劉 佩，孫立娟

(對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 保險(xiǎn)學(xué)院，北京 100029)

一、引言

十九大以來，鄉(xiāng)村振興作為一項(xiàng)戰(zhàn)略目標(biāo)被提升到前所未有的高度，其中完善農(nóng)村養(yǎng)老保障制度是一項(xiàng)重要工作。在人口老齡化過程中，農(nóng)村地區(qū)面臨著更高的養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)：一方面，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，大量青壯年外出務(wù)工，出現(xiàn)大量“留守老人”“空巢老人”，導(dǎo)致農(nóng)村人口老齡化高于全國平均水平；另一方面，農(nóng)村社會(huì)事業(yè)發(fā)展嚴(yán)重滯后，農(nóng)村居民的養(yǎng)老、醫(yī)療保障制度尚不健全，一系列人口結(jié)構(gòu)變化和經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展對(duì)我國農(nóng)村養(yǎng)老保障工作提出了更高要求。

2009年，國務(wù)院發(fā)布《關(guān)于開展新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)試點(diǎn)指導(dǎo)意見》，確定在農(nóng)村地區(qū)開展新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)(簡稱“新農(nóng)?！?，以保障農(nóng)村居民年老時(shí)的基本生活。2011年，國務(wù)院又發(fā)布《關(guān)于開展城鎮(zhèn)居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)試點(diǎn)的指導(dǎo)意見》，決定為城鎮(zhèn)地區(qū)沒有參?；韭毠ゐB(yǎng)老保險(xiǎn)的居民建立養(yǎng)老保險(xiǎn)，并于2014年將二者合并為城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)。城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)實(shí)行社會(huì)統(tǒng)籌與個(gè)人賬戶相結(jié)合的模式，社會(huì)統(tǒng)籌部分由基礎(chǔ)養(yǎng)老金支付，完全由國家財(cái)政承擔(dān)；個(gè)人賬戶部分主要強(qiáng)調(diào)個(gè)人的繳費(fèi)義務(wù)，設(shè)置不同的繳費(fèi)檔次，地方政府會(huì)根據(jù)個(gè)人的繳費(fèi)進(jìn)行補(bǔ)貼。由于繳費(fèi)差異和地區(qū)差異，領(lǐng)取水平差異較大。2019年，農(nóng)村居民養(yǎng)老金的全國平均水平大約為每年1200元，參考2018年國家貧困線標(biāo)準(zhǔn)的3200元，目前的養(yǎng)老金保障水平仍處于較低水平。并且，在2015年的中國綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)數(shù)據(jù)中，接近一半的45歲以上受訪者認(rèn)為有子女的老人養(yǎng)老責(zé)任應(yīng)該由子女承擔(dān)。(1)2015年的中國綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)數(shù)據(jù)庫中，關(guān)于養(yǎng)老觀念的問題是：認(rèn)為有子女的老人的養(yǎng)老責(zé)任應(yīng)該由誰承擔(dān)？(1.主要由政府負(fù)責(zé)；2.主要由子女負(fù)責(zé)；3.主要由老人自己負(fù)責(zé)；4.政府/子女/老人責(zé)任均攤。在45歲及以上的樣本中，對(duì)應(yīng)以上四個(gè)回答分別為868、3931、581、2851，還有75個(gè)缺失值，占比分別是10.45%、47.33%、6.99%、34.32%、0.9%)。由此可見，無論是現(xiàn)實(shí)情境下的理性選擇還是主觀的養(yǎng)老意愿和養(yǎng)老觀念，社會(huì)養(yǎng)老在農(nóng)村地區(qū)的保障作用有待提高，家庭養(yǎng)老依然是農(nóng)村養(yǎng)老支持體系中的核心。

家庭養(yǎng)老的實(shí)質(zhì)是代際交換(穆光宗、姚遠(yuǎn)，1999)[1]，子女為老年父母提供經(jīng)濟(jì)支持、生活照料和精神慰藉等多方面支持(穆光宗，2002)[2]，父母也在為子女提供力所能及的幫助，如照料孫輩、家務(wù)料理等?，F(xiàn)有文獻(xiàn)基本證實(shí)了居民養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)老人的福利效應(yīng)，如減少貧困(范辰辰、陳東，2014)[3]、促進(jìn)消費(fèi)(岳愛等，2013)[4]、提高養(yǎng)老質(zhì)量(張曄等，2016)[5]、提升幸福感(楊勝利等，2016)[6]等，但關(guān)于居民養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)子女提供經(jīng)濟(jì)支持的影響研究還沒有達(dá)成一致結(jié)論，且少有對(duì)其影響機(jī)制進(jìn)行研究。因此，使用2013年和2015年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)數(shù)據(jù)，以60歲及以上的農(nóng)村老年人為研究對(duì)象，采用IV-Tobit模型，考察養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)子女提供經(jīng)濟(jì)支持的影響，并使用中介效應(yīng)模型探究其作用機(jī)制，有助于清晰認(rèn)識(shí)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭資源配置的影響，對(duì)進(jìn)一步優(yōu)化居民養(yǎng)老保險(xiǎn)制度設(shè)計(jì)、提高政策效果具有重要的意義。

文章結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是文獻(xiàn)綜述和理論假設(shè)；第三部分是理論模型；第四部分是數(shù)據(jù)來源和變量的描述性統(tǒng)計(jì)；第五部分是實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果；第六部分是穩(wěn)健性檢驗(yàn)和討論；第七部分是結(jié)論及政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述與理論假設(shè)

主要從轉(zhuǎn)移動(dòng)機(jī)和家庭代際交往研究居民養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)代際經(jīng)濟(jì)支持的影響。在不同的轉(zhuǎn)移動(dòng)機(jī)下，養(yǎng)老金收入對(duì)代際經(jīng)濟(jì)支持的影響方向是相反的；家庭代際交往關(guān)系的復(fù)雜性和異質(zhì)性則可能會(huì)導(dǎo)致政策效果在不同地區(qū)和不同人群之間有所差異，因此結(jié)合已有文獻(xiàn)和現(xiàn)實(shí)國情進(jìn)行研究至關(guān)重要。

在理論文獻(xiàn)中，解釋私人轉(zhuǎn)移的動(dòng)機(jī)包括利他動(dòng)機(jī)和交換動(dòng)機(jī)。利他動(dòng)機(jī)主張私人轉(zhuǎn)移是為了讓轉(zhuǎn)移接受方過得更好，收入越低的人收到私人轉(zhuǎn)移的概率和數(shù)量越高(Barro,1974;Becker,1974)[7～8]，轉(zhuǎn)移以金錢、實(shí)物或者遺產(chǎn)的形式出現(xiàn)。如Laitner & Juster(1996)研究發(fā)現(xiàn)，在一定范圍內(nèi)，父母傾向于給未來預(yù)期收入較低的子女留下較多的遺產(chǎn)[9]。然而，Altonji et al.(1992)使用美國收入動(dòng)態(tài)面板研究數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了利他主義模型的可靠性[10]，并于1997年檢驗(yàn)了利他主義程度，結(jié)果均拒絕利他動(dòng)機(jī)模型假設(shè)[11]。相比之下，交換動(dòng)機(jī)得到了更多的實(shí)證檢驗(yàn)。交換動(dòng)機(jī)認(rèn)為收入越高，獲得私人轉(zhuǎn)移的概率和數(shù)量越高，或者說私人轉(zhuǎn)移是為了交換某一種服務(wù)(Bernheim et al.,1985; Cox，1987)[12～13]，其核心特征是“交換”，如給出的轉(zhuǎn)移與收到的轉(zhuǎn)移表現(xiàn)為正相關(guān)關(guān)系(Cox and Rank，1992；Cox and Jakubson，1995；Cox et al.，1998)[14～16]、陪伴時(shí)間或提供的其他服務(wù)與收到的轉(zhuǎn)移呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系(Lillard et al.，1997；Künemund and Rein，1999)[17～18]，或者是收入更高的轉(zhuǎn)移接受方對(duì)其提供的服務(wù)要求更高的付費(fèi)(Aldieri and Fiorillo，2015)[19]。更多研究則表明，家庭的異質(zhì)性較大，單一動(dòng)機(jī)無法解釋復(fù)雜的家庭代際交往關(guān)系，其動(dòng)機(jī)可能因群體、收入水平不同而有所差異(Park ，2003)[20]。Kazianga(2006)使用布基納法索的數(shù)據(jù)證實(shí)，利他動(dòng)機(jī)在中等收入人群中明顯，在低收入人群中則不明顯[21]。Brown et al.(2008)的混合動(dòng)機(jī)模型證明，存在一個(gè)父母收入的閾值，在閾值下表現(xiàn)為利他動(dòng)機(jī)，在閾值上表現(xiàn)為交換動(dòng)機(jī)[22]。Wu and Li(2014)對(duì)中國家庭進(jìn)行研究，在考慮了老年人的醫(yī)療支出之后，子女與父母之間的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)移支持利他動(dòng)機(jī)，交換動(dòng)機(jī)只存在于針對(duì)兒子，交換的服務(wù)是照顧孫子[23]。Cai et al.(2006)對(duì)中國城鎮(zhèn)老人研究發(fā)現(xiàn)，在低收入老人中，子女的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)移更多表現(xiàn)為利他動(dòng)機(jī)，當(dāng)老年人陷入貧困時(shí)，子女會(huì)增加轉(zhuǎn)移支付[24]。Lei et al.(2012)研究中國家庭內(nèi)部的經(jīng)濟(jì)交往發(fā)現(xiàn)，子女給父母的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)移與子女的教育、經(jīng)濟(jì)狀況以及父母的經(jīng)濟(jì)狀況有關(guān)[25]。

基于不同的研究對(duì)象和研究方法，公共轉(zhuǎn)移對(duì)私人轉(zhuǎn)移的影響沒有形成一致的結(jié)論。有大量研究證實(shí)了公共轉(zhuǎn)移或者養(yǎng)老金計(jì)劃降低了收到轉(zhuǎn)移的概率(Fan，2010)[26]，對(duì)私人轉(zhuǎn)移存在部分?jǐn)D出作用(Cox et al.，1992; Cox et al.，2004; Jensen,2004；陳華帥、曾毅，2013)[27～30]，甚至完全的擠出作用(Juarez，2009)[31]。但也有學(xué)者得出了不同的結(jié)論，認(rèn)為養(yǎng)老金計(jì)劃不會(huì)擠出私人轉(zhuǎn)移，或者這種作用在不同群體之間是不同的。Künemund和 Rein( 1999)對(duì)美國、德國、加拿大、日本和英國這5個(gè)國家的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，并未發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老金對(duì)子女的轉(zhuǎn)移支付具有替代效應(yīng)[18]。Kazianga(2006)則認(rèn)為這種擠出效應(yīng)在低收入人群中不明顯[21]。江克忠等(2013)對(duì)中國的研究發(fā)現(xiàn)，在交換動(dòng)機(jī)主導(dǎo)下，社會(huì)保障收入不會(huì)擠出代際經(jīng)濟(jì)支持[32]。張川川與陳斌開(2014)研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)于已經(jīng)獲得轉(zhuǎn)移支付的老年人，新農(nóng)保收入對(duì)他們獲得的私人轉(zhuǎn)移數(shù)額不存在顯著影響[33]。寧滿秀(2015)利用2011年CHARLS數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，在新農(nóng)保實(shí)施初期，“家庭捆綁”機(jī)制并沒有對(duì)傳統(tǒng)家庭養(yǎng)老產(chǎn)生強(qiáng)烈的擠出效應(yīng)[34]。王翌秋與陳青霞(2017)使用2011年和2013年CHARLS數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老金收入不僅不會(huì)降低子女的代際支持，反而提高了子女的經(jīng)濟(jì)支持[35]。

雖然對(duì)養(yǎng)老金的擠出作用的研究很多，但是研究其影響機(jī)制的文獻(xiàn)較少。本文認(rèn)為可以從家庭資源配置的角度進(jìn)行分析。在中國農(nóng)村，家庭文化濃厚，養(yǎng)兒防老觀念根深蒂固，出于對(duì)子女的愛護(hù)和自身的情感需求，很多老人都主動(dòng)承擔(dān)了孫輩照料的責(zé)任，同時(shí)還承擔(dān)了家庭的農(nóng)業(yè)勞作，甚至從事一些非農(nóng)工作賺取收入以減輕子女負(fù)擔(dān)。有大量研究發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老金收入可以緩解資金約束，影響老年人的勞動(dòng)供給(Bertrand，2003；黃宏偉等，2014；張川川等，2015；Li et al.，2018；Wang et al.,2018)[36～40]，甚至提高提前退休概率(Filho,2008)[41]，并且這種影響在不同性別、教育水平、年齡的群體中存在異質(zhì)性(Ruhm，1996；Wang and Marcotte,2007；French et al.,2012)[42～44]。勞動(dòng)時(shí)間降低后，老人有更多的時(shí)間用于閑暇(Cheng et al.,2018)[45]或者其他家庭活動(dòng)，如照料孫輩。有研究表明照料孫輩的需求會(huì)顯著影響勞動(dòng)供給甚至退休決策(Hochman and Lewin-Epstein,2013)[46]。如Lumsdaine et al.(2015) 發(fā)現(xiàn)孫輩照料會(huì)影響女性的勞動(dòng)供給和退休決策[47]。李琴與周先波(2018)使用2011年和2013年CHARLS數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老保險(xiǎn)降低了老年人的資金約束，老年人直接增加了對(duì)小孩的照料時(shí)間[48]。而代際經(jīng)濟(jì)支持可能是對(duì)老人提供孫輩照料服務(wù)的一種付費(fèi)，王翌秋與陳青霞(2017)的研究結(jié)果也證實(shí)了老年人照顧孫輩的時(shí)間與來自子女的經(jīng)濟(jì)支持呈正相關(guān)關(guān)系[35]。

基于已有的研究，本文試圖解決和回答以下幾個(gè)問題：養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)代際經(jīng)濟(jì)支持是否有影響，擠入還是擠出？影響渠道如何？此影響在不同群體間是否存在異質(zhì)性？

提出如下研究假設(shè):

假設(shè)1：養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)影響代際經(jīng)濟(jì)支持，通過收入和孫輩照料兩個(gè)渠道影響代際經(jīng)濟(jì)支持。一方面，養(yǎng)老保險(xiǎn)直接增加了老年人的收入,另一方面，養(yǎng)老保險(xiǎn)收入放松了老年人的資金約束，老年人會(huì)減少勞動(dòng)時(shí)間，從而增加照料孫輩的時(shí)間。

假設(shè)2：成年子女會(huì)根據(jù)父母的經(jīng)濟(jì)狀況和照料孫輩的時(shí)間來給予父母經(jīng)濟(jì)支持。

假設(shè)3：成年子女與父母之間的經(jīng)濟(jì)支持同時(shí)受利他動(dòng)機(jī)和交換動(dòng)機(jī)的影響。

三、理論模型

基于已有文獻(xiàn)研究，借鑒李琴與周先波(2018)的方法[48]，建立一個(gè)理論模型。

設(shè)老年人的總時(shí)間是T，分配于閑暇L和勞動(dòng)H，閑暇時(shí)間包括真正的閑暇時(shí)間l和照料小孩的時(shí)間Lc，照料孫輩的時(shí)間所占比例為θ，即L=l+Lc=(1-θ)L+θL。假定θ是常數(shù)，則其總時(shí)間T分配在真正的休息時(shí)間(l)、照料孩子(Lc)以及勞動(dòng)時(shí)間(H)，即T=L+H=l+Lc+H。記w為勞動(dòng)的平均小時(shí)工資，P為養(yǎng)老金收入，A為外生給定的其他財(cái)富如儲(chǔ)蓄或者投資收入等，因此老年人的收入為wH+A+P。

transfer是成年子女提供給老年父母的經(jīng)濟(jì)支持即代際經(jīng)濟(jì)支持。假設(shè)子女對(duì)父母的經(jīng)濟(jì)狀況較為了解，代際經(jīng)濟(jì)支持是其父母經(jīng)濟(jì)狀況和孫輩照料時(shí)間的線性函數(shù)，即transfer=a+b(wH+A+P)+?Lc。其中，?>0,即成年子女希望父母多花時(shí)間照顧子女。b∈(-1,1)，出于理性經(jīng)濟(jì)人的基本假定，|b|≠1，以保證成年子女從自己與父母的經(jīng)濟(jì)交往中始終可以得到正回報(bào)。

設(shè)C為老年人的消費(fèi)，其資金約束為C≤wH+A+P+transfer。老年人的效用函數(shù)為U(C，L)，假設(shè)它是擬凹函數(shù)，則滿足：

(1)

C′(L)=-U2/U1<0，U(C,L) 還滿足：

(2)

老年人先最大化其消費(fèi)C和總閑暇時(shí)間L,然后根據(jù)比例θ將總閑暇時(shí)間分配于真正休息和照顧家里的小孩，其最優(yōu)化問題是：

(3)

該最優(yōu)化問題的解為L*,滿足：

U2((1+b)(wT+A)+a+(1+b)P+(?θ-w-bw)L*,L*)=(w+bw-?θ)U1((1+b)(wT+A)+a+(1+b)P+(?θ-w-bw)L*,L*)

(4)

(5)

對(duì)公式(4)兩邊關(guān)于P求偏導(dǎo)，得：

(6)

公式(6)的分母和U1總為正,因此?L*/?P的正負(fù)取決于(U12-U2U11)的符號(hào)，假設(shè)總閑暇是正常品，當(dāng)U12-U2U11>0時(shí)，養(yǎng)老金P對(duì)老年人總閑暇時(shí)間的影響為正。

因此養(yǎng)老金對(duì)老年人孫輩照料時(shí)間和勞動(dòng)時(shí)間的影響分別是：

(7)

由公式(7)可知，養(yǎng)老金對(duì)老年人的孫輩照料時(shí)間的邊際影響為正，對(duì)勞動(dòng)時(shí)間的邊際影響為負(fù)，即有了養(yǎng)老保險(xiǎn)之后老年人會(huì)減少其勞動(dòng)時(shí)間，增加照料孫輩的時(shí)間。

養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)代際經(jīng)濟(jì)支持transfer的影響是：

(8)

從公式(8)無法直觀判斷其正負(fù)，其正負(fù)取決于?、θ、b、w的符號(hào)和大小。

從以上理論分析可知，養(yǎng)老保險(xiǎn)不僅會(huì)影響老年人的勞動(dòng)供給，也可能會(huì)改變家庭內(nèi)部的資源配置，其影響路徑如圖1。一方面，養(yǎng)老保險(xiǎn)收入改善了老年人的經(jīng)濟(jì)狀況，出于某種動(dòng)機(jī)，成年子女會(huì)調(diào)整提供給老年父母的經(jīng)濟(jì)支持，這是直接效應(yīng)。另一方面，老年人有了養(yǎng)老保險(xiǎn)收入之后，資金約束得到放松，出于對(duì)閑暇的偏好，老年人可能會(huì)降低其勞動(dòng)時(shí)間，這會(huì)產(chǎn)生兩個(gè)間接效應(yīng)：一是勞動(dòng)時(shí)間降低，其收入會(huì)減少；二是老年人的勞動(dòng)時(shí)間降低后有更多的閑暇時(shí)間用于照料孫輩，子女會(huì)根據(jù)父母收入和照料孫輩的時(shí)間變化來調(diào)整其經(jīng)濟(jì)支持。因此，多個(gè)渠道的總效應(yīng)可能為正，也可能為負(fù)，取決于?、θ、b、w的符號(hào)和大小，即各個(gè)家庭內(nèi)部父母與成年子女的稟賦和偏好，這也可能正是現(xiàn)有文獻(xiàn)結(jié)論不一致的內(nèi)在原因之一。以下實(shí)證分析中，將利用中介效應(yīng)方法對(duì)各個(gè)渠道進(jìn)行檢驗(yàn)，研究養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)代際經(jīng)濟(jì)支持的影響。

圖1 養(yǎng)老保險(xiǎn)影響代際經(jīng)濟(jì)支持的路徑圖

四、數(shù)據(jù)來源及變量設(shè)定

文中所用數(shù)據(jù)來自健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CHARLS)。CHARLS數(shù)據(jù)是由北京大學(xué)國家發(fā)展研究院主導(dǎo)的兩年一次的追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，調(diào)查對(duì)象為中國45 歲及以上居民。全國基線調(diào)查于2011年開展，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1.7萬人參與，目前有2013年及2015年兩次追蹤調(diào)查。CHARLS數(shù)據(jù)主要涵蓋了受訪者的人口學(xué)背景，工作、退休和養(yǎng)老金情況，健康狀況和醫(yī)療保障情況、詳細(xì)的家庭收入、支出和資產(chǎn)狀況等，是社會(huì)學(xué)、經(jīng)濟(jì)學(xué)、人口學(xué)等研究的重要數(shù)據(jù)來源。使用2013年和2015年兩期調(diào)查數(shù)據(jù)，選擇60歲及以上的農(nóng)村老人，在剔除關(guān)鍵變量缺失的樣本之后，分別得到2512個(gè)、2949個(gè)個(gè)體數(shù)據(jù)。

納入研究基本信息 共納入15項(xiàng)RCT[9-20]，均在英文期刊發(fā)表，合計(jì)12 755例患者，均為隨機(jī)雙盲、多中心臨床研究。各項(xiàng)研究中試驗(yàn)組與對(duì)照組在年齡、性別比例、病程、治療周期以及治療前PASI評(píng)分、體表面積權(quán)重、生物制劑治療史 （入組前接受優(yōu)特克單抗、阿達(dá)木單抗、依那西普等治療）等一般資料均衡，有可比性。納入各項(xiàng)研究療程在12～52周不等，但納入分析的數(shù)據(jù)均為12周末。見表1。

(一)變量選取及設(shè)定

考察養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村家庭代際經(jīng)濟(jì)支持的影響及可能的影響渠道，關(guān)鍵變量如下，其數(shù)據(jù)說明見表1。

被解釋變量是成年子女給父母雙方的經(jīng)濟(jì)支持總數(shù)，包括現(xiàn)金幫助和實(shí)物幫助，存在大量零值數(shù)據(jù)，采用取對(duì)數(shù)處理(2)存在大量零值數(shù)據(jù)，取log(養(yǎng)老金收入+1)，后文的工資收入、照料時(shí)間、勞動(dòng)時(shí)間、農(nóng)業(yè)用地面積、生活支出變量做同樣處理。。

核心解釋變量是指是否參保居民養(yǎng)老保險(xiǎn)。該變量存在內(nèi)生性問題，可能存在一些不可觀測的因素，同時(shí)影響了老年人的參保決策和代際經(jīng)濟(jì)支持，或者存在遺漏變量等問題。本文采用工具變量來減少內(nèi)生性問題的影響，工具變量的條件是與內(nèi)生變量高度相關(guān)，與擾動(dòng)項(xiàng)無關(guān)。選擇同一社區(qū)(村莊)參加居民養(yǎng)老保險(xiǎn)的比例作為工具變量。在農(nóng)村，農(nóng)村居民的決策受鄰居影響較大，而一個(gè)社區(qū)(村莊)的參保比例與老人收到的代際經(jīng)濟(jì)支持以及居民的個(gè)體和家庭特征無關(guān)，因此滿足工具變量的要求。后文的IV-Tobit估計(jì)結(jié)果的Wald檢驗(yàn)也支持了該工具變量的有效性。

中介變量包括過去一年的勞動(dòng)時(shí)間以及用于照料孫輩的總時(shí)間。勞動(dòng)時(shí)間分為農(nóng)業(yè)勞動(dòng)和非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)。對(duì)于老年人及其配偶同時(shí)照顧幾個(gè)孩子的情況，將每個(gè)小孩的照料時(shí)間加總，得到全照料時(shí)間總數(shù)。

控制變量包括個(gè)人特征(如年齡、性別、婚姻狀態(tài)、健康狀況、受教育程度)和家庭特征(如家庭規(guī)模、家庭人均年消費(fèi)、家庭人均農(nóng)業(yè)用地面積)，為控制時(shí)間固定效應(yīng)，加入年份虛擬變量。

表1 變量說明

(二)描述性統(tǒng)計(jì)

表2記錄了描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從結(jié)果看，參保個(gè)體收到的代際經(jīng)濟(jì)支持高于未參保組和總體平均水平。未參保組個(gè)體的工資收入高于參保組，參保組的工資收入低于總體平均水平。參保組個(gè)體照料孫輩的總小時(shí)數(shù)略低于總體均值，低于參保組。參保組個(gè)體的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間高于未參保組，非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間低于總體平均水平和未參保組。從控制變量看，參保組的男性比例、在婚比例、教育水平、健在子女?dāng)?shù)、家庭規(guī)模、略高于未參保組和全樣本均值，參保組的平均年紀(jì)、患慢性病比例、家庭人均消費(fèi)和人均農(nóng)業(yè)用地面積低于全樣本均值和未參保組。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表2(續(xù))

(三) 計(jì)量模型選擇

從理論模型分析可知，養(yǎng)老保險(xiǎn)可能會(huì)通過老年人的工資收入和照料孫輩的時(shí)間影響子女提供的代際經(jīng)濟(jì)支持?；?013年和2015年CHARLS數(shù)據(jù)，按中介效應(yīng)檢驗(yàn)流程步驟對(duì)理論假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證。中介效應(yīng)模型可以分析自變量對(duì)因變量影響的過程和作用機(jī)制,相比單純分析自變量對(duì)因變量影響的同類研究,中介分析不僅方法上有進(jìn)步，而且往往能得到更多更深入的結(jié)果，經(jīng)過多年的發(fā)展，目前普遍認(rèn)為比較好的檢驗(yàn)方法是Bootstrap 法直接檢驗(yàn)系數(shù)乘積(Zhao et al.,2010;溫忠麟、葉寶娟，2014)[49～50]。

第一步，在控制工作收入、照料時(shí)間和其他變量X的情況下，考察居民養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)代際經(jīng)濟(jì)支持的邊際影響，此時(shí)得到的是居民養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)代際經(jīng)濟(jì)支持的總效應(yīng)，計(jì)量模型為：

(9)

(10)

(11)

第三步，在分離出工資收入和孫輩照料時(shí)間的作用后，考察居民養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)代際經(jīng)濟(jì)支持的直接影響：

(12)

若以上渠道效應(yīng)顯著，則說明居民養(yǎng)老保險(xiǎn)通過影響工資收入和孫輩照料時(shí)間進(jìn)而影響代際經(jīng)濟(jì)支持的假設(shè)是可信的，但是，居民養(yǎng)老保險(xiǎn)又是如何影響工資收入和孫輩照料時(shí)間的呢？本文認(rèn)為可能的影響機(jī)制是，老年人有養(yǎng)老金收入之后，會(huì)減少勞動(dòng)時(shí)間，從而增加其孫輩照料時(shí)間，勞動(dòng)時(shí)間降低的同時(shí)工資收入也會(huì)降低，子女根據(jù)父母的收入和照料時(shí)間的變化來調(diào)整經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)移。

若工資收入的渠道效應(yīng)顯著， 則在方程(10)的基礎(chǔ)上，按照以下步驟估計(jì)：

首先，在控制其他變量X的情況下，考察居民養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間和非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間的邊際影響，模型為：

(13)

(14)

其次，在控制勞動(dòng)時(shí)間和其他變量X的情況下，考察居民養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)工資收入的直接影響：

(15)

若照料時(shí)間渠道效應(yīng)顯著，結(jié)合方程(11)、(12)、(13)、(14)的估計(jì)結(jié)果，在控制勞動(dòng)時(shí)間和其他變量X的情況下，考察居民養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)照料時(shí)間的直接影響：

(16)

在以上估計(jì)結(jié)果的基礎(chǔ)上，根據(jù)前文的中介效應(yīng)檢驗(yàn)流程進(jìn)行檢驗(yàn)。

五、實(shí)證分析結(jié)果及討論

(一)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)代際經(jīng)濟(jì)支持的影響研究

表3的模型(1)～(4)分別是用IV-Tobit對(duì)方程(9)、(10)、(11)、(12)的估計(jì)結(jié)果。按照中介效應(yīng)檢驗(yàn)流程，首先，檢驗(yàn)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)代際經(jīng)濟(jì)支持的總邊際效應(yīng)。

從模型(1)的結(jié)果看，在控制其他變量的情況下，在1%顯著性水平上，有養(yǎng)老保險(xiǎn)的老人收到的代際經(jīng)濟(jì)支持比沒有養(yǎng)老保險(xiǎn)的老人平均多出157.5%。假設(shè)2和3部分成立，即子女對(duì)父母的經(jīng)濟(jì)支持與父母的孫輩照料時(shí)間顯著正相關(guān)，符合交換動(dòng)機(jī)的特征，但是與父母工作收入的正相關(guān)關(guān)系不顯著。

其次，依次檢驗(yàn)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)中介變量的邊際影響以及居民養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)代際經(jīng)濟(jì)支持的直接影響。

模型(2)的結(jié)果可以看出，養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)工資收入的邊際影響在5%水平上顯著為負(fù)。在1%水平上，男性老人的工資收入顯著高于女性，年齡變量顯著為負(fù)，教育變量顯著為正，家庭人均年消費(fèi)的邊際影響在5%顯著性水平上顯著為正。在10%顯著性水平上，家庭規(guī)模變量顯著為負(fù)，婚姻、是否有慢性病、健在子女?dāng)?shù)、人均農(nóng)業(yè)用地面積、年份變量不顯著。

模型(3)的結(jié)果表明，養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)照料時(shí)間的邊際影響在1%水平上顯著為正。在1%顯著性水平上，年齡變量顯著為負(fù)，健在子女?dāng)?shù)、家庭規(guī)模、人均年消費(fèi)變量、年份變量顯著為正。婚姻變量在10%水平上顯著為正。性別、受教育年限、是否有慢性病變量不顯著。

模型(4)報(bào)告了養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)代際經(jīng)濟(jì)支持的直接影響。在分離了工作收入和照料時(shí)間對(duì)代際經(jīng)濟(jì)支持的影響之后，在1%水平上，養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)代際經(jīng)濟(jì)支持的直接影響降低至147.4%，照料時(shí)間對(duì)代際經(jīng)濟(jì)支持的邊際影響顯著為正。工資收入對(duì)代際經(jīng)濟(jì)支持的邊際影響為正，但是不顯著。其他控制變量的邊際影響符號(hào)和顯著性不變，只是數(shù)值稍微變化。

表3 IV-Tobit模型估計(jì)結(jié)果(養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)代際經(jīng)濟(jì)支持的影響)

表3(續(xù))

根據(jù)以上結(jié)果，照料時(shí)間在兩步估計(jì)過程的系數(shù)都是顯著的，說明這一中介變量的間接效應(yīng)是顯著的，而工資收入有一個(gè)估計(jì)系數(shù)不顯著，需要用Bootstrap方法檢驗(yàn)其渠道效應(yīng)是否顯著，結(jié)果如表4。參保對(duì)代際經(jīng)濟(jì)支持的直接影響顯著，但是通過工資收入的間接影響不顯著。因此可以終止對(duì)這一渠道的分析。

表4 工資收入的Bootstrap中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

最后，報(bào)告中介效應(yīng)量,結(jié)果見表5。養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)代際經(jīng)濟(jì)支持的直接效應(yīng)為正，通過照料時(shí)間的影響效應(yīng)顯著為正，占直接效應(yīng)的20.15%；工資收入的渠道效應(yīng)為負(fù)，屬于遮掩效應(yīng)，但是不顯著；總的間接效應(yīng)占比僅為16.15%。

表5 養(yǎng)老保險(xiǎn)影響代際經(jīng)濟(jì)支持的渠道效應(yīng)

(二)照料時(shí)間的影響渠道研究

進(jìn)一步對(duì)方程(13)、(14)、(16)進(jìn)行估計(jì)，研究養(yǎng)老保險(xiǎn)如何影響照料時(shí)間，主要解釋變量的估計(jì)結(jié)果如表6。從模型(1)的回歸結(jié)果看，居民養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)照料時(shí)間的總效應(yīng)在1%水平上顯著為正。模型(2)、(3)分別是可能的中介變量的估計(jì)結(jié)果，在1%顯著性水平上，參保會(huì)顯著降低非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間，對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間的邊際影響是顯著為正的，但是降低的非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間多于增加的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間，因此總體勞動(dòng)時(shí)間是減少的，支持了假設(shè)1，即參保會(huì)降低老人的勞動(dòng)供給，增加孫輩照料時(shí)間。模型(4)報(bào)告了在分離勞動(dòng)時(shí)間之后養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)照料時(shí)間的直接影響?？梢钥闯觯B(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)照料時(shí)間的邊際影響依然顯著為正，數(shù)值稍微有所降低，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間對(duì)照料時(shí)間的邊際影響顯著為正。農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間在兩步估計(jì)結(jié)果中都顯著，因此通過農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間影響照料時(shí)間的渠道效應(yīng)是顯著的。

表6 IV-Tobit估計(jì)結(jié)果(養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)照料時(shí)間的影響)

從表6的估計(jì)結(jié)果看，需要對(duì)非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間變量進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。表7報(bào)告了非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間的Bootstrap中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果，可以看出非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間對(duì)照料時(shí)間的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)都不顯著。

表7 非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間的Bootstrap中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

最后報(bào)告間接效應(yīng)、直接效應(yīng)、總效應(yīng)及其占比。結(jié)果見表8，養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)照料時(shí)間的直接影響占大部分，通過農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間的影響顯著，且占比達(dá)到26.23%，但是通過非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間的間接影響不顯著。

表8 養(yǎng)老保險(xiǎn)影響照料時(shí)間的渠道效應(yīng)

(三)性別差異

在表3和表6的估計(jì)結(jié)果中，性別變量都是顯著的。為驗(yàn)證性別是否會(huì)對(duì)結(jié)果造成不同的影響，按性別分組進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見表9。從結(jié)果看，養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)代際經(jīng)濟(jì)支持、工資收入、照料時(shí)間的影響因性別而不同。與女性相比，養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)男性收到的代際經(jīng)濟(jì)支持的影響更大。若參加養(yǎng)老保險(xiǎn)，男性的工資收入顯著降低，照料時(shí)間顯著增加，而對(duì)女性的影響則不顯著。

進(jìn)一步研究養(yǎng)老保險(xiǎn)影響照料時(shí)間的性別差異和影響渠道，估計(jì)結(jié)果如表10。從結(jié)果看，養(yǎng)老保險(xiǎn)顯著增加了男性老年人的孫輩照料時(shí)間，對(duì)女性的照料時(shí)間的影響則不顯著。養(yǎng)老金收入對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間的邊際影響差異不大，對(duì)女性非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間的影響大于男性。

以上結(jié)果表明，養(yǎng)老保險(xiǎn)的作用渠道可能是：養(yǎng)老金收入放松了家庭的資金約束，老人的勞動(dòng)時(shí)間降低，增加了照料孫輩的時(shí)間，進(jìn)而獲得子女更多的經(jīng)濟(jì)支持。具體來說，男性老人降低勞動(dòng)時(shí)間之后，有更多的時(shí)間用于照顧孫輩，獲得更多的經(jīng)濟(jì)支持；女性減少的非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間更多，但是女性增加的照料時(shí)間和代際經(jīng)濟(jì)支持比男性少，這可能是由于農(nóng)村女性參加的非農(nóng)勞動(dòng)本來就不多，并且承擔(dān)了絕大部分的孫輩工作，因此邊際效應(yīng)不顯著，這也符合農(nóng)村社會(huì)“男主外、女主內(nèi)”的家庭分工模式。當(dāng)然這個(gè)假設(shè)需要進(jìn)一步的研究來證實(shí)。

表9 按性別分組的估計(jì)結(jié)果

表10 按性別分組的照料時(shí)間的影響渠道估計(jì)結(jié)果

表10(續(xù))

六、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，用面板數(shù)據(jù)的混合OLS回歸進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表11?？梢钥闯?，與前文的IV-Tobit估計(jì)的系數(shù)正負(fù)性和顯著性一致，只是數(shù)值稍微有所差別，這也證實(shí)了估計(jì)結(jié)果的可信度。

表11 面板OLS回歸結(jié)果

七、結(jié)論與政策建議

(一)研究結(jié)論

利用2013年和2015年的CHARLS數(shù)據(jù)，以60歲及以上老年人為研究對(duì)象，運(yùn)用IV-Tobit模型估計(jì)了城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村家庭代際經(jīng)濟(jì)支持的影響，并使用中介效應(yīng)模型探究了可能的影響渠道。結(jié)果表明，參加養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)老年人收到的代際經(jīng)濟(jì)支持的總效應(yīng)是顯著為正的，在控制工資收入、照料時(shí)間的條件下，養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)代際經(jīng)濟(jì)支持的直接影響依然顯著為正。從影響渠道看，養(yǎng)老保險(xiǎn)通過工資收入的間接影響為負(fù)，但是不顯著；通過照料時(shí)間的間接影響顯著為正，占比間接影響的20.15%，這證實(shí)了家庭內(nèi)部的交換動(dòng)機(jī)，交換的服務(wù)是孫輩照料。

進(jìn)一步研究了養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)照料時(shí)間的影響機(jī)制，結(jié)果表明，養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)照料時(shí)間的總效應(yīng)顯著為正，在控制農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間和非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間的條件下，養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)照料時(shí)間的直接影響依然顯著為正。從影響渠道看，養(yǎng)老保險(xiǎn)通過農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間的間接影響顯著為正，其間接效應(yīng)占比26.23%，通過非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的間接效應(yīng)為負(fù)，但是不顯著。

以上估計(jì)結(jié)果均呈現(xiàn)出明顯的性別差異，因此分性別樣本進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)代際經(jīng)濟(jì)支持、工資收入、照料時(shí)間的影響因性別而不同。與女性相比，養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)男性收到的代際經(jīng)濟(jì)支持的影響更大。養(yǎng)老保險(xiǎn)可能是通過顯著降低男性勞動(dòng)供給，從而增加夫妻倆的孫輩照料時(shí)間，進(jìn)一步影響代際經(jīng)濟(jì)支持。

(二)政策建議

城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)作為保障農(nóng)村居民生活的政策，旨在提高老年人福利，降低子女負(fù)擔(dān)。從研究結(jié)果看，養(yǎng)老保險(xiǎn)初步達(dá)到了引導(dǎo)家庭資源配置的作用。養(yǎng)老保險(xiǎn)不僅沒有擠出代際經(jīng)濟(jì)支持，反而對(duì)代際經(jīng)濟(jì)支持有促進(jìn)作用，老年人用于照顧孫輩的時(shí)間顯著增多，這有利于兒童的成長，提高未來的人力資本。但是仍然存在一些問題，養(yǎng)老保險(xiǎn)雖然降低了老年人的勞動(dòng)供給，但是主要是減少非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)反而增加了，這可能的解釋是，養(yǎng)老保險(xiǎn)的保障水平較低，不足以讓老年人放棄農(nóng)業(yè)勞動(dòng)帶來的收益。因此，在未來的發(fā)展中，建議在財(cái)政可持續(xù)的范圍內(nèi)，逐步加大對(duì)城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)的補(bǔ)貼制度，提高保障水平。