

业质量的具体描述,准确把握学业成就的表现特征,切实用好学业质量标准[4]。从2011

年版课标的“评价建议”到2022年版新课标“学业质量标准”的出台,使得评价考核有据可

依,设置学业质量,树立学科教学的“质量观”,“结合学业评价,形成‘教—学—评’一体化

的发展体系,能真正落实‘双减’,促进学生核心素养全面发展”[5]。

有论者指出,要完整理解学业质量的内涵。在2022年版语文课标的描述中,学业质

量有个“四三四”的结构:四个核心素养是质量标准的主要维度;三种语言运用情境是按照

日常生活、文学体验、跨学科学习划分的,体现“可看见”的特点;四个学段相互衔接,描述

出素养进阶的整体过程。这种结构要完整把握。四个学段学业质量标准的描述都分5个

自然段,第1、2自然段指向日常生活,第3、4自然段指向文学体验,第5自然段指向跨学

科学习。具体内涵随学段升高而扩展和提升[6]。将学业质量标准视为一个整体,才可能

发挥学业质量标准的高位引领作用,也才体现出区别于“评价建议”的特殊作用。

二、超越并包容:新方案之于旧方案是一种批判继承

2022年版课程新方案及各课程新标准,较之以前的版本都有新变化,这些变化大多

91

表现为一种超越,但并未完全抛弃所超越的对象,而是将其合理的部分包容其中。

(一)从“知识本位”到“素养本位”是理念的转向而非简单替换

课程的核心问题就是知识问题,讲知识不仅没错而且还必不可少,但是,只讲知识不

讲其他就错了,把知识掌握当作课程设计和教学实施的唯一任务甚至不择方式,以至于演

变为纯“刷题”,那就更错了。“知识本位”的观念在实际教育教学过程中主要表现为以下

几个方面:教学目标上强调以基础知识和基本技能的掌握为教学的唯一归宿,教与学的关

系上强调的是“以教定学”甚至演变为“教师中心”或者“书本中心”,在教学方式上只注重

知识的单项传输或死记硬背,在教学评价上只关注知识掌握的多少甚至只看成绩和分数。

面对日益复杂的社会环境,“知识本位”的理念不仅不再成为促进教育质量提高的法宝,反

而会严重阻碍有用知识的获得和求知能力的发展,阻碍高创造力、高社会竞争力的人的成

长。核心素养所对应的,是“核心胜任力”,它是知识、能力和态度的综合体。欧盟的一个

研究小组在2002年3月发布的研究报告《知识经济时代的核心素养》中首次使用了“key

competencies”这一概念,将素养界定为“素养是适用于特定情境的知识、技能和态度的综

合”(这里的情境主要指个人情境、社会情境和职业情境)。核心素养是可迁移的、多功能

的,是“所有个体达成自我实现和发展、成为主动的公民、融入社会和成功就业所需要的那

些 素 养 ”①。OECD(经 济 合 作 与 发 展 组 织 )所 确 立 的 “素 养 ”概 念,也 认 为 素 养

(competency)不只是知识与技能。它是在特定情境中通过利用和调动心理社会资源(包

括技能和态度)以满足复杂需要的能力。无论是 OECD 对素养的界定———“运用知识、技

能和态度满足特定情境中复杂需要的能力”,还是欧盟的素养界定———“适用于特定情境

的知识、技能和态度的综合”,均体现了素养概念的原初含义[7]。

还有论者指出,核心素养不是面面俱到的素养“大杂烩”,而是全部素养清单中的“关

键素养”。也不能把“核心素养”等同于“全面素养”。核心素养是素质教育、三维目标、全

面发展、综合素质等中间的“关键少数”素养,是各种素养中的“优先选项”,是素质教育、三

维目标、全面发展、综合素质等的“聚焦版”[8]。由“知识本位”到“素养本位”是一种适应时

代发展的智慧。“素养本位”批判了“知识本位”理念下的教师中心、课堂中心和教学中心

偏向,将关注点着重放在学生的素养形成和真实成长上。但要看到,强调“素养本位”并不

意味着轻视知识,也仍然要以知识的掌握为基础,离开了知识,素养便是无根之木、无源之

水,脱离知识空谈素养是不切实际的。教育真正需要关注的是“人”,是一个个鲜活的生

命,从“知识本位”转向“素养本位”,注重的是人的真实成长,否定的是把知识作为“本位”

而不是否定“知识”本身。

教育是一项“以文化人”的事业,要实现新课程方案所要求的从知识到素养的“本位”

转换,需要在“化知识为方法”“化知识为素养”以及“在‘化’中形成态度”上做文章、下功

夫。促进这种“化”,不仅要关注学与思的结合、知与行的转化,还得在保证平等的基础上

尽可能地因材施教。

(二)核心素养超越的是“三维式划分”而非知识、能力和态度本身

“三维目标”强调教学目标的制定以及对知识内容的理解要兼顾到知识与技能、过程

与方法、情感态度与价值观三个方面,这对于帮助教师细分学科知识、能力和态度无疑是

必要的,但在现实中,不少教师在备课和上课时,常常将三者机械地割裂开来,看不到在课

92

① Gordon,Jean,etal.Keycompetencesin Europe:Opening doorsforlifelonglearnersacrosstheschool

curriculumandteachereducation,CaseNetworkReports.Annex1:Keycompetencesforlifelonglearning—AEuropean

referenceframework,2009(87).

程实施过程中三者之间是相互关联且融为一体的。“核心素养”的提出,超越的是其“三维

式划分”,而不是否定有着三个维度,如前文所述,无论是欧盟的keycompetencies,OECD

的competency,还是美国的21stcenturyskills,“核心素养”本身就是知识、能力和态度的

“集合”或三者的“综合体”。

体现在各课程新课标中的“核心素养”,同样是由知识、能力和态度构成。以语文学科

为例,其核心素养包括文化自信、语言运用、思维能力和审美创造这四个方面。教学目标

的设计可综合地或分别地指向这4个方面。例如,“文化自信”素养的达成既离不开对我

国历史文化知识的学习,也离不开个体心中爱国情怀的激发;“思维能力”的提高需要有外

在的知识与学习任务作为“原型”,也需要个人意愿的参与。如果说“三维目标”在超越“双

基”的同时也保留了“知识”和“技能”,那么“核心素养”在超越“三维目标”划分的同时也包

容了知识、能力和态度。举例来说,按“三维目标”的“格式”,《植物的茎和物质运输》第一

课时应当这样来描画其教学目标:

1.知识和技能

(1)学习分辨直立茎、攀缘茎、匍匐茎、缠绕茎;

(2)了解木质茎的基本构造和功能。

2.过程与方法

(1)通过对比缠绕茎和攀缘茎的实验,能正确区分这两种茎;

(2)通过活动来感受茎的各部分结构,并且通过建立模型来解释事物的本质;

(3)通过阅读书本、教材,养成归纳总结的能力并学会运用;

(4)通过从宏观(茎的功能)到微观(茎中的导管与筛管)的解释来体现生物中结构与

功能相适应的思想。

3.情感、态度、价值观

(1)通过对木质茎结构的学习,进一步明确大自然中生物结构的严密性;

(2)通过对生活现象的解释,树立热爱大自然、保护环境的思想。

按“核心素养”的要求,又该如何描述教学目标呢? 事实上,核心素养既然是知识、能

力和态度的综合体,教学目标中就无法绕过上述知识、能力和态度等方面的内容,如果我

们转换一下表述方式,效果将大不相同,如:

1.通过引导学生学会鉴别直立茎、攀缘茎、匍匐茎、缠绕茎,认识木质茎的基本构造和

功能等知识和技能,帮助学生形成相应的生命观念。

2.通过对比缠绕茎和攀缘茎的实验,通过观察、实验、辨认、说出以及阅读和建模等活

动,让学生经历和体验探究实践过程,学到相关的知识、技能和方法,助其形成科学思维,

接受结构与功能相适应的思想。

3.通过上述学习,明了大自然中生物结构的严密性,体验热爱大自然、保护环境的情

感,养成相关的科学态度,强化相关的社会责任。

这不仅仅是写作方式的转换,而是通过将不同的“维”聚焦到特定的学科核心素养,从

而提升了知识技能的育人价值,也促使教师和学生避免“就知识论知识”“就知识教知识/

学知识”的传统误区。这其中的“生命观念”“探究实践”“科学思维”“科学态度”“社会责

任”,正是初中《科学》或《生物学》相关内容要着力提升的学科育人价值,这样转换描述方

式,既体现了“超越”,即突出知识与生活的联系、强化转化知识技能为素养,又表达了“包

容”,为知识和技能留下应有的“一席之地”。

(三)学业质量标准是对课程评价“高位引领”而非取而代之

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2022年版义务教育各课程标准的重要变化之一,是研制了学业质量标准。这一变化

是与“学科核心素养”在各课程标准中正式出现相呼应的。所谓“学业质量标准”,是各课

程标准根据核心素养发展水平,结合课程内容,整体刻画不同学段学生学业成就的显性表

征。制定学业质量标准,目的在于引导和帮助教师把握教学深度与广度,为教材编写、教

学实施和考试评价等提供依据。因而,这一质量标准是一种高位的引领。较之以往2001

年和2011年两个版本,有关内容均是以“评价建议”或“原则+评价建议”的方式呈现的。

2022新版各课程标准,则在课标正文作为第五部分呈现,可见其地位的重要;而在课程实

施部分,仍然列出了“评价建议”。课标中关于各学科学业质量内涵的界定,以及各学科各

学段学业质量具体表现特征的描述,为学业质量评价提供了可具体参照的尺度和方向指

引,在一定程度上保证了评价改革任务的落实落地。因而,学业质量标准,也是深化课程

领域评价改革的切入点。或者说,学业质量标准不仅不是对课程评价的取代,反而是规范

评价、导引评价和深化评价改革的尺度和方向。

有论者指出:基于新课程的核心素养立意,站在育人的角度来审视当前的学习评价,

至少需要厘清以下五个观点:一是评分不等于评价,不等于育人;二是总分不等于合理;三

是统一考试不等于公平;四是双向细目表无法测评核心素养;五是小组评价没有促进小组

合作[9]。这实际上是对学业质量评价存在问题的批判性反思。新课标中提炼了各学科以

核心素养为纲的“目标一族”,即课程目标、内容要求和学业质量,意味着提供了层次清晰

的学业成就特征的刻画,使得各课程实施过程中的评价,无论是过程性的还是结果性的,

都有了明晰的标准和更为具体的尺度。

有研究者建议:在“目标一族”的指引下,可着力通过三条路径来建构新的学业质量评

价:第一,合力变革纸笔考试,超越对知识点的回忆和技能操练的测评,基于核心素养的学

业质量,重建试题属性;第二,着力推进表现评价,以真实情境的问题解决表现来测评学业

质量进阶水平;第三,极力探索技术支持的过程评价,不仅使评价逐渐扩展到“难以测量

的素养”,也将评价转向“过程视角”以及“多维度的综合素质评价”[9]。有论者结合数学新

课标的学业质量评价,认为科学、合理的评价框架是指导数学学业评价的重要依据,也是

准确测量学生数学学业质量水平的基础。依据《义务教育数学课程标准(2022年版)》中

的学业质量标准制定数学学业评价框架,应主要涉及内容、核心素养、问题情境以及作答

水平四个维度。在具体的评价实践中,要综合考虑评价框架中的四个维度,制定多维细目

表。命制试题时应尽量保证试卷涉及不同的数学主题(内容)、核心素养、问题情境以及作

答水平,全面地考查学生的数学核心素养表现水平。在评分方式上,从考察核心素养水平

的适切性考虑,该论者更倾向于基于整体作答表现的等级评分方式,而不是基于“采分点”

赋分的分数制评分方式。论者还从“创设真实情境,全面考查数学核心素养”“提高试题的

开放性,考查学生的创新性思维”等方面提出了数学学业评价改革的方向[10]。由此不难

看出,“评价框架”的提出与确立,有力地支撑了“学业质量标准”的高位引领功能。

三、转化与落地:依托标准深化课程及其评价的改革

教育部近日印发了《基础教育课程教学改革深化行动方案》,要求切实加强国家课程

方案向地方、学校课程实施规划的转化工作。从学校层面来看,探索“一校一策”,开展因

校制宜的学校课程规划研制工作,是把国家的课程育人“蓝图”转化为学校的课程育人“施

工图”的重要环节,把握好这一环节,方能明确课程教学改革的具体路线,开启破解学校发

展难题的新行动。

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(一)因校制宜规划学校课程

如何因校制宜规划学校课程及其实施? 构建体现学校办学特色的课程育人体系,既

要规范、扎实和富有创造性地全面落实国家课程,又要从校情和学情出发自主开发和建设

校本课程。

1.以强化实践和创新为理念落实国家课程

落实国家课程,要充分考虑学校在课程实施中如何实现从“学科本位”“知识本位”转

向“素养发展本位”,明确基础教育为创新人才成长奠基的定位,在推动学科实践、促进综

合学习中探寻有创意有实效的路径与策略。学科课程的实施,要立足“学科体系”强化实

践与创新。作为日常的微观实施过程的学科教学,是一种引导学生获取知识技能并将其

转化为认知能力和态度的特殊认识过程,通常表现为“从行到知”“从知到知”“从知到行”

三种认识路线。“从行到知”有助于学生头脑中科学概念的形成,也有助于从事实和现象

中梳理概括出需要深入探究的问题;“从知到知”可帮助学生高效率地掌握间接知识并形

成系统的知识结构;“从知到行”则有利于学生主动验证知识并学会运用知识来解决实际

问题。准确把握并合理遵循三种认识路线,才能处理好学科学习中的知行关系,不断提升

学生的实践能力和创新意识。

2.从学校和学生的实际出发开发校本课程

近20多年来,我国校本课程开发不仅带来了课程与教学实践的繁荣、催生了大量的

教育教学成果和案例,还通过丰硕的学术论文、学位论文、系列专著与咨询报告等推动了

课程教学理论的发展,但还存在着校本课程开发系统性决策与规划不足、课程审议审核制

度不健全等问题。尽管如此,这些成果、经验及理论建树,已经为新课程方案之下深入而

持续地开发和建设校本课程提供了坚实的基础。

建设校本课程,要充分考虑学生发展的需求,权衡学校的优势和短板,以严格的审议

审核程序,为学生量身打造适合于他们个性化差异化发展需求的校本课程,激励教师和相

关人员投入校本课程开发和审议过程,既促进教师的专业发展,又推进课程治理的现代

化,还营造出合作、探究和协商的学校文化。

尽管20多年来我国中小学开发校本课程成效显著,但仍然存在盲目开发和规范性不

足等问题。不少学校开发出的校本课程数量可观,但其必要性与可行性论证不足。这需

要强化课程治理意识,逐步建立健全校本课程开发制度和审议审核机制。尤其是每一门

新开校本课程都要进行充分的课程需求调研、缜密的方案论证、规范的课程试验和可靠的

可行性评估,经得起严格验证的课程方能正式列入学校的课表。

3.以课程审议的方式推进地方及学校的课程变革

为完善基础教育课程体系,发挥地方课程和校本课程育人功能,2023年6月教育部

印发了《关于加强中小学地方课程和校本课程建设与管理的意见》(以下简称《意见》)。

《意见》提出要强化五项管理制度,第一项就是审议审核制度,要求坚持“凡设必审”“凡用

必审”原则,严格审议审核标准,规范审议审核行为。

美国课程论学者施瓦布在批评传统课程理论模式的基础上,提出了实践性课程理论

的探究方式———课程审议。“课程审议”(curriculumdeliberation)指的是课程设计主体在

特定的教学情境下,反复探讨和权衡问题,得出一致的认识和诠释,并做出适当的、一致的

课程改革决策和对策。1983年,施瓦布发表的《实践4:课程教授要做的事》一文讨论了课

程教授如何参与课程开发的问题,并为我们提供了一个整体的想法,即在学校一级成立一

个课程审议小组。小组可以由教师、校长、校董会成员或社区代表、学生代表组成,如有需

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