劉西國

摘要：（中）摘要 利用CHARLS 2008-2012年浙江、甘肅兩省的調查數(shù)據(jù)，通過構造HeckmanHLM模型，實證分析社會保障對家庭代際經濟支持的概率及規(guī)模的影響，并分樣本進行差異性研究。結果發(fā)現(xiàn)，社會保障與經濟支持之間存在“擠出”效應。分樣本逐步回歸發(fā)現(xiàn)，與浙江老年人相比，醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險和社會保障性收入對甘肅老年人獲得子女經濟支持的“擠出效應”更明顯；社會保障對城市老年人、非獨居老年人、高齡老年人的“擠出”效應更明顯。政府應將有限的社會保障向高齡、非在婚及健康狀況較差的弱勢群體傾斜，考慮公平性的同時也要考慮社會保障的效率，爭取“雪中送炭”而非“錦上添花”。

關鍵詞：（中）關鍵詞 社會保障；代際經濟支持；動機；擠出效應

中圖分類號：D632.1 （中）中圖分類號 文獻標識碼：A 文章編號：1000-4149（2015）03-0116-11

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2015.03.012

Abstract：（英）摘要 Based on CHARLS 2008-2012 survey data in Gansu and Zhejiang province， this study empirically analyzed the probability and size of social security to family intergenerational economic support using Heckman HLM model， and detected the difference between samples.Through stepwise regression， samples points found that compared with the old people in Zhejiang province， the “crowding out” effect of medical insurance， endowment insurance and social security income in the economy support the elderly got from children is more obvious； Social security of urban elderly， elderly lived with family， the “crowd out” effect is more obvious.Therefore this paper suggested that the government should tilt the limited social security to the disadvantaged elderly groups， such as the eldest old， the old not in marriage and the old with poorer health， considering fairness and efficiency， strive for “timely”rather than “icing on the cake”.

Keywords：（英）關鍵詞 social security； generational economic support； motivation； squeezing effect

一、引言

人口老齡化給社會帶來的首要壓力之一就是社會保障壓力，而目前中國老年人的社會保障水平仍然屬于較低層次：根據(jù)國家統(tǒng)計局統(tǒng)計，截至2013年年底我國城鎮(zhèn)人口為7.3億人，其中參加城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險的為3.2億人，比例僅為43.8%；截至2011年年底，我國農村人口6.6億人，其中新型農村社會養(yǎng)老保險試點參保人數(shù)為3.3億人，比例為50%，而其中達到領取待遇年齡的參保人數(shù)為0.9億人，僅占參保人數(shù)的27.3%。2009年，清華大學“老齡健康友好型社區(qū)建設課題組”對北京的調查顯示，醫(yī)療保險能基本滿足醫(yī)藥開支的老年人只有34.7%，而42.4%的老年人認為自己醫(yī)療費用支出有困難。李晨研究發(fā)現(xiàn)，45.3%的農村老年人認為自己的生活沒有經濟保障[1]。杜鵬、武超根據(jù)2004年全國人口變動抽樣調查數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，老年人的主要生活經濟來源主要來自子女或其他親屬，但緊隨其后的就是離退休金，60%的城市老年人以退休金為主要生活來源[2]。

同時，轉型期的中國，“啃老”現(xiàn)象普遍存在，那么政府提高老年人的社會保障水平后，是否會產生這么一種后果：由于老年人自身經濟能力增強，不但會“擠出”子女對老年人的經濟支持，老年人甚至會用獲得的社會保障接濟子女，從而降低社會保障的效果。以上問題值得深入研究。

二、文獻綜述

社會保障水平的提高是否會“擠出”子女所提供的經濟支持，取決于子女提供經濟支持的動機。張航空等認為社會保障政策對代際經濟支持有擠出效應[3]，賽孔迪（Secondi）認為如果代際經濟支持以利他主義為動機則會被養(yǎng)老金“擠出”，而以交換為動機的代際經濟支持則會被“擠入”[4]。阿隆德爾（Arrondel）等認為，到目前為止，美國關于代際經濟支持動機的研究處于領先地位，認為動機主要分成兩種：利他動機和交換動機，這也是社會上最主要的兩種動機[5]。賽孔迪針對中國臺灣的研究發(fā)現(xiàn)，利他動機和交換動機同時存在[4]。孫瑞對中國大陸家庭的研究發(fā)現(xiàn)，在很多情況下，子女的經濟狀況與其對父母的經濟支持水平表現(xiàn)出相同的變動方向，所以，交換動機和利他動機兩者之間難以分辨[6]。但江克忠等利用父母擁有的資產作為變量研究其對獲得經濟支持的影響，結果顯示出交換動機的存在[7]。李艷菊和肖振宇認為利他動機更能解釋中國家庭的代際支持行為[8]。劉愛玉、楊善華認為中國家庭的代際支持與父母的需要高度相關，西方學者的三種動機理論（利他理論、交換理論和權力理論）缺乏對中國問題的解釋力，因為中國農村向上的經濟轉移是由于老年人的收入低、健康差，即子女向上的經濟支持是為了老年人的福利，符合利他模型[9]。孫鵑娟、張航空認為農村子女是否為父母提供經濟支持并不影響父母對孫子女的照看，體現(xiàn)了家庭支持的利他動機[10]。

胡宏偉等指出關于社會保障對子女經濟供養(yǎng)老人的影響一直是學術界關注的熱點問題[11]。顧佳峰認為在有限資源的約束下，社會支出的不同方面之間會出現(xiàn)此消彼長[12]。而陳太明認為凱恩斯“乘數(shù)效應”意味著政府支出的增加會帶動國民收入的增長，進而增強子女向父母提供經濟支持的可能[13]。庫娜姆德（Künemund）等認為健全的社會保障系統(tǒng)會強化老年人的家庭團結，不會“擠出”經濟支持[14]?？ǜ剩–agan ）認為社會保障具有認識效應：養(yǎng)老金計劃有利于子女發(fā)現(xiàn)對老年人提供經濟支持的重要性[15]。胡宏偉等學者認為，養(yǎng)老保障和醫(yī)療保障是老年人最為主要的社會保障，社會保障特別是醫(yī)療保障釋放了老年人的醫(yī)療衛(wèi)生服務需求，增加了相應支出，提高了子女經濟供養(yǎng)的水平，因此，對子女向父母提供的經濟支持具有“擠入”效應，但存在性別、子女收入方面的差異[11]。夏傳玲認為，交換動機下，老年人付出的越多，得到的代際支持也就越多。福利系統(tǒng)能夠增加老年人可支配資源、提高老年人的付出能力，導致他們能夠參與交換的范圍擴大，出現(xiàn)“擠入”效應：福利水平越高，子女對老年人的支持也就越高[16]。安蒂（Anette）認為，家庭成員之間具有利他主義情感，老年人的效用取決于自身的消費和子女的效用，每個成員會根據(jù)父母或子女的收入來決定自身的消費，以實現(xiàn)效用最大化，老年人一旦擁有養(yǎng)老金，子女就會減少經濟支持以保持自身的消費，以及將父母的消費維持在養(yǎng)老金計劃運行前的水平，而沒有養(yǎng)老金的家庭獲取個人支持的可能性要高出20%，也就是“擠出”的比例低于100%[17]。詹森（Jensen）發(fā)現(xiàn)南非的養(yǎng)老金增加對代際經濟支持的替代率為30%[18]。丁志宏指出，城市老年人隨著社會保障制度的建立和完善，其生活來源已發(fā)生變化，很多人以退體金、養(yǎng)老金等作為最主要的經濟來源，對代際經濟支持具有“擠出”效應[19]?？评?（Kohli ） 研究認為，養(yǎng)老金已經改變了代際經濟支持的方向[20]。

通過上述文獻發(fā)現(xiàn)，代際經濟支持的動機以及社會保障究竟是“擠入”還是“擠出”代際經濟支持，并未取得一致結論，其原因可能與研究對象的選擇有關，也可能與研究方法的可行性有關[21]。研究對象方面，中國地域遼闊、人口眾多、文化差異和城鄉(xiāng)差異明顯，有必要從區(qū)域、性別、城鄉(xiāng)等視角進行對比研究。研究方法方面，雖然老年人健康狀況與獲得經濟支持之間因存在雙向因果關系而存在內生性問題，而且調查數(shù)據(jù)本身具有層次性，但很少有文獻考慮數(shù)據(jù)的層次性和自變量的內生性問題，能將二者結合起來的則更少。格倫迪（Grundy）指出，存在內生性問題時，單純采用OLS估計結構模型會產生偏誤，即使采用面板數(shù)據(jù)固定效應也只能消除不隨時間變化的異質性，卻難以消除隨時間變化的不可觀測因素，導致所得到的結論將是有偏的，甚至是錯誤的，甚至在同一篇文獻中都會出現(xiàn)相悖的結果[22]。格林（Green）與艾洛特 （Elliott）指出，對于具有層次性的“巢數(shù)據(jù)”（nested data）如果不進行多層線性回歸（HLM），而用高層次數(shù)據(jù)（如社區(qū)數(shù)據(jù)）對低層次數(shù)據(jù)（如個人的經濟支持）進行分析，則可能會出現(xiàn)“生態(tài)學謬誤”，也就是“以全概偏”[23]。

本研究較已有研究的改進表現(xiàn)在：一是數(shù)據(jù)選擇上，考慮了中國經濟發(fā)展的不平衡，分別選擇經濟發(fā)達的浙江省和經濟落后的甘肅省進行對比，這兩個省份無論是在經濟還是社會保障方面都存在較大差距。二是研究方法上，為了盡可能消除因為經濟支持對老年人健康狀況的影響而產生的內生性，采用滯后期（2008年）健康狀況對2012年的經濟支持進行回歸；為了消除“巢數(shù)據(jù)”產生的“生態(tài)學謬誤”以及樣本選擇偏誤，構造了Heckman模型與多層線性回歸的混合模型，即Heckman –HLM模型。三是為了探索社會保障與代際經濟支持關系的多樣性，進行了分樣本回歸。

三、數(shù)據(jù)與方法

本研究利用的是由北京大學中國經濟研究中心提供的中國健康與養(yǎng)老追蹤調查數(shù)據(jù)（CHARLS），該項目組于2008年在中國的浙江和甘肅兩省進行了試調查，2012年進行了追蹤調查。CHARLS 2008年針對居住在甘肅和浙江兩省的45歲及以上的人群，分四個階段進行抽樣，共抽取32個縣/區(qū)的95個社區(qū)/村莊，共1570戶家庭中的2685人。2012年追蹤調查人數(shù)為2378人，其中1952年及以后出生（2012年年齡60歲以上）的能追蹤到的人數(shù)為1287人。

老年人是否獲得經濟支持、獲得經濟支持的規(guī)模既與老年人本身特征相關，也和社區(qū)特征相關。由于存在大量的未獲得子女經濟支持的老人，因此樣本選擇偏差難以避免。針對這一問題，研究者通常采用赫克曼 （Heckman）提出的標準步驟來糾偏，這種方法分為兩個步驟：第一步，先構造一個基于經濟理論的概率模型；第二步，再把這些預測概率加到原來的模型中，作為新的解釋變量，由此得到更確切的關于解釋變量與因變量之間關系的統(tǒng)計模型?？紤]到經濟支持數(shù)據(jù)的多層性，本研究將Heckman模型和多層線性模型相結合，構建HeckmanHLM模型。首先考慮子女向父母提供經濟支持的發(fā)生概率，即子女是否提供經濟支持受哪些因素的影響；然后，考察在子女已經為父母提供經濟支持的前提下，經濟支持的規(guī)模受哪些因素的影響。個體的Heckman模型的一般形式為：

四、樣本描述統(tǒng)計

本次研究的樣本特征如表1所示。

1.老年人收入構成

表2顯示，平均有11.0%的老年人有工資收入，年平均工資收入為16788.2元，但無論從絕對數(shù)還是從相對數(shù)來看，浙江省老年人的工資收入都高于甘肅省老年人。64.7%的老年人有非工資收入，其中浙江省77.7%的被訪老年人有非工資收入，而甘肅省僅為48.9%，且收入的金額也遠遠低于浙江省。兩省老年人的退休金和養(yǎng)老金也存在顯著差異。但是甘肅省領取政府轉移支付收入的老年人的比例遠遠高于浙江省老年人，其中的原因應該是處于中國西部的甘肅省老年人更多地領取了退耕還林的政府轉移支付，也可能是經濟落后地區(qū)的老年人更多地依靠政府的幫助。

2.控制變量選擇

老年人健康狀況是影響經濟支持的重要變量，子女對老年人的經濟贍養(yǎng)往往具有一貫性，也就是子女每年提供的經濟支持一般不會有太大的波動，因此，滯后期的經濟支持會反映未能在模型中考慮到的遺漏變量。老年人的社會保障性收入（含養(yǎng)老金、退休金及政府轉移支付等）、醫(yī)療保險及養(yǎng)老保險都為老年人晚年的經濟需求提供了保障，這些因素會影響子女提供經濟支持的數(shù)量。社區(qū)經濟文化發(fā)展水平以及老年人家庭的經濟水平也會影響子女經濟支持的提供。老年人是否照看孫子女會影響子女提供經濟支持的數(shù)量，一般來說，照看孫子女的老年人可能會得到更多的經濟支持。老年人性別的差異會影響其生活能力，進而影響到是否得到經濟支持。城鄉(xiāng)老年人的晚年生活保障程度不同、子女居住位置離老年父母的距離以及子女的收入都會影響經濟支持的提供。本文為了研究方便，分別選擇離老年人最近的子女以及收入最高的子女，將其居住距離和收入作為自變量。具體各變量選擇及其含義如表4所示。

五、實證分析

1.模型識別

本文所采用的模型是Heckman模型與HLM模型的結合，而這兩種模型在使用之前都要進行模型識別或檢驗[24]。首先進行Heckman模型的識別。艾斯根薛諾（Escanciano）等認為模型的識別可以通過模型的設置形式予以解決，即某些解釋變量在Probit模型中影響是非線性的，而在修正普通最小二乘法回歸模型中影響是線性的[25]?？紤]到老年人社會保障性收入狀況是影響子女提供經濟支持的重要變量：老年人在收入狀況較差時子女提供經濟支持的可能性會增加，一旦老年人收入狀況好轉，子女可能會減少經濟支持的提供。因此，本研究采用非參數(shù)局部加權回歸法進行檢驗，發(fā)現(xiàn)：子女提供經濟支持的概率與老年人收入狀況是非線性的（見圖1）；而子女提供經濟支持的規(guī)模與老年人的收入狀況接近水平的線性關系（見圖2），說明老年人的收入狀況可以作為識別模型的變量。需要說明的是，圖1、圖2的繪制刪除了極端值，因此圖形顯示的結果與回歸結果存在一定差異。

說明社區(qū)因素能解釋老年人獲得經濟支持差異的34.61%，而且空模型的卡方檢驗值顯著不等于0，說明完全有必要采用多層線性模型。通過上述兩步檢驗說明，對經濟支持影響因素回歸分析采用HeckmanHLM模型是必要的、可行的。

2.全樣本回歸結果

[JP+1]表5的回歸過程分兩步進行，第一步，通過模型Ⅰ、模型Ⅱ、模型Ⅲ逐步回歸法對獲得經濟支持的概率進行回歸；第二步，將第一步回歸得到的IMR加入模型Ⅳ、模型Ⅴ、模型Ⅵ進行獲得經濟支持規(guī)模的回歸。為了檢驗模型的穩(wěn)健性，兩步回歸過程中都依次加入老年人個體特征變量和社區(qū)特征變量。通過表5可以看出，在逐步回歸的過程中，回歸系數(shù)的方向及顯著性沒有明顯的改變，說明模型是穩(wěn)健的。由于老年人獲得經濟支持的規(guī)模是非正態(tài)分布，本部分對經濟支持取對數(shù)。

（1）老年人獲得經濟支持的概率分析。表5中模型Ⅲ顯示，醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險和社會保障性收入越多，老年人獲得經濟支持的概率越低。另外，與鄰居相比，老年人生活水平越低，獲得經濟支持的概率越低；老年人健康狀況越差，獲得經濟支持的概率越低。如果基期獲得經濟支持，則報告期更可能獲得經濟支持。老年人年齡越大、健在子女數(shù)越多、子女居住地離老年人越近、與子女聯(lián)系次數(shù)越多，老年人獲得經濟支持的概率越低；在婚老年人獲得經濟支持的概率較非在婚老年人低，并在0.01水平顯著；社區(qū)經濟狀況越好，獲得經濟支持的概率越低，并在0.01水平顯著。第一份工作的性質越差，獲得經濟支持的概率越高；非同住子女數(shù)越多，獲得經濟支持的概率越高，并在0.01水平顯著；與子女見面次數(shù)越多，獲得經濟支持的概率越高；子女收入越高，老年人獲得經濟支持的概率越高，并在0.01水平顯著。

（2）老年人獲得經濟支持的規(guī)模分析。表5中模型Ⅵ顯示，醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險和社會保障性收入越多，獲得經濟支持規(guī)模越少，并在0.1水平顯著。另外，老年人日常活動能力越嚴重，獲得經濟支持越少，并在0.05水平顯著。慢性病及抑郁癥越嚴重，獲得經濟支持越多。自評健康越差，獲得經濟支持越少?；讷@得經濟支持越多，報告期獲得經濟支持越多，并在0.01水平顯著。第一份工作性質越差，獲得經濟支持越多。生活水平越高的老年人、照看子女的老年人及健在子女數(shù)越多的老年人獲得經濟支持越少。非同住子女數(shù)及健在兄弟姐妹數(shù)越多，獲得經濟支持越多，并具有統(tǒng)計顯著性。與子女見面次數(shù)越多，獲得經濟支持越少。與子女聯(lián)系次數(shù)越多，獲得經濟支持越多。離子女越遠，獲得經濟支持越多。子女收入越高，老年人獲得經濟支持越多，并在0.01水平顯著。非在婚老年人、農村老年人和男性老年人獲得經濟支持較多。教育程度越高，獲得經濟支持越多，并在0.1水平顯著。

3.分樣本回歸結果

為了檢驗經濟支持影響因素是否存在地區(qū)、城鄉(xiāng)、居住模式及婚姻狀況等方面的差異，本部分進行分樣本研究，為節(jié)省篇幅，只列出了各因素對經濟支持規(guī)模的影響（見表6和表7）。

表6顯示，與浙江省老年人相比，醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險對甘肅老年人獲得子女經濟支持的“擠出”效應更明顯，社會保障性收入越多，浙江省老年人獲得子女經濟支持越多，而甘肅省老年人獲得子女經濟支持越少；與70歲及以上老年人相比，醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險和社會保障性收入對60-69歲老年人獲得子女經濟支持的“擠出”效應更明顯；與不健康老年人相比，醫(yī)療保險對健康老年人獲得子女經濟支持的“擠出”效應更明顯，而養(yǎng)老保險對不健康老年人獲得子女經濟支持的“擠出”效應更明顯。表7顯示，與農村老年人相比，醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險和社會保障性收入對城市老年人獲得子女經濟支持的“擠出”效應更明顯；與獨居老年人相比，醫(yī)療保險對非獨居老年人獲得子女經濟支持的“擠出”效應更明顯；養(yǎng)老保險對獨居老年人有“擠出”效應，而對非獨居老年人則有“擠入”效應；醫(yī)療保險與養(yǎng)老保險對在婚老年人獲得子女經濟支持的“擠出”效應，無論是重要性還是顯著性，都高于非在婚老年人。

六、討論

老年人擁有較多的醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險和社會保障性收入能降低子女提供經濟支持的概率與規(guī)模，原因在于其能一定程度上解決老年人的經濟需求，也證明了中國家庭經濟支持的利他動機。這一現(xiàn)象也可以用經濟支持“填補理論”進行解釋，在社會交換、代際轉移理念的啟發(fā)下，20世紀90年代，桂世勛、倪波提出子女經濟贍養(yǎng)父母的“填補”理論，認為子女提供的經濟支持規(guī)模應能夠維持老人正常生活，說明社會保障對子女向老年父母提供經濟支持的行為具有“擠出”效應[26]。

老年人第一份工作的性質往往反映了老年人的能力與受教育水平，工作性質“越好”（如機關、事業(yè)單位）的老年人往往有制度性經濟保障，需要子女提供的經濟支持較少，從側面證實子女對老年人的經濟支持具有利他動機。老年人和鄰居相比，生活水平越高，獲得子女經濟支持越少，說明子女的經濟支持實是出于利他動機：子女感覺老年人的生活水平和鄰居相比已經不錯了，沒有必要繼續(xù)提供更多的經濟支持。

分樣本逐步回歸發(fā)現(xiàn)，與浙江省老年人相比，醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險和社會保障性收入對甘肅老年人獲得子女經濟支持的“擠出”效應更明顯。說明在經濟落后的甘肅省，子女為父母提供經濟支持是為了保障老年父母的晚年生活，出于利他動機，一旦老人獲得了相應的社會保障，子女就會減少對父母的經濟贍養(yǎng)，因此，加大落后地區(qū)的社會保障力度，可以減輕子女贍養(yǎng)老人的經濟負擔。另外，浙江省老年人收入的增加會導致子女提供更多的經濟支持，而甘肅省則相反，可能的原因是經濟發(fā)達的浙江省，子女為父母提供經濟支持的動機是交換動機，也就是子女向父母提供經濟支持的多少與其父母擁有的資源（如財產）多少有關：父母保障性收入越多，子女向父母提供的經濟支持越多，以顯孝心，從而得到父母更多的回報，達到“投桃報李”的效果[27]。

社會保障對城市老年人的“擠出”效應更明顯，可能與城鄉(xiāng)醫(yī)療和養(yǎng)老保險的保障程度存在差異有關。比如，城市老年人擁有的醫(yī)療保險種類及報銷比例可能高于農村老年人，而農村老年人一般只有新農合，所以一旦老年人出現(xiàn)藥費或養(yǎng)老方面的困難，農村老年人更多還是靠子女的經濟支持，“擠出”效應并不明顯，這與其制度性經濟保障的缺失有關。社會保障對低齡老年人、健康老年人、在婚老年人獲得子女經濟支持的“擠出”效應較高齡老年人、非健康老年人和非在婚老年人更明顯，可能因為后者屬于相對的弱勢群體，需要更多的經濟保障，因而政府提供的社會保障沒有達到一定水平時，并不能減輕子女的經濟贍養(yǎng)負擔。

七、結論及建議

本研究發(fā)現(xiàn)，醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險和社會保障性收入對老年人獲得經濟支持具有“擠出”效應，即增加這些社會保障后，降低了老年人對子女經濟支持的依賴，進而降低了子女的養(yǎng)老壓力。

因此，在子女經濟贍養(yǎng)老年人有困難的情況下，政府應增加困難家庭的社會保障性收入。但考慮到“擠出”效應存在地區(qū)、城鄉(xiāng)、年齡、健康、婚姻等方面的差異，社會保障應采取差異化政策，避免平均主義。類似甘肅這樣經濟較為落后的地區(qū)，子女提供經濟支持多是出于利他動機，“擠出”效應更為顯著，如果老年人能獲得政府幫助，可以減輕子女養(yǎng)老負擔。對于城市老年人，雖然“擠出”效應較農村顯著，但考慮到城市老年人制度性經濟保障已經較農村完善，過多的經濟保障反而容易加劇“啃老”現(xiàn)象。而農村老年人的社會保障水平較低，“擠出”效應不明顯，需要政府進一步加大力度，切實減輕農村家庭的養(yǎng)老負擔。同時，要將政府有限的社會保障向高齡、非在婚及健康狀況較差的弱勢群體傾斜，考慮公平性的同時也要效率，爭取“雪中送炭”而非“錦上添花”。

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