“新農(nóng)?！钡酿B(yǎng)老保障作用：理論機(jī)制與經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

靳衛(wèi)東，王鵬帆，何 麗

（1. 山東財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250014；2. 西南財(cái)經(jīng)大學(xué) 工商管理學(xué)院，四川 成都 611130；3. 山東財(cái)經(jīng)大學(xué) 管理科學(xué)與工程學(xué)院，山東 濟(jì)南 250014）

一、引 言

由于社會(huì)保障制度建設(shè)的滯后，我國(guó)農(nóng)村地區(qū)一直實(shí)行以家庭為主的養(yǎng)老模式。但是，近年來(lái)，低生育率、人口老齡化、人口流動(dòng)和城市化等成為了農(nóng)村家庭代際關(guān)系變遷的巨大推力，嚴(yán)重抑制了農(nóng)村家庭養(yǎng)老功能的發(fā)揮。為此，2009年國(guó)務(wù)院頒布了《關(guān)于開(kāi)展新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)試點(diǎn)的指導(dǎo)意見(jiàn)》，提出要建立與家庭養(yǎng)老相配套的新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度（簡(jiǎn)稱(chēng)“新農(nóng)保”），并對(duì)其解決農(nóng)村養(yǎng)老問(wèn)題寄予了厚望。隨著改革的逐步深入，新農(nóng)保是否改變了農(nóng)村家庭的代際關(guān)系及其所決定的家庭養(yǎng)老模式，并最終提高了農(nóng)村老人的養(yǎng)老質(zhì)量成為了學(xué)界和政府共同關(guān)注的焦點(diǎn)。

參照費(fèi)孝通所提出的“撫養(yǎng)-贍養(yǎng)”模式，我國(guó)家庭代際之間存在一種相互支持的“平衡原則”（王躍生，2008），即父母撫養(yǎng)未成年子女，待自己年老時(shí)再由子女提供生活所需?，F(xiàn)在家庭養(yǎng)老常常為人們所詬病，主要是因?yàn)楦改笧轲B(yǎng)育子女付出太多，而子女回饋給父母的養(yǎng)老資源卻很少，由此產(chǎn)生了跨期代際支持失衡的問(wèn)題①受孝道倫理和社會(huì)規(guī)范等軟性制度約束，家庭內(nèi)部的代際資源流動(dòng)普遍會(huì)遵循一種社會(huì)公約的相對(duì)平衡（楊善華和吳愈曉，2003；王躍生，2011）。此處“失衡”是指，代際資源流動(dòng)已經(jīng)突破了社會(huì)公約的相對(duì)平衡，在事實(shí)上造成了農(nóng)村老人的養(yǎng)老困難。。因此，通過(guò)分析多功能代際關(guān)系及其所決定的代際支持變化，進(jìn)而考察新農(nóng)保改革的養(yǎng)老保障作用就成為相關(guān)研究的正常思路。

不過(guò)，出于對(duì)社會(huì)化養(yǎng)老模式的理解和預(yù)期，大量文獻(xiàn)主要是檢驗(yàn)了子女對(duì)父母的經(jīng)濟(jì)支持變化，并以此作為新農(nóng)保改革成效的評(píng)價(jià)依據(jù)。一般認(rèn)為，家庭養(yǎng)老包括了多種資源的代際流動(dòng)，存在養(yǎng)老模式選擇問(wèn)題，比如：經(jīng)濟(jì)資源流動(dòng)的不平衡可以通過(guò)時(shí)間支持的調(diào)整來(lái)彌補(bǔ)（王躍生，2008）。所以，單獨(dú)分析代際經(jīng)濟(jì)資源流動(dòng)，既不能準(zhǔn)確考察農(nóng)村家庭養(yǎng)老質(zhì)量和養(yǎng)老模式變化，也難以理解現(xiàn)實(shí)生活中普遍存在的代際經(jīng)濟(jì)支持不平衡，很容易產(chǎn)生對(duì)新農(nóng)保養(yǎng)老保障作用的認(rèn)識(shí)偏誤。因此，本文將從農(nóng)村家庭多功能代際關(guān)系出發(fā)，分析新農(nóng)保對(duì)代際之間多種資源流動(dòng)進(jìn)而對(duì)農(nóng)村家庭養(yǎng)老的影響，有利于全面評(píng)價(jià)新農(nóng)保改革的實(shí)際效果。

二、已有研究評(píng)述

近年來(lái)伴隨農(nóng)村家庭代際關(guān)系的急劇變遷，農(nóng)村家庭養(yǎng)老舉步維艱，農(nóng)村老人普遍缺乏基本的經(jīng)濟(jì)生活保障，迫切需要從家庭養(yǎng)老向社會(huì)養(yǎng)老過(guò)渡。在公平意識(shí)、社會(huì)輿論以及政治經(jīng)濟(jì)等諸多因素的作用下，這種觀點(diǎn)彌漫到社會(huì)意識(shí)的多個(gè)方面，并最終推動(dòng)了新農(nóng)保的出臺(tái)，也引發(fā)了國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)新農(nóng)保改革成效的關(guān)注和評(píng)價(jià)（張正軍和劉瑋，2012）。很多文獻(xiàn)集中討論了新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村家庭養(yǎng)老的替代作用，特別檢驗(yàn)了新農(nóng)保改革中子女對(duì)父母經(jīng)濟(jì)支持的變化（劉宏等，2011）。

有研究表明，新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村家庭代際經(jīng)濟(jì)支持產(chǎn)生了顯著“擠出效應(yīng)”，減輕了子女的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)（陳華帥和曾毅，2013）?？陀^上降低了老年人對(duì)子女向上轉(zhuǎn)移支付的依賴(lài)程度，說(shuō)明新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村家庭養(yǎng)老確實(shí)具有替代作用。不過(guò)，也有研究認(rèn)為，受限于“捆綁式”參保要求，新農(nóng)保對(duì)代際經(jīng)濟(jì)支持的“擠出效應(yīng)”并不明顯，特別是對(duì)低收入農(nóng)村家庭養(yǎng)老的替代作用十分有限（寧滿(mǎn)秀，2015）。而且，對(duì)于高齡、不健康和獨(dú)居老人來(lái)說(shuō)，由于養(yǎng)老需求和養(yǎng)老模式剛性，新農(nóng)保還可能會(huì)產(chǎn)生對(duì)代際向上經(jīng)濟(jì)支持的“擠入效應(yīng)”（張正軍和劉瑋，2012；程令國(guó)等，2013）。通常經(jīng)濟(jì)學(xué)者是采用利他動(dòng)機(jī)和互惠動(dòng)機(jī)來(lái)解釋這種家庭代際支持變化（Secondi，1997）。為此，很多文獻(xiàn)還基于不同情景檢驗(yàn)了我國(guó)農(nóng)村家庭的代際支持動(dòng)機(jī)及其對(duì)新農(nóng)保的反應(yīng)，但并沒(méi)有得到相對(duì)一致的結(jié)論。

事實(shí)上，由于親子關(guān)系的長(zhǎng)期性，我國(guó)老人與子女之間的資源流動(dòng)往往取決于他們?cè)缙诎缪輷嵊叩耐度氤潭龋惤悦鳎?998）。正是通過(guò)“撫養(yǎng)-贍養(yǎng)”模式，家庭代際之間完成了一種“準(zhǔn)”交換，實(shí)現(xiàn)了資源流動(dòng)的跨期平衡（王躍生，2008）。當(dāng)前，我國(guó)法律政策、宗規(guī)族訓(xùn)和慣習(xí)道德等維系傳統(tǒng)代際功能關(guān)系的制度有所弱化（王躍生，2016），而個(gè)人的道德自律能力也在萎縮（李桂梅，2011），所以農(nóng)村家庭贍養(yǎng)原則已從傳統(tǒng)的無(wú)條件“孝道”轉(zhuǎn)變?yōu)橛袟l件“回報(bào)”。這不僅使代際支持平衡具有了鮮明的社會(huì)公約性質(zhì)，而且也使家庭代際資源流動(dòng)具有了更加突出的交換動(dòng)機(jī)（楊善華和吳愈曉，2003；Silverstein，2007）。比如，老年人常常通過(guò)對(duì)孫子女的隔代照料來(lái)強(qiáng)化代際之間的向上經(jīng)濟(jì)支持（Cong和Silverstein，2008）。因此，基于代際之間多功能關(guān)系及其所決定的代際支持動(dòng)機(jī)，辨析農(nóng)村家庭資源流動(dòng)中的“擠入”或“擠出”效應(yīng)，才能更全面地認(rèn)識(shí)新農(nóng)保的作用機(jī)制。

最后，受特殊文化范式的影響，我國(guó)家庭代際支持涵蓋了經(jīng)濟(jì)支持、生活照料和精神慰藉等多方面內(nèi)容（穆光宗和姚遠(yuǎn)，1999）。所以，家庭養(yǎng)老不僅指代際向上的經(jīng)濟(jì)支持，在很大程度上包含了基于社會(huì)道德、公義維護(hù)和責(zé)任履行的情感交流（陳皆明，1998；王躍生，2008），越來(lái)越表現(xiàn)為多種資源的代際流動(dòng)。另外，隨著城市化、人口流動(dòng)和預(yù)期壽命的延長(zhǎng)，農(nóng)村老人有了更多機(jī)會(huì)提供隔代照料（Chen和Liu，2012；焦娜，2016），那么代際資源流動(dòng)還具有了更為突出的雙向交換特征。因此，大量文獻(xiàn)側(cè)重于檢驗(yàn)子女對(duì)父母的單向經(jīng)濟(jì)支持，既不符合老年人的多元化養(yǎng)老資源需求，也有悖于代際之間雙向資源流動(dòng)的經(jīng)驗(yàn)事實(shí)（焦娜，2016），很難形成有關(guān)新農(nóng)保改革成效的準(zhǔn)確判斷。

借鑒上述研究，本文分析新農(nóng)保的養(yǎng)老保障作用，試圖在以下三個(gè)方面做出貢獻(xiàn)：第一，針對(duì)多種資源的雙向代際流動(dòng)，考察新農(nóng)保對(duì)多功能代際關(guān)系進(jìn)而對(duì)農(nóng)村家庭養(yǎng)老的影響；第二，根據(jù)制度改革和家庭養(yǎng)老特征，辨析農(nóng)村家庭養(yǎng)老質(zhì)量和養(yǎng)老模式變化，以系統(tǒng)化認(rèn)識(shí)新農(nóng)保的養(yǎng)老保障作用；第三，考慮到新農(nóng)保作用的時(shí)滯性，文章將在不同收入、健康和居住情景下檢驗(yàn)農(nóng)村老人養(yǎng)老狀況變化，以全面評(píng)價(jià)新農(nóng)保改革的實(shí)際效果。

三、新農(nóng)保作用于農(nóng)村家庭養(yǎng)老的理論機(jī)制

根據(jù)新農(nóng)保制度設(shè)計(jì)和農(nóng)村家庭代際支持的特征，本文將從親子間互動(dòng)的角度來(lái)分析新農(nóng)保對(duì)多功能代際關(guān)系，進(jìn)而對(duì)農(nóng)村家庭養(yǎng)老質(zhì)量和養(yǎng)老模式的影響。

（一）新農(nóng)保與農(nóng)村家庭養(yǎng)老質(zhì)量變化

1. 養(yǎng)老金籌集方式改革與公共投資增長(zhǎng)。為了“逐步解決農(nóng)村居民老有所養(yǎng)問(wèn)題”，新農(nóng)保在養(yǎng)老金的籌集和發(fā)放方式上做出了重要調(diào)整，將“個(gè)人繳費(fèi)、集體補(bǔ)助、政府補(bǔ)貼相結(jié)合”，“對(duì)符合領(lǐng)取條件的參保人全額支付基礎(chǔ)養(yǎng)老金”。新農(nóng)保規(guī)定，“基礎(chǔ)養(yǎng)老金標(biāo)準(zhǔn)為每人每月55元”，中央財(cái)政對(duì)中西部地區(qū)的基礎(chǔ)養(yǎng)老金給予全額補(bǔ)助，對(duì)東部地區(qū)給予50%的補(bǔ)助，而地方政府也要給予參保人每年不低于30元的補(bǔ)貼。顯然，與“舊農(nóng)?！毕啾龋罗r(nóng)保大幅度增加了養(yǎng)老金的公共投資部分，這必然會(huì)提高農(nóng)村老人的經(jīng)濟(jì)收入。

借鑒消費(fèi)者需求理論，本文將農(nóng)村老人的多種養(yǎng)老資源抽象為兩類(lèi)，即經(jīng)濟(jì)支持和時(shí)間支持（日常照料和精神慰藉）。由此，考慮兩類(lèi)養(yǎng)老資源的可替代性，可以構(gòu)造出農(nóng)村家庭養(yǎng)老的等質(zhì)量線，而兩類(lèi)養(yǎng)老資源總量就形成了農(nóng)村家庭養(yǎng)老的預(yù)算線，如圖1所示。農(nóng)村老人經(jīng)濟(jì)收入的提高，將使農(nóng)村家庭養(yǎng)老均衡從等質(zhì)量線U1向更高的等質(zhì)量線U3移動(dòng)。

2. 公共投資的“擠入”效應(yīng)與隱性向上轉(zhuǎn)移支付。大量研究表明，養(yǎng)老金發(fā)放有可能會(huì)“擠出”代際轉(zhuǎn)移支付①這里的轉(zhuǎn)移支付指的是，成年子女與老年父母之間定期或不定期進(jìn)行的現(xiàn)金與實(shí)物贈(zèng)予。在本文研究中，它與隱性轉(zhuǎn)移支付共同構(gòu)成了代際之間的經(jīng)濟(jì)支持。。不過(guò)，如前文所述，在孝道倫理和社會(huì)規(guī)范的軟性約束下，家庭代際資源流動(dòng)將趨于一種社會(huì)公約的相對(duì)平衡（王躍生，2011）。作為家庭內(nèi)在功能和核心使命的體現(xiàn)，這種平衡是社會(huì)歷史漫長(zhǎng)進(jìn)化的“自然”結(jié)果，很難在短期內(nèi)被改變（張正軍和劉瑋，2012；焦娜，2016），所以上述“擠出”效應(yīng)應(yīng)該很小。相反，農(nóng)村家庭的代際支持很可能存在交換動(dòng)機(jī)，從而使公共投資具有了“擠入”效應(yīng)①除了代際支持的交換動(dòng)機(jī)，針對(duì)新農(nóng)?！皵D入”效應(yīng)的解釋還有以下兩個(gè)方面：一方面，新農(nóng)保會(huì)釋放出老年人的養(yǎng)老需求，比如醫(yī)療保健和照料服務(wù)等，由此將提高養(yǎng)老支出，從而帶動(dòng)子女增加向上的經(jīng)濟(jì)支持（Cox，1987；Fan，2012；程令國(guó)等，2013）；另一方面，由于一些經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)移和非正式照料是隱含在居住安排之中的，參保以后很多老人選擇獨(dú)居，這將使部分代際經(jīng)濟(jì)支持顯性化，從而在表面上增加了子女對(duì)老人的代際轉(zhuǎn)移（程令國(guó)等，2013；江克忠等，2014）。，因此將大幅增加子女向上的轉(zhuǎn)移支付（程令國(guó)等，2013；楊政怡，2016）。

圖1 新農(nóng)保改革與農(nóng)村家庭養(yǎng)老均衡

另外，新農(nóng)保規(guī)定：“已年滿(mǎn)60周歲、未享受城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇的，不用繳費(fèi)，可以按月領(lǐng)取基礎(chǔ)養(yǎng)老金，但其符合參保條件的子女應(yīng)當(dāng)參保繳費(fèi)”。根據(jù)現(xiàn)有統(tǒng)計(jì)資料，按月領(lǐng)取基本養(yǎng)老金（55元），即因子女參保而不用繳費(fèi)的農(nóng)村老人占參保人員總數(shù)的48.73%。這種基于家庭代際關(guān)系的“捆綁式”參保要求，必然在農(nóng)村家庭產(chǎn)生一種強(qiáng)制的隱性向上轉(zhuǎn)移支付（寧滿(mǎn)秀，2015）。

所以，基于上述兩方面分析，隱性和顯性轉(zhuǎn)移支付的增加共同擴(kuò)大了代際向上的經(jīng)濟(jì)支持。在圖1中，如果不考慮多種養(yǎng)老資源的相互替代，農(nóng)村家庭將在更高的等質(zhì)量線U3上達(dá)到養(yǎng)老均衡，即補(bǔ)償預(yù)算線的切點(diǎn)A′。由此提出假設(shè)1：新農(nóng)保改革及其所決定的代際支持變化會(huì)提高農(nóng)村老人的經(jīng)濟(jì)收入，進(jìn)而能改善其養(yǎng)老狀況。

（二）新農(nóng)保與農(nóng)村家庭養(yǎng)老模式變化

新農(nóng)保改變了農(nóng)村家庭的預(yù)算約束，會(huì)影響農(nóng)村老人的經(jīng)濟(jì)來(lái)源、居住安排及日常照料等整個(gè)養(yǎng)老方式（程令國(guó)等，2013）。借鑒陳芳和方長(zhǎng)春（2014）的研究，本文將農(nóng)村家庭養(yǎng)老模式界定為：農(nóng)村家庭配置養(yǎng)老資源的穩(wěn)定方式。

1. 農(nóng)村養(yǎng)老的經(jīng)濟(jì)資源偏好。首先，當(dāng)前農(nóng)村家庭養(yǎng)老的內(nèi)容極大萎縮，主要是提供最基本的經(jīng)濟(jì)資源，甚至在生活照料和精神慰藉方面出現(xiàn)了代際向下支持（肖倩和楊澤娟，2010）。所以，農(nóng)村老人普遍缺乏物質(zhì)生活保障，常常表現(xiàn)出極強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)資源偏好（張正軍，2012）。其次，按照“?；尽钡脑瓌t，新農(nóng)保也主要關(guān)注于農(nóng)村老人的基本生活所需，其內(nèi)容主要體現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)支持方面（張思鋒等，2013）。最后，在相關(guān)法律法規(guī)中，如《老年人權(quán)益保障法》和《婚姻法》等，贍養(yǎng)義務(wù)同樣被界定于經(jīng)濟(jì)資源領(lǐng)域，對(duì)時(shí)間支持缺乏明確規(guī)定，并且不具有實(shí)際操作意義（李欣，2011）。

因此，無(wú)論是基于農(nóng)村生活現(xiàn)實(shí)和新農(nóng)保制度設(shè)計(jì)，還是根據(jù)相關(guān)法律法規(guī)，農(nóng)村家庭養(yǎng)老都表現(xiàn)出強(qiáng)烈的經(jīng)濟(jì)資源偏好。在圖1中，農(nóng)村家庭養(yǎng)老的等質(zhì)量線將非常平坦，如曲線U1、U2和U3所示。那么，新農(nóng)保在提高了農(nóng)村老人的經(jīng)濟(jì)收入，改善其養(yǎng)老狀況的同時(shí)，必然改變兩類(lèi)養(yǎng)老資源配置，使家庭養(yǎng)老均衡由A′點(diǎn)向B點(diǎn)移動(dòng)。

2. 代際支持的跨期平衡原則。在新農(nóng)保改革之前，為了滿(mǎn)足農(nóng)村老人的多元化養(yǎng)老需求，如圖1中均衡點(diǎn)A所示，兩類(lèi)養(yǎng)老資源會(huì)達(dá)到某種配置均衡，形成一種相對(duì)穩(wěn)定的養(yǎng)老模式（穆光宗和姚遠(yuǎn)，1999）。但是，如前文所述，新機(jī)制“擠入”了子女向上的隱性和顯性轉(zhuǎn)移支付。那么，按照代際支持的跨期平衡原則，子女向上的時(shí)間支持就會(huì)隨之減少（焦娜，2016）。

綜合上述兩方面因素，如圖1所示，新農(nóng)保在提高農(nóng)村老人經(jīng)濟(jì)收入和改善其養(yǎng)老狀況的同時(shí)，會(huì)把農(nóng)村家庭的養(yǎng)老均衡從A′點(diǎn)移動(dòng)到B點(diǎn)，最終代際向上的時(shí)間支持將由X11降低到。由此提出假設(shè)2：根據(jù)農(nóng)村養(yǎng)老的經(jīng)濟(jì)資源偏好以及代際支持的跨期平衡原則，新農(nóng)保在提高農(nóng)村老人經(jīng)濟(jì)收入的同時(shí)，會(huì)降低代際向上的時(shí)間支持，從而將改變農(nóng)村家庭養(yǎng)老模式。

綜上所述，新農(nóng)保會(huì)顯著提高農(nóng)村老人的經(jīng)濟(jì)收入進(jìn)而改善其養(yǎng)老狀況，同時(shí)也會(huì)改變農(nóng)村家庭的代際支持關(guān)系及其所決定的家庭養(yǎng)老模式。不過(guò)，這些有關(guān)新農(nóng)保養(yǎng)老保障作用的機(jī)理分析尚需經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的支持。

四、檢驗(yàn)方法和數(shù)據(jù)說(shuō)明

根據(jù)前文分析，農(nóng)村老人是否參加新農(nóng)保不僅取決于個(gè)人特征，而且還與其家庭收入和代際關(guān)系等因素緊密相關(guān)。為了克服由此可能產(chǎn)生的樣本選擇偏差和內(nèi)生性問(wèn)題，本文將采用固定效應(yīng)模型、DID（倍差法）和DDPSM方法（傾向匹配倍差法）對(duì)參保家庭的代際關(guān)系、養(yǎng)老質(zhì)量和養(yǎng)老模式逐項(xiàng)加以檢驗(yàn)。

（一）檢驗(yàn)方法

檢驗(yàn)新農(nóng)保的養(yǎng)老保障作用，關(guān)鍵是解決研究樣本的選擇性偏差以及估計(jì)方程的內(nèi)生性問(wèn)題。一方面，年齡大、不健康和預(yù)期壽命長(zhǎng)的老年人可能更愿意參加保險(xiǎn)（張曄等，2016），而受“捆綁式”參保要求的影響，經(jīng)濟(jì)條件較差的老人會(huì)被排除在參保范圍之外，所以研究樣本存在選擇偏差。另一方面，風(fēng)險(xiǎn)偏好和預(yù)期收入流等變量不可觀測(cè)，在家庭養(yǎng)老質(zhì)量和養(yǎng)老模式估計(jì)中易成為遺漏變量（寧滿(mǎn)秀，2015），進(jìn)而會(huì)產(chǎn)生內(nèi)生性問(wèn)題。因此，為了消除不隨時(shí)間變化遺漏變量的影響，本文使用固定效應(yīng)模型進(jìn)行相關(guān)估計(jì)；為了盡量剔除隨時(shí)間變化遺漏變量的影響，采用DID方法重新進(jìn)行相關(guān)估計(jì)；為了解決樣本選擇偏差，使用DDPSM方法再次進(jìn)行檢驗(yàn)性分析。

1. 固定效應(yīng)模型。固定效應(yīng)模型能夠在一定程度上消除不隨時(shí)間變化因素的影響，從而可以部分解決由遺漏變量所產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題，估計(jì)方程是：

其中，Yijt表示j省的老人i在第t年的代際支持和養(yǎng)老質(zhì)量。Dit表示老人i在第t年的參保情況，參保時(shí)Dit取值為1，否則取值為0。Xijt表示一系列隨時(shí)間變化的控制變量，包括老人的個(gè)體特征、子女特征、居住條件和家庭經(jīng)濟(jì)狀況等。Zj為地區(qū)虛擬變量，μt表示年份固定效應(yīng)，θi是老人i不隨時(shí)間變化的固定特征。γ是新農(nóng)保作用的估計(jì)值。

2. DID方法。固定效應(yīng)模型可以解決不隨時(shí)間變化因素的影響，但是隨時(shí)間變化的因素并不能得到很好的解決。為了提高估計(jì)精度，本文將2011年未領(lǐng)取養(yǎng)老金而2013年領(lǐng)取養(yǎng)老金的農(nóng)村老人樣本歸為實(shí)驗(yàn)組，把2011年和2013年均未領(lǐng)取養(yǎng)老金的農(nóng)村老人樣本歸為控制組，然后通過(guò)組內(nèi)和組間兩次差分構(gòu)建一個(gè)準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)，以進(jìn)一步解決由遺漏變量所產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題，具體估計(jì)方程為：

其中，Yijt表示j省的老人i在第t年的代際支持和養(yǎng)老質(zhì)量。Di=1表示老人i屬于實(shí)驗(yàn)組，Di=0表示其屬于控制組。Tt為時(shí)間虛擬變量，Tt=1表示調(diào)查年份為2013年，Tt=0表示調(diào)查年份為2011年。DiTt是參保情況與時(shí)間虛擬變量的交互項(xiàng)，γ即為新農(nóng)保作用的估計(jì)值。Xijt是一系列控制變量，與估計(jì)方程（1）相比，增加了性別、職業(yè)和教育程度等不隨時(shí)間變化的因素。

3. DDPSM方法。DID方法要求實(shí)驗(yàn)組與控制組樣本在參保以外不存在任何其他差別，這限制了研究結(jié)論的可靠性。為了提高估計(jì)精度，借鑒已有研究，本文將PSM方法與DID方法相結(jié)合，使用DDPSM方法重新進(jìn)行了相關(guān)估計(jì)。DDPSM方法通過(guò)計(jì)算傾向得分為每一個(gè)實(shí)驗(yàn)組樣本匹配相應(yīng)的控制組樣本，不僅可以保留DID方法的優(yōu)勢(shì)，而且能夠減少兩組樣本在參保以外的其他差異，縮小選擇性偏差的影響，使得估計(jì)過(guò)程更加接近于一個(gè)隨機(jī)試驗(yàn)。具體估計(jì)方程同方程式（2）①本文對(duì)DDPSM所要求的重疊假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)，實(shí)驗(yàn)組與控制組的傾向分值非常接近，匹配處理后僅損失少量樣本。另外，DDPSM的平衡性檢驗(yàn)也表明，匹配后實(shí)驗(yàn)組與控制組中各變量的均值差異都不顯著，并且各變量的均值偏差都小于0.1，由此可以斷定樣本匹配質(zhì)量較高。。

（二）數(shù)據(jù)說(shuō)明

1. 數(shù)據(jù)來(lái)源。本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)老年人養(yǎng)老與健康追蹤調(diào)查（China Health and Retirement Longitudinal Survey，CHARLS）。該調(diào)查由北京大學(xué)國(guó)家發(fā)展研究院主持，旨在收集具有全國(guó)代表性的45歲及以上居民的高質(zhì)量微觀數(shù)據(jù)。全國(guó)基線調(diào)查始于2011年，每?jī)赡曜粉櫿{(diào)查一次，調(diào)查范圍覆蓋了全國(guó)28個(gè)省區(qū)的150個(gè)縣，450個(gè)村（社區(qū)），涉及家庭10 199戶(hù)，個(gè)人17 424人，該數(shù)據(jù)總體上反映了我國(guó)中老年群體的真實(shí)情況。

本文選取2011年和2013年兩期數(shù)據(jù)合成面板數(shù)據(jù)。在2011年接受調(diào)查的17 711個(gè)樣本中，共有15 191個(gè)在2013年再次接受了調(diào)查。新農(nóng)保規(guī)定，年滿(mǎn)60周歲的農(nóng)村戶(hù)籍人口才有資格領(lǐng)取養(yǎng)老金，所以本文只保留了截至2011年已年滿(mǎn)60周歲的農(nóng)村戶(hù)籍樣本，共計(jì)4 994人。對(duì)于部分已經(jīng)開(kāi)展城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)試點(diǎn)的地區(qū)，本文將領(lǐng)取城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)金且屬于農(nóng)村戶(hù)籍的樣本也視為領(lǐng)取了新農(nóng)保養(yǎng)老金。為了滿(mǎn)足準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)分析對(duì)數(shù)據(jù)樣本的要求，本文刪除了2011年新農(nóng)保改革試點(diǎn)地區(qū)的所有樣本，共計(jì)2 025人②有研究認(rèn)為，新農(nóng)保試點(diǎn)地區(qū)的選取不是隨機(jī)的，而是與各地經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、社會(huì)保障體系完善程度和地方財(cái)政等因素相關(guān)，所以試點(diǎn)地區(qū)與非試點(diǎn)地區(qū)樣本之間很可能存在系統(tǒng)性差異（宮曉霞和王洋，2013；寧滿(mǎn)秀，2015；桑秀麗等，2016）。為了消除這種系統(tǒng)性差異的影響，本文刪除了2011年新農(nóng)保試點(diǎn)地區(qū)的所有樣本。這樣既可以保證基期樣本全部為未參保樣本，以滿(mǎn)足DID分析的需要，又可以解決自選擇問(wèn)題。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)的IV分析中，本文將這些樣本重新納入估計(jì)方程，并沒(méi)有改變文章的主要研究結(jié)論，所以此處的樣本篩選方式是合理的。。另外，還剔除了2011年至2013年參加老農(nóng)保、商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)或已經(jīng)領(lǐng)取退休金的樣本，共計(jì)499人。最后，如前文所述，考慮到生活不能自理的老人對(duì)養(yǎng)老資源和養(yǎng)老模式具有需求剛性，為了全面考察新農(nóng)保的養(yǎng)老保障作用，本文只選取了2011年和2013年能夠生活自理的農(nóng)村老人樣本③當(dāng)健康水平下降以至于生活不能自理時(shí)，日常照料就成為家庭養(yǎng)老的第一需求（張正軍和劉瑋，2012），養(yǎng)老模式和養(yǎng)老質(zhì)量的變化將嚴(yán)重缺乏彈性。本文判斷是否能夠生活自理的標(biāo)準(zhǔn)是：ADL和IADL功能是否完好。按照這一標(biāo)準(zhǔn)，刪除了生活不能自理的老年人樣本，共計(jì)721人，占比為31.17%。，其中實(shí)驗(yàn)組樣本為1 222人，控制組樣本為370人。

2. 解釋變量和被解釋變量。如前文所述，本文選擇60歲以上老人是否領(lǐng)取養(yǎng)老金作為主要解釋變量，由此分析新農(nóng)保的養(yǎng)老保障作用。該解釋變量為啞變量，領(lǐng)取養(yǎng)老金者為1，否則為0。為了考察農(nóng)村家庭代際關(guān)系、養(yǎng)老質(zhì)量和養(yǎng)老模式的變化，本文選擇三類(lèi)指標(biāo)作為被解釋變量，具體包括：

第一類(lèi)指標(biāo)反映代際之間的經(jīng)濟(jì)支持關(guān)系，包括：子女向父母以及父母向子女的轉(zhuǎn)移支付，父母獲得的轉(zhuǎn)移支付凈額，以及老人的經(jīng)濟(jì)收入。根據(jù)前文理論分析和CHARLS的調(diào)查問(wèn)卷，雙向轉(zhuǎn)移支付分別是，老年人及其配偶在過(guò)去一年中從不同子女、孫子女處獲得的現(xiàn)金和實(shí)物，以及老年人及其配偶在過(guò)去一年中向不同子女、孫子女提供的現(xiàn)金和實(shí)物；父母獲得的轉(zhuǎn)移支付凈額指的是，子女向父母與父母向子女轉(zhuǎn)移支付的差額；老人的經(jīng)濟(jì)收入指的是，在過(guò)去一年中獲得的非勞動(dòng)收入，包括社會(huì)轉(zhuǎn)移支付和子女轉(zhuǎn)移支付凈額等。相關(guān)數(shù)據(jù)都使用2011年的不變價(jià)格進(jìn)行了平減處理。

第二類(lèi)指標(biāo)反映代際之間的時(shí)間支持關(guān)系。本文采用老人與子女見(jiàn)面的頻繁程度以及是否獨(dú)居來(lái)大體反映代際向上的時(shí)間支持，同時(shí)使用父母隔代照料孫子女的小時(shí)數(shù)來(lái)測(cè)度代際向下的時(shí)間支持，由此體現(xiàn)雙向的代際支持關(guān)系。根據(jù)CHARLS的調(diào)查問(wèn)卷，對(duì)老人與子女見(jiàn)面頻繁程度的賦值標(biāo)準(zhǔn)是：如果老人每月至少能與子女見(jiàn)面一次（包括差不多每天見(jiàn)面，每周一次，每半個(gè)月一次，或者每月一次），本文就將其認(rèn)定為見(jiàn)面較為頻繁，賦值為1，而其他情況則賦值為0（包括每三個(gè)月見(jiàn)面一次，半年一次，每年一次，幾乎從來(lái)沒(méi)有以及其他情況）。另外，是否獨(dú)居的賦值標(biāo)準(zhǔn)是：與子女住在一起或者與子女在同一個(gè)院子居?。ɑ蛘咴谙噜彽脑鹤泳幼。┛梢暈榕c子女同居，賦值為0，其他居住安排（同村或者在其他縣、市、省居?。┵x值為1。最后，父母隔代照料孫子女的衡量指標(biāo)是每周父母照顧孫子女的小時(shí)數(shù)。

第三類(lèi)指標(biāo)反映農(nóng)村老人的養(yǎng)老質(zhì)量。一般認(rèn)為，養(yǎng)老質(zhì)量評(píng)價(jià)應(yīng)該包括主觀和客觀兩類(lèi)指標(biāo)，大體可分為四項(xiàng)內(nèi)容：健康和功能狀態(tài)、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、生活滿(mǎn)意度和自我尊重（George和Bearon，1980）。國(guó)內(nèi)學(xué)者的常用指標(biāo)是健康狀況、經(jīng)濟(jì)收入和心理衛(wèi)生等（于普林等，1996）。借鑒這些研究，本文根據(jù)CHARLS的問(wèn)卷設(shè)置，將養(yǎng)老質(zhì)量的評(píng)價(jià)指標(biāo)歸結(jié)為三類(lèi)，即健康和功能狀況、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位以及心理衛(wèi)生情況。

首先，在健康和功能狀況方面，本文選擇認(rèn)知能力來(lái)反映老人的生理健康（孟亦佳，2014），使用自評(píng)健康來(lái)衡量其身體健康狀況（Poortinga，2006；張麗，2015）。其中，如果受訪人能夠準(zhǔn)確地答出調(diào)查的年、月、日、星期和季節(jié)，并且能夠畫(huà)出訪員給出的圖畫(huà)，則認(rèn)為其認(rèn)知能力完好，取值為1，否則取值為0。自評(píng)健康為“極好”、“很好”和“好”的樣本取值為1，否則取值為0。

其次，在社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位方面，本文選擇農(nóng)村老人養(yǎng)老的主要經(jīng)濟(jì)來(lái)源作為衡量指標(biāo)。針對(duì)CHARLS數(shù)據(jù)庫(kù)中的問(wèn)題--“如果您將來(lái)老了干不動(dòng)工作了，您認(rèn)為生活主要來(lái)源是什么”，回答“以養(yǎng)老金為主要生活來(lái)源”的取值為1，否則取值為0。同理，根據(jù)經(jīng)濟(jì)來(lái)源是否為子女、儲(chǔ)蓄或者其他，本文可以構(gòu)建出另外三個(gè)虛擬變量。借鑒張川川等（2017）的研究，本文將選擇經(jīng)濟(jì)來(lái)源為子女和儲(chǔ)蓄的樣本劃歸為家庭養(yǎng)老，賦值為1，否則賦值為0，同樣也可以構(gòu)建出一個(gè)虛擬變量。

最后，在心理衛(wèi)生方面，本文選擇抑郁傾向和生活滿(mǎn)意度作為衡量指標(biāo)。其中，如果受訪人過(guò)去一周出現(xiàn)抑郁感覺(jué)和行為的次數(shù)“很少或根本沒(méi)有”或“不太多”，則認(rèn)為受訪人不存在抑郁傾向，取值為0，否則取值為1。受訪人對(duì)自己的生活感到“極其滿(mǎn)意”或“非常滿(mǎn)意”的，賦值為1，否則賦值為 0。

表1給出了2011年和2013年被解釋變量的統(tǒng)計(jì)描述和差分結(jié)果。顯然，受新農(nóng)保影響，子女對(duì)父母的轉(zhuǎn)移支付顯著增加，父母對(duì)子女的轉(zhuǎn)移支付增加較小，同時(shí)農(nóng)村老人的經(jīng)濟(jì)收入顯著增加。另外，新農(nóng)保顯著降低了老人與子女見(jiàn)面的頻繁程度，增加了農(nóng)村老人的獨(dú)居傾向，而父母照料孫子女的向下時(shí)間支持并不顯著。這初步驗(yàn)證了假設(shè)2，即新農(nóng)保改變了農(nóng)村家庭的養(yǎng)老模式。此外，無(wú)論是從健康和功能狀況，還是從社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和心理衛(wèi)生情況來(lái)看，新農(nóng)保都提高了農(nóng)村老人的養(yǎng)老質(zhì)量。那么，結(jié)合農(nóng)村老人的經(jīng)濟(jì)收入增長(zhǎng)，這也證明了假設(shè)1，即新農(nóng)保改善了農(nóng)村養(yǎng)老狀況。

表1 被解釋變量的統(tǒng)計(jì)描述

續(xù)表 1 被解釋變量的統(tǒng)計(jì)描述

3. 控制變量。除了新農(nóng)保，農(nóng)村家庭的代際關(guān)系、養(yǎng)老質(zhì)量和養(yǎng)老模式也會(huì)受到其他很多因素影響，包括老人的個(gè)體特征、子女特征、居住條件和家庭經(jīng)濟(jì)狀況等（程令國(guó)等，2013；寧滿(mǎn)秀，2015；張曄等，2016）。為了消除這些因素的影響，本文在估計(jì)方程中加入了控制變量，具體包括：

第一類(lèi)指標(biāo)反映農(nóng)村老人的個(gè)體特征，包括老人的年齡、性別、教育水平、婚姻狀況、職業(yè)狀況、健康狀況和預(yù)期壽命等。第二類(lèi)指標(biāo)是子女特征，包括子女平均收入、子女平均受教育水平、成家子女?dāng)?shù)以及父母給予子女大額轉(zhuǎn)移支付情況。第三類(lèi)指標(biāo)反映老年人的居住條件，共分為4個(gè)等級(jí)，可以構(gòu)建4個(gè)啞變量：是否與子女同住、是否與子女分居但同村、是否與子女同市/區(qū)/縣的其他村以及其他情況。第四類(lèi)指標(biāo)是家庭經(jīng)濟(jì)狀況，包括家庭人均收入和是否擁有房產(chǎn)。第五類(lèi)指標(biāo)是地區(qū)虛擬變量。

針對(duì)控制變量的統(tǒng)計(jì)分析表明，實(shí)驗(yàn)組與控制組樣本在某些指標(biāo)上確實(shí)存在明顯差別。①為了簡(jiǎn)化分析，本文沒(méi)有詳列控制變量的統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果，有需要的讀者可以直接向作者索取。這些差別充分說(shuō)明，參保老人與未參保老人之間存在系統(tǒng)性差異，年齡偏小、獨(dú)居的老人更偏好于參加新農(nóng)保。同時(shí)，子女收入高、子女受教育水平低以及曾經(jīng)給予子女大額轉(zhuǎn)移支付的老人，也偏好于參加新農(nóng)保。如果不對(duì)這些因素進(jìn)行有效控制，有可能會(huì)錯(cuò)判新農(nóng)保的政策效果。因此，本文在估計(jì)方程中引入這些因素作為控制變量，并采用DDPSM方法進(jìn)行回歸分析，以消除選擇性偏差的影響。

五、新農(nóng)保養(yǎng)老保障作用的實(shí)證分析

如前文所述，家庭養(yǎng)老的實(shí)現(xiàn)取決于代際關(guān)系的性質(zhì)。根據(jù)制度設(shè)計(jì)和農(nóng)村養(yǎng)老特征，新農(nóng)保將引致農(nóng)村家庭多功能代際關(guān)系的變化，進(jìn)而可以作用于家庭養(yǎng)老模式和養(yǎng)老質(zhì)量。

（一）新農(nóng)保的養(yǎng)老保障作用

1. 農(nóng)村家庭養(yǎng)老質(zhì)量的變化。如表2所示，新農(nóng)保在一定程度上“擠入”了子女向上的轉(zhuǎn)移支付（γDDPSM=0.300＞0，t=1.65），而父母對(duì)子女的轉(zhuǎn)移支付也隨之增加，但很不顯著（γDDPSM=0.378＞0，t=0.56）。所以，從總體上看，親子之間轉(zhuǎn)移支付凈額的變化也很不顯著（t=-0.82）。不過(guò)，三次回歸結(jié)果均表明，參保以后農(nóng)村老人的經(jīng)濟(jì)收入獲得了顯著增長(zhǎng)（γ=812.141、710.922和721.452，t=3.26、2.77和2.80）。按照前文理論分析，考慮到“捆綁式”參保要求所產(chǎn)生的隱性向上轉(zhuǎn)移支付增加，這足以說(shuō)明，新農(nóng)保在整體上是“擠入”了代際向上的經(jīng)濟(jì)支持。

表2 新農(nóng)保的養(yǎng)老保障作用分析

續(xù)表 2 新農(nóng)保的養(yǎng)老保障作用分析

另外，在養(yǎng)老質(zhì)量方面，農(nóng)村老人的健康和功能狀況、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位以及心理衛(wèi)生情況均得到了不同程度的改善。首先，參保老人的認(rèn)知能力和自評(píng)健康水平顯著提高（γDDPSM=0.073和0.058，t=2.02和2.08）；其次，新農(nóng)保增加了農(nóng)村老人的經(jīng)濟(jì)獨(dú)立性，在喪失勞動(dòng)能力以后他們以養(yǎng)老金為主要經(jīng)濟(jì)來(lái)源的概率明顯增加，以?xún)?chǔ)蓄和家庭為主要經(jīng)濟(jì)來(lái)源的概率顯著下降；最后，新農(nóng)保顯著降低了參保老人的抑郁傾向，明顯提升了他們的生活滿(mǎn)意度（γDDPSM=-0.072和0.061，t=-1.75和1.70）。那么，綜合以上兩方面因素，假設(shè)1，得到了證明即新農(nóng)保增加了農(nóng)村老人的經(jīng)濟(jì)收入，提高了他們的養(yǎng)老質(zhì)量。

2. 農(nóng)村家庭養(yǎng)老模式的變化。在代際時(shí)間支持上，新農(nóng)保顯著降低了父母與子女見(jiàn)面的頻繁程度（γDDPSM=-0.059＜0，t=-1.67），同時(shí)也增加了每周父母照看孫子女的小時(shí)數(shù)，但很不顯著（γDDPSM=0.213＞0，t=0.75）。對(duì)比兩方面因素可知，參保以后農(nóng)村老人所獲得的代際時(shí)間支持有所下降。

另外，參保以后農(nóng)村老人的獨(dú)居傾向明顯提高（γDDPSM=0.065＞0，t=1.73），這也證明了代際向上時(shí)間支持的減少。那么，結(jié)合養(yǎng)老金公共投資和代際向上經(jīng)濟(jì)支持的增加，假設(shè)2，得到了驗(yàn)證即新農(nóng)保在提高農(nóng)村老人經(jīng)濟(jì)收入的同時(shí)也改變了農(nóng)村家庭的養(yǎng)老模式。

（二）新農(nóng)保養(yǎng)老保障作用的時(shí)滯性

有學(xué)者認(rèn)為，新農(nóng)保的補(bǔ)助強(qiáng)度較小，很難在短期內(nèi)對(duì)老年人的福利水平產(chǎn)生影響（解堊，2015）。并且，已有實(shí)證研究表明，新農(nóng)保對(duì)代際支持的影響存在時(shí)滯，要等到老人參保半年或者更長(zhǎng)時(shí)間以后其養(yǎng)老保障作用才能在統(tǒng)計(jì)上變得顯著（陳華帥和曾毅，2013）。為了檢驗(yàn)這種時(shí)滯，并驗(yàn)證研究結(jié)論的可靠性，本文以領(lǐng)取6個(gè)月的養(yǎng)老金為時(shí)間段，將研究樣本分為四組，重新進(jìn)行相關(guān)估計(jì)，如表3所示。

表3 新農(nóng)保養(yǎng)老保障作用的時(shí)滯

續(xù)表 3 新農(nóng)保養(yǎng)老保障作用的時(shí)滯

顯然，受新農(nóng)保影響，代際向上的轉(zhuǎn)移支付和時(shí)間支持，以及農(nóng)村老人的經(jīng)濟(jì)收入都普遍在老人參保6個(gè)月以后發(fā)生了顯著變化。在養(yǎng)老質(zhì)量方面，健康和功能狀況以及心理衛(wèi)生情況也主要是在參保6個(gè)月以后發(fā)生明顯改善，而社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位則普遍要等到1年以后才能發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化，甚至生活滿(mǎn)意度要延遲到18個(gè)月以后才會(huì)有明顯提高。

這充分表明，一方面新農(nóng)保的養(yǎng)老保障作用確實(shí)存在時(shí)滯，另一方面采用不同時(shí)間跨度的樣本來(lái)考察新農(nóng)保的養(yǎng)老保障作用可能會(huì)得出不同的研究結(jié)論?？紤]到本文研究樣本的時(shí)間跨度為2年，即2011年和2013年農(nóng)村家庭樣本，前文實(shí)證分析結(jié)果完全可以形成對(duì)新農(nóng)保改革成效的準(zhǔn)確判斷。

（三）新農(nóng)保養(yǎng)老保障作用的群體差異

很多研究表明，家庭收入水平、老年人的健康狀況和居住條件對(duì)新農(nóng)保的養(yǎng)老保障作用具有決定性影響。為了反映這些因素的影響，本文將研究樣本進(jìn)行分組，估計(jì)結(jié)果顯示，新農(nóng)保會(huì)使低收入、不健康、獨(dú)居老人在養(yǎng)老質(zhì)量和養(yǎng)老模式方面產(chǎn)生更為顯著的變化。①為了簡(jiǎn)化分析，本文沒(méi)有詳列新農(nóng)保養(yǎng)老保障作用群體差異的估計(jì)結(jié)果，有需要的讀者可以直接向作者索取。

首先，低收入家庭的經(jīng)濟(jì)資源較為匱乏，通常會(huì)表現(xiàn)出更為強(qiáng)烈的物質(zhì)資源偏好。所以，相對(duì)于高收入家庭，參保以后低收入樣本的經(jīng)濟(jì)收入增長(zhǎng)更為顯著，代際向上的時(shí)間支持減少更為明顯，養(yǎng)老狀況的改善也更加普遍。比如：在認(rèn)知能力、抑郁傾向以及是否依賴(lài)養(yǎng)老金、儲(chǔ)蓄和家庭為主要經(jīng)濟(jì)來(lái)源等方面，低收入樣本的養(yǎng)老狀況都改善更大，也更為顯著。其次，與健康老人相比，受新農(nóng)保改革的影響，不健康老人的居住方式調(diào)整更普遍，其經(jīng)濟(jì)收入提高更顯著，所獲得時(shí)間支持的下降也更加明顯。同時(shí)，參保以后不健康老人的養(yǎng)老狀況得到了較為一致而顯著的改善。再次，對(duì)于獨(dú)居的參保老人，其子女向上的時(shí)間支持減少更為明顯。并且，在社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位方面，參保以后獨(dú)居老人的養(yǎng)老狀況也得到了更加突出的改善。最后，按照領(lǐng)取養(yǎng)老金的額度進(jìn)行分組，檢驗(yàn)結(jié)果與按收入水平分組基本相同。這都印證了已有文獻(xiàn)的研究結(jié)論，也證明了前文分析的可靠性。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)② 為了簡(jiǎn)化分析，本文沒(méi)有詳列穩(wěn)健性檢驗(yàn)的估計(jì)結(jié)果，有需要的讀者可以直接向作者索取。

本文從改變研究方法和調(diào)整研究樣本兩方面，重新估計(jì)了新農(nóng)保的養(yǎng)老保障作用。在改變研究方法上，本文通過(guò)變換核匹配（Kernel Matching）法的帶寬選擇，采用工具變量法（IV）和半?yún)?shù)DID模型（SDID），以及參照張曄等人（2016）的研究，將傾向分值作為控制變量加入DID方程，對(duì)前文分析進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。相關(guān)估計(jì)結(jié)果基本類(lèi)似于DDPSM分析，初步驗(yàn)證了上述實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。

在調(diào)整研究樣本上，為了提高估計(jì)精度，本文刪除了兩期調(diào)查數(shù)據(jù)中配合程度較低以及認(rèn)知能力有障礙的172個(gè)樣本（占比為10.80%）。以此為基礎(chǔ)，估計(jì)結(jié)果也基本與DDPSM分析一致，說(shuō)明前文研究結(jié)論是穩(wěn)健的。另外，老年人的死亡可能會(huì)導(dǎo)致前文研究樣本的損耗偏誤（程令國(guó)等，2013），所以本文還估計(jì)了新農(nóng)保對(duì)老人死亡率和臨終養(yǎng)老質(zhì)量的影響。結(jié)果顯示，新農(nóng)保改善了臨終老人的養(yǎng)老狀況，樣本損耗不會(huì)影響前文研究結(jié)論。

六、研究結(jié)論與政策建議

長(zhǎng)期以來(lái)，家庭養(yǎng)老是農(nóng)村養(yǎng)老的主要形式，其中傳統(tǒng)的代際功能關(guān)系是實(shí)現(xiàn)家庭養(yǎng)老的前提和基礎(chǔ)。近年來(lái)，隨著我國(guó)人口經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及法律政策、宗規(guī)族訓(xùn)和慣習(xí)道德等維系傳統(tǒng)代際功能關(guān)系的制度逐漸弱化，農(nóng)村養(yǎng)老問(wèn)題日益嚴(yán)峻。為此，我國(guó)進(jìn)行了一系列養(yǎng)老制度改革，其中2009年的新農(nóng)保改革被寄予了厚望，也是最為重要的改革組成部分。隨著改革的逐步深入，新農(nóng)保養(yǎng)老保障作用成為了學(xué)界和政府關(guān)注的焦點(diǎn)。本文論證了新農(nóng)保對(duì)多功能代際關(guān)系進(jìn)而對(duì)農(nóng)村家庭養(yǎng)老的影響，有利于全面認(rèn)識(shí)此次改革的實(shí)際效果。

研究結(jié)果表明：第一，伴隨養(yǎng)老金公共投資部分的增長(zhǎng)及其對(duì)代際向上經(jīng)濟(jì)支持的“擠入”效應(yīng)，新農(nóng)保顯著提高了農(nóng)村老人的經(jīng)濟(jì)收入進(jìn)而改善了其養(yǎng)老狀況。第二，按照代際支持的跨期平衡原則以及農(nóng)村養(yǎng)老的經(jīng)濟(jì)資源偏好，新農(nóng)保在提高農(nóng)村老人經(jīng)濟(jì)收入的同時(shí)，降低了代際向上的時(shí)間支持，從而改變了農(nóng)村家庭養(yǎng)老模式。第三，新農(nóng)保的養(yǎng)老保障作用存在時(shí)滯和群體差異，低收入、不健康和獨(dú)居老人對(duì)養(yǎng)老金的反映更為敏感，預(yù)期能夠獲得更大、更加顯著的改革成效。

據(jù)此，為了解決農(nóng)村養(yǎng)老問(wèn)題，第一，要進(jìn)一步增加對(duì)養(yǎng)老金的公共投資，使農(nóng)村老人的經(jīng)濟(jì)收入達(dá)到更高水平，以更為有效地提高其養(yǎng)老質(zhì)量；第二，要調(diào)整“捆綁式”參保要求，減少子女向上的隱性轉(zhuǎn)移支付，讓子女在日常照料和精神慰藉方面發(fā)揮更大作用，使新農(nóng)保真正成為農(nóng)村家庭養(yǎng)老的擴(kuò)展、補(bǔ)充而非替代；第三，要擴(kuò)大低收入、不健康和獨(dú)居老人的參保比例，優(yōu)化養(yǎng)老資源的配置結(jié)構(gòu)，增強(qiáng)新農(nóng)保的養(yǎng)老保障作用。

最后，需要指出的是，隨著人們預(yù)期壽命的延長(zhǎng)，三代或多代同堂的家庭不斷增加，這將形成多層代際關(guān)系并存的局面。那么，以多層代際關(guān)系為基礎(chǔ)，分析隔代照料、養(yǎng)老示范及代際支持平衡等問(wèn)題，有利于更為精確地評(píng)估新農(nóng)保的養(yǎng)老保障作用，也應(yīng)該是未來(lái)相關(guān)研究的重要方向。