獨(dú)生子女與多子女養(yǎng)老模式研究*

孫文凱 王乙杰

?

獨(dú)生子女與多子女養(yǎng)老模式研究*

孫文凱 王乙杰

（中國人民大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 北京 100872）

本文分析獨(dú)生子女家庭與多子女家庭養(yǎng)老行為的區(qū)別，主要以是否與父母同住這一養(yǎng)老模式為分析對(duì)象，分析同住的家庭分布、驅(qū)動(dòng)因素以及福利影響，并討論這個(gè)發(fā)現(xiàn)可能的宏觀意義。我們發(fā)現(xiàn)：相比多子女家庭，獨(dú)生子女家庭更多地選擇同住養(yǎng)老模式；自利生命周期理論能夠解釋中國的同住養(yǎng)老現(xiàn)象；社會(huì)習(xí)俗特別是對(duì)男性養(yǎng)老責(zé)任的要求顯著促進(jìn)同住。同住養(yǎng)老模式對(duì)老年人福利并沒有顯著影響，是一種至少不差的養(yǎng)老選擇。

獨(dú)生子女 同住養(yǎng)老 自利生命周期

一、引 言

中國已經(jīng)進(jìn)入老齡化社會(huì)，2010年65歲以上老年人口占總?cè)丝诒戎爻^8%，2013年達(dá)到9.7%，且老年人口撫養(yǎng)比不斷增大到2013年的13.1%，總撫養(yǎng)比在2011年開始逆轉(zhuǎn)了之前下降的趨勢(shì)。同時(shí)，家庭規(guī)模在不斷下降（表1），二人戶和三人戶逐步占到家庭類型的最大比重。上世紀(jì)80年代執(zhí)行的計(jì)劃生育獨(dú)生子女政策對(duì)于家庭規(guī)模下降起到了很大作用。

表1 歷次人口普查家庭規(guī)模和老年人比重變化

目前，中國社會(huì)對(duì)養(yǎng)老問題的擔(dān)憂已經(jīng)討論越發(fā)熱烈，其中養(yǎng)老金余額不足問題最受關(guān)注，這是從社會(huì)養(yǎng)老觀察養(yǎng)老問題最重要的視角。從家庭經(jīng)濟(jì)的視角看，我們需要考察家庭養(yǎng)老模式如何能夠彌補(bǔ)社會(huì)養(yǎng)老的不足。特別是，從上世紀(jì)80年代初至今已經(jīng)歷時(shí)三十余年，獨(dú)生子女逐步進(jìn)入養(yǎng)育父母的年齡。根據(jù)中國社會(huì)綜合調(diào)查數(shù)據(jù)庫（CGSS），1980年后出生的獨(dú)生子女?dāng)?shù)量占到同期人口的36%以上。獨(dú)生子女養(yǎng)老會(huì)面臨比以往多子女養(yǎng)老更大的壓力，因?yàn)樗麄內(nèi)鄙傩值芙忝门c自己分擔(dān)養(yǎng)老負(fù)擔(dān)。這樣，中國的人口結(jié)構(gòu)變化也可能會(huì)導(dǎo)致家庭養(yǎng)老問題更突出。結(jié)合這兩個(gè)現(xiàn)象，本文觀察獨(dú)生子女與多子女家庭養(yǎng)老方式的差異，了解獨(dú)生子女增加背景下養(yǎng)老模式變動(dòng)、分析家庭養(yǎng)老動(dòng)機(jī)和對(duì)老年人福利的影響。

分析這個(gè)問題有幾個(gè)意義。第一，對(duì)撫養(yǎng)結(jié)構(gòu)尤其是同住結(jié)構(gòu)的區(qū)分有利于預(yù)測(cè)家庭結(jié)構(gòu)變化，從而預(yù)測(cè)家庭數(shù)量和住房需求等經(jīng)濟(jì)指標(biāo)變動(dòng)，能夠?qū)Τ鞘谢⒎康禺a(chǎn)市場(chǎng)等重要經(jīng)濟(jì)維度有預(yù)測(cè)效應(yīng)；第二，如果家庭撫養(yǎng)能夠有效承擔(dān)老年人養(yǎng)老負(fù)擔(dān)，將降低未來可能的養(yǎng)老金缺口帶來的危害程度；第三，通過獨(dú)生子女與多子女家庭對(duì)比還可以有效識(shí)別養(yǎng)老動(dòng)機(jī)問題，對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)形成理論上的補(bǔ)充。

本文第二部分描述相關(guān)文獻(xiàn)、提出要分析問題及分析思路；第三部分介紹我們使用的微觀數(shù)據(jù)；第四部分計(jì)算養(yǎng)老模式在不同類型家庭的區(qū)別；第五部分對(duì)比不同家庭以識(shí)別養(yǎng)老動(dòng)機(jī)；第六部分分析養(yǎng)老的福利效果；最后根據(jù)微觀數(shù)據(jù)的計(jì)算結(jié)果進(jìn)行宏觀意義的擴(kuò)展討論，并進(jìn)行全文總結(jié)。

二、相關(guān)文獻(xiàn)、本文研究問題及思路

（一）相關(guān)文獻(xiàn)總結(jié)

國際上很少有研究專門分析獨(dú)生子女家庭養(yǎng)老問題，因?yàn)楹苌儆袊覍?shí)行計(jì)劃生育政策，從而獨(dú)生子女家庭沒有形成足夠令人關(guān)注的群體。在我國，雖然近年對(duì)老齡化問題的關(guān)注增加，但針對(duì)獨(dú)生子女養(yǎng)老問題仍然缺乏分析。僅有的一些簡(jiǎn)單分析發(fā)現(xiàn)獨(dú)生子女養(yǎng)老往往有更大的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)（吳晴，2012；融燕、任振魁，2008；石燕，2008），但更深入的針對(duì)獨(dú)生子女與多子女家庭對(duì)比以及其福利效果的研究還很少見。

國際上對(duì)子女與父母同住這一形式的養(yǎng)老模式驅(qū)動(dòng)因素有很多研究，在東亞特別是日本的研究有很多，美國也有一些相關(guān)研究?；旧?，比較受到認(rèn)可的決定同住的驅(qū)動(dòng)因素有“傳宗接代理論”、“自利的生命周期理論”、“利他行為理論”和“社會(huì)規(guī)范理論”。這些解釋中，既有針對(duì)父母的動(dòng)機(jī)的解釋，也有針對(duì)子女的動(dòng)機(jī)的解釋。

其中一個(gè)壓倒性地占據(jù)優(yōu)勢(shì)地位的解釋是自利的生命周期理論。Modigliani 和Brumberg（1954）就假設(shè)父母和子女都是自利的，如果子女不照顧父母，那么父母就不會(huì)將遺產(chǎn)遺留給他們。許多其他的研究持有相似的觀點(diǎn)。比如Lucas和Stark（1985）發(fā)現(xiàn)移民如果有較富裕的父母的話，相比于那些父母較窮的移民，他們反倒還要給父母更多錢。這個(gè)現(xiàn)象顯示了這些移民爭(zhēng)奪遺產(chǎn)的動(dòng)機(jī)。爭(zhēng)奪遺產(chǎn)的動(dòng)機(jī)成立的邏輯是子女較多從而形成競(jìng)爭(zhēng)，因此，針對(duì)多子女家庭，通過博弈的方法研究的文獻(xiàn)有很多（Bernheim，Shleifer，和Summers，1985）。如果父母擁有較多財(cái)產(chǎn)，而子女對(duì)這些財(cái)產(chǎn)要進(jìn)行爭(zhēng)奪，那么他們可能采取有策略地在父母面前表現(xiàn)，比如給父母較多的轉(zhuǎn)移支出等行為。Wakabayashi和Horioka（2006）發(fā)現(xiàn)在日本子女間存在這種策略性遺產(chǎn)爭(zhēng)奪動(dòng)機(jī)。許多針對(duì)日本的研究都發(fā)現(xiàn)了父母與子女同住來自于自利動(dòng)機(jī)，因此父母用遺產(chǎn)吸引子女與他們同住（Horioka，et al.，2000）。

父母的福利也經(jīng)常被認(rèn)為是一種子女間的公共品（Bergstrom，Blume和Varian，1986）。子女可以期待他的兄弟姐妹提供對(duì)父母的照顧而搭便車達(dá)到享受父母福利變好這一結(jié)果。但是，如果子女不考慮其他子女的貢獻(xiàn)而去照顧老人，即富有“愛心”（warm-glow），那么子女間撫養(yǎng)老人就互不影響（Andreoni，1990）。Barro（1974）和Becker（1974）以及Wakabayashi和Horioka（2006）把這個(gè)特點(diǎn)稱為子女的利他主義。實(shí)際上，上文所說的“傳宗接代理論”也可以看成是父母的利他主義。在利他模型中，Barro（1974）以及Becker（1974，1981）假設(shè)的是父母的利他主義，即不管子女是否養(yǎng)老，父母都將給子女遺留遺產(chǎn)，同時(shí)和子女住在一起并照顧他們。如果子女也是利他的，他們也會(huì)在父母老年時(shí)與他們住在一起并照料他們，而不管是否有遺產(chǎn)，利他模型認(rèn)為可能的遺產(chǎn)和同住無關(guān)。

社會(huì)規(guī)范或者社會(huì)傳統(tǒng)理論則強(qiáng)調(diào)另外的解釋同住的因素，即社會(huì)習(xí)俗等傳統(tǒng)社會(huì)風(fēng)氣（Sakudo，2007）。Tsuya和Martin（1992）發(fā)現(xiàn)在日本，父母和子女的同住行為部分決定于社會(huì)習(xí)俗，即在小鎮(zhèn)或農(nóng)村居住的兒子、包辦婚姻的兒子、長(zhǎng)子、與不是他人長(zhǎng)子結(jié)婚的女兒更可能與父母同住，這是典型的日本習(xí)俗。但是Martin和Tsuya（1991）也發(fā)現(xiàn)這種習(xí)俗在隨著時(shí)間減弱。

有一些研究檢驗(yàn)中國同住行為的福利效果。比如，Chen和Short（2008）使用一個(gè)微觀數(shù)據(jù)集研究80歲以上老年人與子女不同居住安排對(duì)主觀幸福的影響，發(fā)現(xiàn)居住安排確實(shí)影響主觀福利，但是影響的模式非常復(fù)雜。Chyi和Mao（2012）研究同住模式是否影響老年人快樂，發(fā)現(xiàn)與子女同住對(duì)老年人快樂沒有正面作用。目前，還沒有人研究中國獨(dú)生子女養(yǎng)老對(duì)應(yīng)的動(dòng)機(jī)和福利問題。

（二）本文研究問題及分析思路

在大國中，中國實(shí)行了獨(dú)特的計(jì)劃生育政策，這使得獨(dú)生子女家庭占到了家庭的很大比重，獨(dú)生子女養(yǎng)老模式對(duì)整個(gè)宏觀的養(yǎng)老問題構(gòu)成沖擊。

本文要分析的第一個(gè)問題就是統(tǒng)計(jì)描述獨(dú)生子女和多子女兩類家庭的養(yǎng)老模式區(qū)別，以明晰獨(dú)生子女比例提高背景下整個(gè)社會(huì)養(yǎng)老模式變動(dòng)。

第二個(gè)問題是識(shí)別在中國的養(yǎng)老動(dòng)機(jī)。自利的生命周期、利他性和社會(huì)習(xí)俗是可能的解釋同住行為的最重要理論。但是，以往研究都很難解決這些決定因素的“識(shí)別”問題，即難以排除遺漏變量等導(dǎo)致系數(shù)估計(jì)的不可靠性問題。一個(gè)可行的辦法是通過實(shí)驗(yàn)，尋找控制組和處理組，控制組間影響因素不同觀察結(jié)果變化來識(shí)別不同養(yǎng)老動(dòng)機(jī)。在我國，計(jì)劃生育這樣的自然實(shí)驗(yàn)可以使這個(gè)基于實(shí)驗(yàn)的思想通過獨(dú)生子女和多子女家庭的區(qū)別來近似實(shí)現(xiàn)。如果我們認(rèn)為子女的養(yǎng)老動(dòng)機(jī)是相似的，而不管他是獨(dú)生子女還是多子女，那么獨(dú)生子女與多子女家庭的同住養(yǎng)老安排差異就可以用來識(shí)別養(yǎng)老動(dòng)機(jī)。因?yàn)楠?dú)生子女是沒有動(dòng)力通過同住等行為表現(xiàn)來爭(zhēng)取遺產(chǎn)的——他們并沒有競(jìng)爭(zhēng)遺產(chǎn)的對(duì)手，只有多子女家庭才會(huì)有這樣的動(dòng)力，所以如果同住的動(dòng)機(jī)是爭(zhēng)奪遺產(chǎn)，那么獨(dú)生子女家庭和多子女家庭的同住行為會(huì)有很大區(qū)別。也就是說，觀察二類家庭區(qū)別可以識(shí)別自利的生命周期理論在中國是否成立。

第三個(gè)問題是同住行為是否顯著增加或者降低老年人福利。在識(shí)別了同住動(dòng)機(jī)基礎(chǔ)上，對(duì)這個(gè)問題的分析結(jié)果可以有更直觀的解釋。

三、數(shù)據(jù)描述

本文使用北京大學(xué)2011年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS）數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)專門關(guān)注老年人問題，調(diào)查了45歲以上老年人的各種信息，并且樣本量很大，具有全國代表性。2011年的CHALRS數(shù)據(jù)覆蓋150個(gè)縣級(jí)單位，450個(gè)村級(jí)單位，約1萬戶家庭中的1.7萬人。

2011年CHARLS數(shù)據(jù)調(diào)查了調(diào)查對(duì)象（基本為父母）的個(gè)人特征、家庭資產(chǎn)、家庭成員信息（包括配偶、子女）、個(gè)人的一些關(guān)于養(yǎng)老的主觀態(tài)度信息以及個(gè)人的主觀滿足感等福利信息，其中每個(gè)子女的一些基礎(chǔ)個(gè)人信息和收入信息也包含在內(nèi)，這使得我們可以在回歸分析時(shí)控制盡可能多的因素。在去掉健在子女?dāng)?shù)量為零的家庭，并且去掉了某些關(guān)鍵變量缺失的家庭后，最終剩下9787戶家庭，其中5696戶家庭為子女父母同住家庭，4091戶家庭為子女父母不同住家庭；其中1694戶為獨(dú)生子女家庭，8093戶為多子女家庭。

表2描述了這兩類家庭中父母的特征統(tǒng)計(jì)。相比于多子女家庭，獨(dú)生子女家庭與父母同住的比例略高（65%對(duì)比57%）。與多子女家庭相比，獨(dú)生子女家庭中父母年齡更加年輕、有更高的收入、更多擁有住房、更多屬于城市戶口、受到更好教育。在獨(dú)生子女家庭內(nèi)部，與子女同住的父母普遍年齡更低、有較大住房面積和房間數(shù)、受教育水平較高，但是收入水平較低，此外心理上更加快樂、孤獨(dú)程度較低、健康水平較高。在多子女家庭內(nèi)部，與子女同住的父母也是普遍年齡更低、有更大住房面積和房間數(shù)，受教育水平較高、孩子數(shù)量較少，但是收入水平和心理狀態(tài)差別不大。

表2 父母?jìng)€(gè)人特征的描述性統(tǒng)計(jì)

續(xù)表2

獨(dú)生子女家庭多子女家庭 全部同住不同住全部同住不同住 父母平均健康程度3.12 0.78 3.140.763.10 0.83 2.93 0.78 2.960.772.90 0.78 子女?dāng)?shù)1.00 0.00 1.000.001.00 0.00 3.16 1.33 3.031.273.33 1.39 樣本數(shù)16941098596809345983495

注：“是否覺得孤單”取值從1到4代表孤單程度增加；“是否快樂”取值從1到4代表快樂程度增加；“是否健康”取值從1到5代表健康程度遞增。

表3描述了這兩類家庭中子女的特征統(tǒng)計(jì)。相比多子女，獨(dú)生子女平均來說更年輕，受教育程度更高，男性比例更高?？梢园l(fā)現(xiàn)，獨(dú)生子女有更大的同住比例。獨(dú)身子女內(nèi)部中，與父母同住的男性更多、年齡較小、沒有結(jié)婚的較多。多子女中，與父母同住的年齡較小、結(jié)婚率較低、男性較多且受教育水平較高。

可以發(fā)現(xiàn)，與父母同住的群體中有一部分是年齡較小，仍未工作，不能獨(dú)立脫離父母生活的子女。這在獨(dú)生子女中表現(xiàn)得更加明顯，主要因?yàn)楠?dú)生子女年齡普遍小于非獨(dú)生子女，很多還沒有從家庭中獨(dú)立。本文分析的重點(diǎn)為父母養(yǎng)老問題，因此需要排除掉這部分樣本。后續(xù)分析中我們將父母年齡限制到最少一位年齡60歲及以上。

表3 子女描述性統(tǒng)計(jì)

注：收入指該子女與配偶去年的年收入。

四、獨(dú)生子女和多子女家庭養(yǎng)老模式區(qū)別

（一）簡(jiǎn)單描述

養(yǎng)老方式主要有兩種：（1）同住形式：子女與父母同住、提供日常生活的全面撫養(yǎng)；（2）經(jīng)濟(jì)支持形式：子女與父母分住，提供資金和必要物質(zhì)支持。

CHARLS數(shù)據(jù)中詳細(xì)詢問了父母與非同住子女之間的經(jīng)濟(jì)往來關(guān)系：“過去一年，您或您的配偶從您的沒住在一起的孩子那里收到過任何經(jīng)濟(jì)支持嗎”。本文主要利用這一問題來考察非同住的父母是否得到子女經(jīng)濟(jì)支持形式的養(yǎng)老。如表4所示，無論獨(dú)生子女還是多子女家庭，主要養(yǎng)老模式都是與父母同住，經(jīng)濟(jì)支持形式的養(yǎng)老只占到百分之二十左右。并且由于調(diào)查問題中問及的是“任何經(jīng)濟(jì)支持”，所以子女小額、不經(jīng)常、形成不了養(yǎng)老作用的經(jīng)濟(jì)往來也被視為提供了養(yǎng)老，因此經(jīng)濟(jì)支持的養(yǎng)老形式占比實(shí)際上被高估了。此外可以發(fā)現(xiàn)：相比多子女家庭，獨(dú)生子女家庭中經(jīng)濟(jì)支持養(yǎng)老形式占比明顯較少；隨著父母年齡增加，同住養(yǎng)老的比例下降，經(jīng)濟(jì)養(yǎng)老的比例有所上升。子女較年少時(shí)，父母與子女同住更多反映了父母對(duì)子女的照顧而非養(yǎng)老，因此下文我們分析的時(shí)候針對(duì)父母年齡在60歲以上群體。

表4 不同家庭的養(yǎng)老模式分析

與父母同住的養(yǎng)老方式比較普遍，而且在父母仍有勞動(dòng)能力的時(shí)候是成本相對(duì)較低的方式，所需資金不多，并且能夠適當(dāng)利用老年人的剩余勞動(dòng)資源。因此，本文主要觀察獨(dú)生子女和多子女家庭這種養(yǎng)老方式上的區(qū)別，驗(yàn)證這種形式區(qū)別的背后動(dòng)機(jī)和福利影響。

表5描述了根據(jù)本文數(shù)據(jù)計(jì)算的不同年齡段父母與不同年齡段子女樣本分布及同住情況。可以看到，65歲以下的父母獨(dú)生子女開始顯著增多；同時(shí)隨著父母年齡增大，無論獨(dú)生子女還是多子女，與父母同住的比例都有所下降。從子女年齡看，隨著年齡減小，獨(dú)生子女占比不斷增加，“90后”中獨(dú)生子女的比例是“60后”的將近十三倍。此外，隨著年齡減小，無論獨(dú)生子女還是多子女與父母同住比例都增加，但是獨(dú)生子女同住比例始終高于多子女的同住比例。

表5 父母和子女年齡與同住分布

注：90、80、70、60后分別指1990-1999、1980-1989、1970-1979、1960-1969年出生的子女；1960年前和2000年后出生的總共占11.06%，未報(bào)告。

（二）回歸描述

總體來說，家庭在進(jìn)行養(yǎng)老選擇時(shí)候有三種可能性（與子女同??；不與子女同住但子女提供經(jīng)濟(jì)支持；不與子女同住且子女不經(jīng)濟(jì)支持），并且這三種模式之間沒有明顯的排序關(guān)系，無法斷定同住養(yǎng)老模式一定優(yōu)于不與子女同住但子女提供經(jīng)濟(jì)支持的養(yǎng)老模式。因此本文在估計(jì)獨(dú)生子女家庭與非獨(dú)生子女家庭在養(yǎng)老模式選擇上的差異時(shí)，選擇使用多元無序選擇模型。我們用回歸模型來重新描述獨(dú)生子女家庭與多子女家庭同住模式的差異，并觀察隨著年齡段不同而可能產(chǎn)生的差異。相比于表5的描述分析，回歸分析能夠檢驗(yàn)差異的顯著性。

分析的對(duì)象以家庭為單位，將不與子女同住但是子女提供經(jīng)濟(jì)支持的養(yǎng)老選項(xiàng)作為參照組，對(duì)總體的回歸分析結(jié)果如表6中（1）—（3）列所示。（1）列可以看出，相比于不與父母同住但是提供經(jīng)濟(jì)支持這一養(yǎng)老模式，獨(dú)生子女傾向于選擇同住養(yǎng)老模式，也傾向于選擇不同住且不提供經(jīng)濟(jì)支持養(yǎng)老模式，這可能是由于獨(dú)生子沒有兄弟姐妹共同承擔(dān)養(yǎng)老負(fù)擔(dān)，導(dǎo)致其在養(yǎng)老模式的選擇上比較極端。從（2）列可以看出，控制父母年齡后，獨(dú)生子女仍保持這一傾向；從（3）列的交叉項(xiàng)中可以看出相比多子女，獨(dú)生子女在父母年齡增加的時(shí)候更加可能與其同住，也更加可能不采取任何養(yǎng)老措施。

由于中國的城市和農(nóng)村從發(fā)展水平、社會(huì)習(xí)俗等都有很大不同，我們將農(nóng)村和城市的樣本分別進(jìn)行回歸分析觀察差異。這里區(qū)分農(nóng)村還是城市依據(jù)的是父母的戶口狀態(tài)，如果父母中有一方具有城市戶籍，則認(rèn)為是城市家庭，否則為農(nóng)村家庭。由（4）—（7）列結(jié)果可以看到，主要結(jié)論在城市和農(nóng)村之間沒有差異，相比與不與父母同住但是提供經(jīng)濟(jì)支持這一養(yǎng)老模式，獨(dú)生子女傾向于選擇同住養(yǎng)老模式，也傾向于選擇不同住且不提供經(jīng)濟(jì)支持養(yǎng)老模式。不同點(diǎn)在于：相比多子女，城市獨(dú)生子女在父母年齡增加的時(shí)候更加可能選擇與其同??；相比多子女，農(nóng)村獨(dú)生子女在父母年齡增加的時(shí)候即更加可能與其同住，也更加可能不采取任何養(yǎng)老措施。

表6 養(yǎng)老模式與獨(dú)生關(guān)系的回歸檢驗(yàn)

注：以上父母年齡均為父母平均年齡。獨(dú)生子*65_70表示父母平均年齡為65-70歲與獨(dú)生子女家庭的交叉項(xiàng)，獨(dú)生子*70代表父母平均年齡為70歲以上與獨(dú)生子女家庭交叉項(xiàng)。括號(hào)內(nèi)為t值，以下同。***、**和*分別代表1%、5%和10%顯著性水平，以下各表相同。

五、同住養(yǎng)老動(dòng)機(jī)的識(shí)別結(jié)果

本小節(jié)將主要討論前文提到的主要三類養(yǎng)老動(dòng)機(jī)中兩類：（1）自利性動(dòng)機(jī)；（2）社會(huì)規(guī)范。第三類利他性（包括父母利他和子女利他）動(dòng)機(jī)比較難以直接檢驗(yàn)。我們主要通過對(duì)自利性動(dòng)機(jī)的討論來側(cè)面分析，如果同住養(yǎng)老模式不是出于自利性動(dòng)機(jī)，那么很有可能是利他性動(dòng)機(jī)推動(dòng)了子女承擔(dān)比較繁重辛苦的父母照料任務(wù)，但是也不能排除社會(huì)規(guī)范的影響、以及同住時(shí)父母會(huì)給子女提供照顧的影響。

（一）社會(huì)規(guī)范

社會(huì)規(guī)范理論強(qiáng)調(diào)文化習(xí)俗等社會(huì)規(guī)范會(huì)影響同住安排。在中國社會(huì)風(fēng)俗中，有著濃重的“兒子養(yǎng)老”、“長(zhǎng)子養(yǎng)老”等思想。本文將通過把子女性別、是否長(zhǎng)子、是否長(zhǎng)女、是否最年長(zhǎng)孩子和是否最年幼孩子加入回歸中，來檢驗(yàn)兒子養(yǎng)老、長(zhǎng)子養(yǎng)老的影響是否存在。此外，還控制了其他可能有影響的父母特征變量和子女特征變量。

通過表格7，我們可以發(fā)現(xiàn)“兒子養(yǎng)老”的思想在中國社會(huì)普遍存在，孩子性別為男顯著地提高了與父母同住的概率。此外如果孩子是長(zhǎng)子的話，同住概率也顯著提高，但是孩子是長(zhǎng)女的話反而降低了同住概率。這也反映了普遍存在的兒子負(fù)責(zé)養(yǎng)老、女兒不負(fù)責(zé)養(yǎng)老的思想。此外，加入是否最年長(zhǎng)孩子和是否最年幼孩子后發(fā)現(xiàn)，子女是最年長(zhǎng)的孩子并沒有提高同住概率，最年幼的孩子反而提高了與父母同住的概率，這可能是由于中國傳統(tǒng)模式中孩子不斷通過婚姻從家庭中獨(dú)立出去，留下的都是年幼的孩子，也可能是由于父母傾向于為年幼孩子提供照顧。獨(dú)生子女家庭只有一個(gè)孩子，在表格7的分析中，將其即作為最年長(zhǎng)的孩子，也作為最年幼的孩子。如果去掉獨(dú)生子女，僅僅分析多子女，結(jié)論保持不變。

我們可以發(fā)現(xiàn)子女?dāng)?shù)量越多、子女年齡越大，子女進(jìn)入婚姻狀態(tài)，都會(huì)導(dǎo)致不與父母同住。擁有住房、面積越大、房間數(shù)目越多，越可能父母子女同住，這為同住提供了客觀條件。此外，父母對(duì)于是否同住的態(tài)度也很重要，態(tài)度和行為保持了一致。最后，父母城市戶口也會(huì)提高同住概率。

表7 社會(huì)規(guī)范對(duì)同住養(yǎng)老的影響

續(xù)表7

（1）（2）（3） 父母年齡-0.00381*-0.000206-0.00326 （-1.75）（-0.09）（-1.34） 子女婚姻-0.865***-0.869***-0.865*** （-33.11）（-33.04）（-32.84） 父母同在-0.0490-0.0477-0.0483 （-1.02）（-0.99）（-1.00） 父母健康-0.00688-0.00402-0.00436 （-0.47）（-0.27）（-0.29） 子女教育0.000245-0.000707-0.000931 （0.09）（-0.25）（-0.33） 父母教育0.001420.001700.00198 （0.39）（0.46）（0.53） 住房面積0.00133***0.00130***0.00130*** （8.19）（7.94）（7.90） 房間數(shù)0.0128**0.0133**0.0136** （2.15）（2.22）（2.26） 擁有住房0.642***0.632***0.631*** （14.36）（14.03）（14.01） 父母收入0.0000005150.0000004370.000000463 （0.65）（0.55）（0.58） 同住態(tài)度1 0.285***0.282***0.283*** （10.69）（10.51）（10.51） 同住態(tài)度2 0.443***0.437***0.434*** （9.68）（9.46）（9.41） 同住態(tài)度3 0.0904***0.0938***0.0969*** （2.82）（2.90）（3.00） 父母城市戶口0.0987***0.0951**0.0955** （2.65）（2.54）（2.55） 省份固定效應(yīng)YYY 常數(shù)項(xiàng)0.384***0.324**0.310** （2.89）（2.38）（2.19） 觀測(cè)樣本數(shù)223332220622206 Pseudo R20.2990.2990.300

注：a 同住態(tài)度1：有配偶及子女應(yīng)與子女同住；同住態(tài)度2：無配偶有子女應(yīng)與子女同??；同住態(tài)度3：養(yǎng)老依賴子女。這里的態(tài)度1、態(tài)度2和態(tài)度3都分別是父母態(tài)度乘以對(duì)應(yīng)條件，例如，態(tài)度1問老人“如果配偶和子女都在”，那么本文就用是否配偶與子女都在這一啞變量與原始的態(tài)度1乘積作為回歸中的態(tài)度1。b 涉及到父母的變量，都是指父母的平均值。以后的各表相同。c 子女收入的對(duì)照組為5000及以下，包括沒有收入。

此外，由于中國城市與農(nóng)村存在巨大差異，很有可能社會(huì)規(guī)范對(duì)養(yǎng)老的影響在兩個(gè)地區(qū)有不同的體現(xiàn)。表8中可以發(fā)現(xiàn)，無論城市還是農(nóng)村，孩子性別為男都會(huì)顯著地提高與父母同住的概率。但是城市中，長(zhǎng)子養(yǎng)老和長(zhǎng)女不養(yǎng)老的傾向并不像農(nóng)村那么明顯，但是孩子為最年幼孩子仍然提高了同住概率。

表8 社會(huì)規(guī)范對(duì)同住養(yǎng)老的影響（分城鄉(xiāng)）

（二）自利性動(dòng)機(jī)

獨(dú)生子和多子女形成了天然的對(duì)照組，可以用來驗(yàn)證自利的生命周期理論。如果父母有較多財(cái)產(chǎn)（如較多收入、擁有產(chǎn)業(yè)、擁有房產(chǎn)），那么多子女家庭會(huì)由于爭(zhēng)奪遺產(chǎn)而更可能與父母同住，但獨(dú)生子女由于不存在競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手而無需主動(dòng)同住。因此，在回歸方程中加入父母財(cái)產(chǎn)變量與獨(dú)生子女變量的交叉項(xiàng)，能夠識(shí)別二者是否因父母財(cái)富而采取不同的同住行為。

原則上，我們需要知道父母和子女的相對(duì)財(cái)富，才能識(shí)別父母財(cái)富的影響力。即使父母財(cái)富較高，但子女擁有更多的資產(chǎn)，此時(shí)父母的財(cái)富并不足以成為吸引子女與其同住的動(dòng)力。但是，我們沒有子女資產(chǎn)的數(shù)據(jù)信息，我們只能通過盡可能多地控制子女特征如年齡、性別、教育等反應(yīng)子女可能擁有的資產(chǎn)。我們假定這些因素給定后，子女的資產(chǎn)是給定的，從而可以直接使用父母的財(cái)產(chǎn)來識(shí)別自利的生命周期理論。

我們首先使用父母的金融資產(chǎn)變量來衡量父母財(cái)富情況，這里的金融資產(chǎn)包括父母的存款、政府債券、股票和基金。將父母金融資產(chǎn)與獨(dú)生子女做交叉項(xiàng)，可以反映遺產(chǎn)競(jìng)爭(zhēng)的識(shí)別問題。獨(dú)生子女沒有兄弟姐妹競(jìng)爭(zhēng)遺產(chǎn)，因此與父母同住就沒有爭(zhēng)奪遺產(chǎn)動(dòng)機(jī)，而多生子女會(huì)通過與父母同住的方式爭(zhēng)奪遺產(chǎn)。如果交叉項(xiàng)顯著為負(fù)，則說明獨(dú)生子女會(huì)降低父母財(cái)富對(duì)同住行為的影響作用，即上述遺產(chǎn)爭(zhēng)奪動(dòng)機(jī)可能成立，因此自利的生命周期理論可能成立。表9報(bào)告了使用Probit分別對(duì)全部樣本和分城鄉(xiāng)的父母和子女同住意愿的估計(jì)結(jié)果。我們最關(guān)心的、用來識(shí)別自利生命周期的交叉項(xiàng)在全部樣本和城市樣本中不顯著，而在農(nóng)村樣本中顯著。

表9 自利性動(dòng)機(jī)對(duì)同住養(yǎng)老的影響（金融資產(chǎn)）

但是上述估計(jì)存在一定問題，因?yàn)榕c多子女家庭相比，獨(dú)生子女的家庭可能具有一些不可觀測(cè)的異質(zhì)性特征，而這些特征可能影響他們的同住行為。因此，我們關(guān)注的獨(dú)生子女變量就存在內(nèi)生性問題，以上對(duì)其系數(shù)的估計(jì)可能是有偏誤的。為了解決這個(gè)問題，我們借鑒Ebenstein（2010）提供的若干工具變量，主要是子女出生當(dāng)年所在省計(jì)劃生育的執(zhí)行罰款與當(dāng)?shù)仄骄杖氡?、?jì)劃生育允許生育的子女?dāng)?shù)量、對(duì)獨(dú)生子女的獎(jiǎng)勵(lì)制度這些省級(jí)制度變量。采用這些變量作為獨(dú)生子女的工具變量，重新估計(jì)以上過程，結(jié)果如表10所示，在全部樣本和城市樣本中，獨(dú)生子女都會(huì)降低金融資產(chǎn)對(duì)于同住的促進(jìn)效應(yīng)，說明了自利性動(dòng)機(jī)的存在。

表10 自利性動(dòng)機(jī)對(duì)同住養(yǎng)老的影響（金融資產(chǎn)；IV）

續(xù)表10

全部城市農(nóng)村 觀測(cè)樣本數(shù)22301942712874 R20.1890.2140.300

上文的父母收入只是衡量財(cái)富的一種方式。在中國，父母的房產(chǎn)也是遺產(chǎn)的重要組成部分。但是由于數(shù)據(jù)所限，無法識(shí)別房產(chǎn)是否100%歸父母所有，只是簡(jiǎn)單地將歸家庭所有成全所有的房產(chǎn)定義為父母有房產(chǎn)。因?yàn)槿绻孔託w所有家庭成員所有，父母哪怕沒有100%產(chǎn)權(quán)，也會(huì)有一定的房子處置權(quán)。表格11的結(jié)果表明，以房產(chǎn)的形式衡量父母財(cái)產(chǎn)，獨(dú)生子女顯著降低了父母有房產(chǎn)對(duì)于同住概率的提高，因此說明存在自利性動(dòng)機(jī)。

表11 自利性動(dòng)機(jī)對(duì)同住養(yǎng)老的影響（房產(chǎn)）

此外，我們還使用了父母就業(yè)類型是否自雇即是否具有自己的產(chǎn)業(yè)替代上文中的金融資產(chǎn)和房產(chǎn)，得到的結(jié)論類似。限于篇幅不報(bào)告在正文中。

六、同住養(yǎng)老模式的福利效果

我們上文的分析結(jié)果顯示：獨(dú)生子女家庭更傾向于和父母同住，同時(shí)受到社會(huì)規(guī)范因素的影響。當(dāng)然，也可能是出于成本減小等經(jīng)濟(jì)考慮，但由于數(shù)據(jù)限制無法識(shí)別檢驗(yàn)。同住雖然會(huì)帶來一些便利，但也帶來生活上的互相干擾，因此雖然選擇同住時(shí)可能會(huì)有一定的利他等心理，但選擇后未必能夠一定帶來快樂增加。

本節(jié)分析同住帶來的福利變化，主要是用兩個(gè)主觀福利指標(biāo)：快樂程度和孤獨(dú)程度。這兩個(gè)變量來源于問卷中的對(duì)受訪者心理健康狀況的調(diào)查，主要詢問受訪者上周的感覺。以孤獨(dú)程度為例，問卷詢問受訪者上周感到孤獨(dú)的頻率，答案分為四種程度（1、很少或者根本沒有（小于１天）；2、不太多（1-2天）；3、有時(shí)或者說有一半的時(shí)間（3-4天）；4、大多數(shù)的時(shí)間（5-7天））。然后將家庭中父母雙方的這一狀態(tài)取平均值，得到父母孤獨(dú)程度這一指標(biāo)，因此孤獨(dú)程度值越大代表越孤獨(dú)。同理，快樂程度值越大代表越快樂。我們首先使用最小二乘估計(jì)，控制一些其它可能影響主觀福利的指標(biāo)后，我們進(jìn)一步區(qū)分獨(dú)生子女和多子女家庭父母與子女同住影響快樂的不同，結(jié)果都列在表12中。

表12報(bào)告了兩類家庭的父母快樂和孤獨(dú)程度如何受到同住的影響。結(jié)果顯示：獨(dú)生子女家庭同住提高父母幸福感，多子女家庭沒有影響；無論獨(dú)生子女家庭還是多子女家庭，同住都會(huì)降低孤獨(dú)感。

表12 同住與老年人快樂或孤獨(dú)（OLS）

參考Chyi 和 Mao （2012）的做法，使用父母的態(tài)度變量作為同住的工具變量。本文主要有選擇了與是否同住直接相關(guān)的同住態(tài)度1（有配偶及子女應(yīng)與子女同?。┖屯B(tài)度2（無配偶有子女應(yīng)與子女同住）。但是直接使用父母的同住態(tài)度作為是否同住的工具變量，可能會(huì)有內(nèi)生性問題。很多父母特征和家庭特性同時(shí)決定了父母的同住態(tài)度和最終的同住選擇，因此本部分使用了社區(qū)內(nèi)除了自己以外其他家庭的平均同住態(tài)度。社區(qū)內(nèi)其他老人的同住態(tài)度會(huì)在一定程度上影響自己的同住選擇，但是對(duì)于老年人的快樂程度或者孤獨(dú)程度沒有直接的影響。

表13下半部分第一階段回歸表示社區(qū)平均父母對(duì)同住的態(tài)度與是否同住有著統(tǒng)計(jì)上顯著的相關(guān)性，并不存在弱工具變量問題。過度識(shí)別檢驗(yàn)也驗(yàn)證了工具變量的外生性。表13上半部分是利用工具變量方法重新估計(jì)得到的結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)無論獨(dú)生還是多子女家庭同住都不影響老年人幸福感。采用父母孤單程度這一主觀福利指標(biāo)進(jìn)行分析時(shí)，結(jié)果也是同樣的同住與否沒有影響孤單程度。由于工具變量更好地處理了是否同住的內(nèi)生性問題，因此結(jié)論更加可信。即同住這一家庭養(yǎng)老模式并未對(duì)老年人福利產(chǎn)生負(fù)面影響，是一種至少不差的選擇。

表13 同住與老年人快樂或孤獨(dú)（IV）

七、簡(jiǎn)要總結(jié)及針對(duì)中國的宏觀意義討論

本文簡(jiǎn)要計(jì)算描述了獨(dú)生子女家庭與多子女家庭養(yǎng)老模式特別是同住模式的區(qū)別，發(fā)現(xiàn)相比多子女家庭獨(dú)生子女家庭更多地選擇同住養(yǎng)老模式。我們也采用二者對(duì)比識(shí)別同住的形成動(dòng)機(jī)，發(fā)現(xiàn)自利生命周期理論和社會(huì)習(xí)俗能夠解釋中國的同住養(yǎng)老現(xiàn)象。同住并沒有增加或降低老年人福利，至少是一種不差的養(yǎng)老模式選擇。隨著獨(dú)生子女?dāng)?shù)量增加，當(dāng)他們進(jìn)入養(yǎng)老階段時(shí)，可能降低家庭小型化速度，影響人口分布，并對(duì)經(jīng)濟(jì)的各個(gè)維度產(chǎn)生影響。

從這些微觀結(jié)論出發(fā)，可以討論其對(duì)中國的宏觀意義。第一，獨(dú)生子女占同齡人中的比重是在不斷增大的。隨著獨(dú)生子女不斷增加，對(duì)家庭規(guī)模有兩個(gè)效應(yīng)：一方面，獨(dú)生子女增加會(huì)降低家庭規(guī)模，按照數(shù)據(jù)庫中計(jì)算現(xiàn)有多子女老人平均有近4個(gè)子女；另一方面，從養(yǎng)老的角度看，它又會(huì)提高家庭規(guī)模，因?yàn)楠?dú)生子女與父母同住比例高。綜合看對(duì)平均家庭規(guī)模影響取決于子女年齡，當(dāng)子女更多步入成年甚至養(yǎng)老年齡時(shí)，獨(dú)生子女反倒可能抑制家庭規(guī)模進(jìn)一步小型化。第二，目前同住為主的家庭結(jié)構(gòu)反映了社會(huì)養(yǎng)老的不發(fā)達(dá)，但反過來說，這樣的家庭養(yǎng)老模式的發(fā)展，將減小社會(huì)養(yǎng)老負(fù)擔(dān)。養(yǎng)老金問題在我國受關(guān)注已久，家庭養(yǎng)老的發(fā)展將減弱養(yǎng)老金不足帶來的負(fù)面影響。第三，家庭規(guī)模減小速度下降可能導(dǎo)致對(duì)住房需求量增速下降。不考慮城鎮(zhèn)化等新增需求原因，獨(dú)生子女與父母同住會(huì)降低家庭數(shù)量從而降低住房需求量，對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)會(huì)產(chǎn)生一定負(fù)向需求沖擊。第四，家庭規(guī)?？赡艿哪嫦虬l(fā)展，有可能影響宏觀的消費(fèi)需求。家庭規(guī)模擴(kuò)大可能促進(jìn)耐用品的使用頻率，從而降低耐用品市場(chǎng)的消費(fèi)需求，進(jìn)一步降低宏觀的消費(fèi)需求。在產(chǎn)能過剩的情況下，可能會(huì)降低經(jīng)濟(jì)增速?？傊?，由于我國獨(dú)特的人口結(jié)構(gòu)導(dǎo)致的養(yǎng)老模式的變化，可能對(duì)經(jīng)濟(jì)的各個(gè)維度產(chǎn)生沖擊。

1. 融燕，任振魁：《老齡化社會(huì)背景下獨(dú)生子女養(yǎng)老問題研究》[J]，《北京電子科技學(xué)院學(xué)報(bào)》2008年第1期?

2. 石燕：《關(guān)于我國獨(dú)生子女養(yǎng)老經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)的調(diào)查研究——以鎮(zhèn)江為例》[J]，《中國青年研究》2008年第10期?

3. 吳晴：《淺析人口老齡化背景下獨(dú)生子女養(yǎng)老問題》[J]，《河北金融》2012年第5期?

4. Andreoni, J., 1990, “Impure Altruism and Donations to Public Goods: A Theory of Warm-Glow Giving” [J],,100(401), 464-477.

5. Barro, R. J., 1974, “Are Government Bonds Net Wealth?” [J],-1117.

6. Becker, G. S., and Becker, G. S., 1981, A Treatise on the Family [M], Cambridge, Massachusetts, USA: Harvard University Press.

7. Becker, G., 1974, “A Theory of Social Interactions” [J],82:1063-1093.

8. Bernheim, B. D., Shleifer, A., and Summers, L. H., 1985, “The Strategic Bequest Motive” [J],, 93(6): S151-S182.

9. Chen, F., and Short, S. E., 2008,” Household Context and Subjective Well-being among the Oldest Old in China” [J],, 29, 1379–1403.

10. Chyi, H., and Mao, S. ,2012,”The Determinants of Happiness of China’s Elderly Population” [J], Journal of Happiness Studies, 13:167–185

11. Martin, L. G., and Tsuya, N. O., 1991, “Interactions of Middle-Aged Japanese with Their Parents” [J],45:299-311.

12. Modigliani, F., and Brumberg, R., 1954,”Utility Analysis and the Consumption Function: An Interpretation of Cross-section Data” [J],1.

13. Sakudo, M., 2007,” Strategic Interactions between Parents and Daughters: Co-residence, Marriage, and Intergenerational Transfers in Japan” [D], Department of Economics, University of Chicago.

14. Wakabayashi, M., and Horioka, C. Y., 2006, “Is the Eldest Son Different? The Residential Choice of Siblings in Japan” [J],, 21(4), 337-348.

15. Lucas, R. E., and Stark, O., 1985,” Motivations to remit: Evidence from Botswana” [J]., 901-918.

16. Horioka, C. Y., Fujisaki, H., Watanabe, W., and Kouno, T., 2000,” Are Americans More Altruistic than the Japanese? A US-Japan Comparison of Saving and Bequest Motives” [J]., 14(1), 1-31.

17. Bergstrom, T., Blume, L., and Varian, H., 1986, “On the Private Provision of Public Goods” [J]., 29(1), 25-49.

18. Tsuya, N. O., and Martin, L. G., 1992, “Living Arrangements of Elderly Japanese and Attitudes toward Inheritance” [J]. Journal of Gerontology, 47(2), S45-S54.

19. Ebenstein, A., 2010,” The Missing Girls of China and the Unintended Consequences of the One Child Policy” [J]., 45(1), 87-115.

20. Chou, K. L., and Chi, I., 1999,”Determinants of Life Satisfaction in Hong Kong Chinese Elderly: A Longitudinal Study” [J],, 3, 328–335.

21. Behrman, J. R., Pollak, R. A., and Taubman, P., 1982, “Parental Preferences and Provision for Progeny” [J],90:52-73.

22. Antman, F. M. G., 2007, "Migration and the Mexican Family: Exploring the Consequences for Those Left Behind"[M], Stanford University.

*本文得到教育部2011中國特色社會(huì)主義經(jīng)濟(jì)建設(shè)協(xié)同創(chuàng)新中心項(xiàng)目“認(rèn)識(shí)、適應(yīng)和引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)新常態(tài)研究”的資助。