初立蘋　許宇星

摘 要：基于CHARLS數(shù)據(jù)，使用雙重差分法評估城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌對子女經(jīng)濟(jì)支持的影響。結(jié)果表明：城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌使農(nóng)村老年人收到的子女經(jīng)濟(jì)支持總額增加24.9%，這種提升作用主要通過降低農(nóng)村老年人勞動供給時間、增加照料孫輩的時間得以實現(xiàn)。同時城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌對子女經(jīng)濟(jì)支持的促進(jìn)效應(yīng)在與子女同住、經(jīng)濟(jì)支持來源于兒子的農(nóng)村老年人中更加顯著。鑒于此，政府應(yīng)逐步提高養(yǎng)老保險統(tǒng)籌層次，有序縮小城鄉(xiāng)居民的養(yǎng)老保險待遇差距。

關(guān)鍵詞： 城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌；子女經(jīng)濟(jì)支持；雙重差分法；孫輩照料

中圖分類號：F842 文獻(xiàn)標(biāo)識碼： A 文章編號：1003-7217（2023）06-0021-07

一、引言與文獻(xiàn)綜述

自20世紀(jì)90年代以來，我國老齡化問題日益凸顯。第七次人口普查數(shù)據(jù)顯示，60歲及以上人口比例為18.7%，其中65歲及以上人口比例為13.5%，表明我國人口老齡化呈加速趨勢[1，2]。根據(jù)2018年中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)，在45歲及以上的農(nóng)村居民中，認(rèn)為有子女的老人養(yǎng)老責(zé)任應(yīng)由子女承擔(dān)的比例接近60%，說明家庭養(yǎng)老在農(nóng)村仍占主流。然而隨著經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展，農(nóng)村家庭結(jié)構(gòu)逐漸走向小型化、少子化，使得家庭內(nèi)部的養(yǎng)老資源在不斷弱化①；同時，大量農(nóng)村青壯年外出務(wù)工，造成農(nóng)村老年人與子女生活空間上分離，傳統(tǒng)“侍奉在側(cè)”的家庭養(yǎng)老模式將逐漸被打破[3，4]，這些對我國農(nóng)村養(yǎng)老保障制度提出更高的要求[5]。

2009年9月國務(wù)院決定開展新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險（簡稱“新農(nóng)?！保┰圏c工作，逐步解決農(nóng)村居民老有所養(yǎng)的問題。然而城鄉(xiāng)養(yǎng)老保障體系分割依舊存在，而且農(nóng)村居民養(yǎng)老成本也在不斷上升。在此背景下，2014年2月國務(wù)院決定將城鎮(zhèn)居民社會養(yǎng)老保險與新農(nóng)保兩項制度合并實施，建立城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險（簡稱“城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險”），這一舉措稱為城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌②。城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌使得農(nóng)村居民與城鎮(zhèn)居民享受同等養(yǎng)老待遇，并與其他社會保障政策相配套，進(jìn)一步發(fā)揮家庭養(yǎng)老等傳統(tǒng)養(yǎng)老模式的積極作用，顯著提升了養(yǎng)老保障體系的公平性。

理論上，養(yǎng)老保險制度會影響子女對父母的經(jīng)濟(jì)支持（簡稱“子女經(jīng)濟(jì)支持”）?，F(xiàn)有研究大多關(guān)注新農(nóng)保對子女經(jīng)濟(jì)支持的影響，但尚未得出一致結(jié)論。一類觀點認(rèn)為，新農(nóng)保會“擠出”子女經(jīng)濟(jì)支持，這種觀點的理論基礎(chǔ)是利他主義動機[6，7]。原因在于，老年人通過領(lǐng)取養(yǎng)老金來改善生活質(zhì)量，進(jìn)而減輕對子女依賴程度，自然也減弱子女對父母的贍養(yǎng)行為 [8-10]。另一類觀點則認(rèn)為，新農(nóng)保會“擠入”子女經(jīng)濟(jì)支持，這種觀點的理論基礎(chǔ)是交換動機。交換動機的核心在于“交換”，私人轉(zhuǎn)移支付是為了獲取接收方的遺產(chǎn)或服務(wù)，例如提供家庭勞務(wù)或照料孫子女等[11]，接受轉(zhuǎn)移方的收入與其獲取私人轉(zhuǎn)移支付的概率呈正相關(guān)關(guān)系[12，13]。此外，也有研究表明新農(nóng)保與子女經(jīng)濟(jì)支持之間不存在顯著關(guān)系[14-16]。

與此同時，學(xué)者們重點探究了城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌對居民生活的影響。隨淑敏等發(fā)現(xiàn)，統(tǒng)籌之后的城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險提高居民儲蓄率，這一促進(jìn)效應(yīng)對于低收入家庭、45歲以上的參保者以及農(nóng)村居民更為明顯[17]。劉奧龍發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌降低農(nóng)業(yè)人口勞動供給時間，而且這種影響在勞動者性別以及不同地區(qū)存在著差異[18]。喬晗和劉奧龍也發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌使農(nóng)村家庭消費支出增加，農(nóng)村家庭的消費結(jié)構(gòu)有所優(yōu)化[19]。

通過既有文獻(xiàn)的梳理，可以看出關(guān)于子女經(jīng)濟(jì)支持的研究成果較豐富，但仍有待拓展。一是大多數(shù)研究以是否參保這一個體行為為研究視角，少有文獻(xiàn)從養(yǎng)老保險制度發(fā)展來探討對子女經(jīng)濟(jì)支持的影響。二是多數(shù)學(xué)者以統(tǒng)籌之后的城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險為研究主題，但鮮有探討政策實施效果?；诖耍疚氖褂秒p重差分法來評估統(tǒng)籌政策實施前后子女經(jīng)濟(jì)支持的變化，并通過理論模型進(jìn)一步探究養(yǎng)老保險統(tǒng)籌政策影響子女經(jīng)濟(jì)支持的作用機制。

二、理論分析

城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌改善了以往因戶籍制度導(dǎo)致的城鄉(xiāng)養(yǎng)老保障體系分割的局面，進(jìn)一步縮小了城鄉(xiāng)差距，提升了農(nóng)村居民享受的養(yǎng)老待遇。養(yǎng)老保障水平的提高會使得農(nóng)村老年人勞動供給水平發(fā)生變化，主要體現(xiàn)在，農(nóng)村老年人分配給勞動的時間會顯著減少[18]，而勞動時間減少后，老年人有更多閑暇時間，也就意味著老年人用于照料孫輩的時間會有所增加[20]。

參考李琴和周先波[21]的研究，通過構(gòu)建理論模型進(jìn)一步闡述農(nóng)村老年人參與照料孫輩的時間與子女經(jīng)濟(jì)支持的關(guān)系。

假設(shè)農(nóng)村老年人除去勞動時間以外，剩余時間為其閑暇時間，但老年人可能參與照料孫輩，故其閑暇總時間L分為兩部分，一部分為照料孫輩的時間LC，另一部分為真正的閑暇時間l。假設(shè)農(nóng)村老年人按照一定的比例θ來分配時間，則L=LC+l=θL+（1－θ）L。為簡單起見，假定θ為常數(shù)，則其總時間（即1天24小時）分配在自己真正休閑（l）、照料孫輩（LC）和勞動（H）三個方面，w為農(nóng)村老年人從事勞動的平均小時工資，P為養(yǎng)老金收入，T為子女的轉(zhuǎn)移支付（即經(jīng)濟(jì)支持），A為初始財富。設(shè)C為老年人的消費，其約束滿足C≤wH+A+P+T。設(shè)老年人效用函數(shù)為U（C，L），假設(shè)它為擬凹函數(shù)，則滿足以下條件：

根據(jù)式（10）可知，農(nóng)村老年人照料孫輩的時間與子女經(jīng)濟(jì)支持之間為正相關(guān)關(guān)系，說明家庭內(nèi)部的代際交換中存在交換動機而非利他動機，與許多研究一致[12，20]。城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌實施后農(nóng)村老年人勞動供給時間減少，照料孫輩的時間增加，而根據(jù)式（10）子女將給予父母更多經(jīng)濟(jì)支持以補償父母提供照料孫輩的服務(wù)。據(jù)此提出如下假設(shè)：

假設(shè)1 城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌通過增加農(nóng)村老年人照料孫輩的時間，進(jìn)而使得子女經(jīng)濟(jì)支持增加。

進(jìn)一步，相較于未與子女同住的農(nóng)村老年人，與子女同住的農(nóng)村老年人更可能參與照料孫輩這一過程，進(jìn)而使得子女給予的經(jīng)濟(jì)支持有所增加。此外，兒子是農(nóng)村家庭養(yǎng)老的主要責(zé)任承擔(dān)者，女兒在農(nóng)村家庭養(yǎng)老中更多的是起到補充作用而非替代作用[3]，因此城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌對來自兒子和來自女兒的經(jīng)濟(jì)支持影響也可能存在差異。據(jù)此提出如下假設(shè)：

假設(shè)2 城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌的實施效果會因農(nóng)村老年人居住模式、經(jīng)濟(jì)支持來源的不同而有所差異。

三、數(shù)據(jù)來源、識別策略與變量說明

（一）數(shù)據(jù)來源

原始數(shù)據(jù)來自2013年與2018年CHARLS數(shù)據(jù)。CHARLS數(shù)據(jù)是北京大學(xué)國家發(fā)展研究院主導(dǎo)，旨在收集我國45歲以上中老年人健康、工作和養(yǎng)老等方面的一套高質(zhì)量微觀數(shù)據(jù)庫。針對原始數(shù)據(jù)做以下處理：一是利用個人編碼以及家庭編碼將兩期數(shù)據(jù)中家庭和個人信息相匹配，保留45歲以上、具有農(nóng)村戶籍的樣本，剔除關(guān)鍵變量的異常值及缺失值；二是將樣本限定在參加新農(nóng)?；虺青l(xiāng)居民養(yǎng)老保險的個體，以排除參與其他種類的養(yǎng)老保險可能帶來的影響。

（二）識別策略

采用雙重差分模型（DID），利用兩次差分來消除不隨時間變化的因素所產(chǎn)生的影響。具體來說，將2013年參與新農(nóng)保但2018年參與城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險的居民作為處理組（視作參與城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌），而將2013年和2018年都參與新農(nóng)保的居民作為控制組（視作未參與城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌），以此來構(gòu)建如下的雙重差分模型：

Yit=β0+β1Treati×Postt+β2Xit+ωh+ τt+εit（11）

其中，i表示居民個體，t表示時期。Yit為被解釋變量，表示子女經(jīng)濟(jì)支持。Treati和Postt均為虛擬變量。其中Treati為政策虛擬變量，表示居民是否參與城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌，若2013年參與新農(nóng)保，2018年參與城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險定義為1；2013年與2018年都參與新農(nóng)保則定義為0。Postt為年份虛擬變量，若年份為2013年，則Postt=0；若年份為2018年，則Postt=1。Xit表示一系列可觀測的控制變量，包括個體層面和家庭層面的變量。ωh為家庭固定效應(yīng)，以表示無法觀測的變量，例如家庭環(huán)境和規(guī)范[22]；τt為年份固定效應(yīng)；εit為隨機干擾項。

（三）變量定義與說明

1.被解釋變量。以子女給父母的轉(zhuǎn)移支付（現(xiàn)金幫助和實物幫助之和）來衡量作為被解釋變量的子女經(jīng)濟(jì)支持。由于存在較多零值，采用取對數(shù)的方式進(jìn)行處理。

2.核心解釋變量與控制變量。以是否參與城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌（Treati）和年份虛擬變量（Postt）的交乘項作為核心解釋變量?？刂谱兞糠矫?，分為個體層面和家庭層面的控制變量。其中，個體層面的控制變量包括性別（女性=0，男性=1）、年齡、婚姻狀況（已婚且與配偶同住=1，其他=0）、受教育年限、是否患有慢性?。ɑ加新约膊?1，其他=0）。家庭層面的控制變量包括家庭子女?dāng)?shù)目、家庭年收入、子女收入水平（參考寧滿秀[14]的研究，利用父母對子女收入水平的評價來替代，將沒有收入賦值1，少于2000元賦值2，以此類推）、是否與子女同住（與子女同住或與子女同住一個院子=1，其他=0）③。

四、實證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

首先考察城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌對農(nóng)村老年人收到子女經(jīng)濟(jì)支持的影響（見表1）。由于經(jīng)濟(jì)支持可能在年齡層面存在差異，參考郝春虹等[16]的研究，采用聚類到年齡層面的聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。其中表1列（1）～列（4）分別展示了不加入任何控制變量、單獨加入個體層面的控制變量、單獨加入家庭層面的控制變量、同時加入個體層面和家庭層面的控制變量的估計結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)交乘項系數(shù)在5%水平下顯著，并且系數(shù)大小在0.249～0.289之間，變化范圍不大，說明回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。這里主要分析列（4）的回歸結(jié)果，交乘項系數(shù)為0.249，說明參與城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌會使得農(nóng)村老年人獲得的子女經(jīng)濟(jì)支持增加24.9%，并且在5%水平下顯著。

子女給予父母經(jīng)濟(jì)支持的方式有很多，例如現(xiàn)金轉(zhuǎn)移、實物轉(zhuǎn)移、定期轉(zhuǎn)移支付、不定期轉(zhuǎn)移支付等。相較于不定期轉(zhuǎn)移支付，定期轉(zhuǎn)移支付不僅體現(xiàn)子女對父母經(jīng)濟(jì)上的支持，更是對父母精神上的慰問；而相較于現(xiàn)金轉(zhuǎn)移，實物轉(zhuǎn)移更能體現(xiàn)子女對父母日常生活照料上的關(guān)心[23]。這意味著不同方式的經(jīng)濟(jì)支持背后蘊含的意義會有所不同，城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌對不同方式的經(jīng)濟(jì)支持影響可能也存在著差異。

表2報告了針對不同方式的經(jīng)濟(jì)支持進(jìn)行估計的回歸結(jié)果。由列（1）和列（2）可知，城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌使得農(nóng)村老年人收到子女的現(xiàn)金轉(zhuǎn)移增加30.7%，而且在5%水平下顯著，但對農(nóng)村老年人收到子女的實物轉(zhuǎn)移未能產(chǎn)生顯著影響。列（3）和列（4）表明，城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌對子女定期現(xiàn)金轉(zhuǎn)移以及定期實物轉(zhuǎn)移均不產(chǎn)生顯著影響，表明城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌實施前后，農(nóng)村老年人收到子女定期轉(zhuǎn)移支付變化不明顯。綜合來看，城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌主要增加子女對老年人現(xiàn)金轉(zhuǎn)移而非實物轉(zhuǎn)移，同時子女對老年人的定期轉(zhuǎn)移支付并沒有發(fā)生變化，也說明城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌并沒有進(jìn)一步促進(jìn)子女對老年人的精神支持與慰問。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.安慰劑檢驗。參考Liu和Lu的研究[24]，使用安慰劑檢驗，通過重復(fù)多次隨機設(shè)定處理組，然后觀察交乘項系數(shù)的分布來判斷基準(zhǔn)回歸的結(jié)果是否穩(wěn)健。本文進(jìn)行了隨機設(shè)定Treat與隨機設(shè)定Treat×Post兩種情形的分析。在第一種情形中，按照基準(zhǔn)回歸中處理組的個數(shù)隨機抽取樣本個體作為處理組，生成安慰劑檢驗的虛擬變量Treatfake，繼而構(gòu)建安慰劑檢驗交乘項Treatfake×Post，并代入基準(zhǔn)回歸模型中；在第二種情形中，按照基準(zhǔn)回歸中處理組的個數(shù)隨機設(shè)定Treat×Post，代入基準(zhǔn)回歸模型。將上述過程重復(fù)500次，并將交乘項的系數(shù)統(tǒng)計出來制作相應(yīng)的核密度分布。無論哪種情形，交乘項系數(shù)估計值集中在零附近，說明安慰劑檢驗的交乘項并不會對被解釋變量產(chǎn)生影響。同時僅有極少數(shù)估計值大于基準(zhǔn)回歸的結(jié)果。簡言之，基準(zhǔn)回歸的估計結(jié)果并沒有因為非觀測因素而導(dǎo)致嚴(yán)重偏誤，說明基準(zhǔn)回歸結(jié)果較穩(wěn)健④。

2.PSM-DID檢驗。雙重差分法雖然可以解決不可觀測變量所帶來的遺漏變量問題，但是仍不能去除處理組和控制組在可觀測特征上所存在的差異，故進(jìn)一步使用傾向得分匹配雙重差分法（PSM-DID）來解決這一問題。在傾向得分匹配過程中，采用kernel匹配方法，默認(rèn)使用二次核函數(shù)，帶寬選擇0.06，匹配后進(jìn)行平衡性檢驗。結(jié)果表明，經(jīng)過匹配后，各變量在處理組和控制組之間的偏差絕對值均在10%以內(nèi)，且所有變量T檢驗的P值均大于10%，即各變量經(jīng)過匹配后，處理組和控制組之間不存在顯著差異。PSM-DID估計結(jié)果見表3列（1），城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌使得農(nóng)村老年人收到的子女經(jīng)濟(jì)支持增加25.3%，而且在5%水平下顯著。此外，分別使用最近鄰匹配和卡尺匹配進(jìn)行估計⑤，結(jié)果見表3列（2）和列（3），可以發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌對子女經(jīng)濟(jì)支持的提升作用依舊顯著。

3. 面板固定效應(yīng)估計?？紤]到上述雙重差分模型設(shè)定中涉及的個體并非全部追蹤，進(jìn)一步對數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選，只保留2013年和2018年兩期調(diào)查均參與的居民，最終得到的樣本量為8412，并使用面板固定效應(yīng)模型，估計結(jié)果見表3列（4），可以發(fā)現(xiàn)面板固定效應(yīng)模型的估計結(jié)果略大于基準(zhǔn)回歸，仍在5%水平下顯著，表明基準(zhǔn)回歸模型的估計結(jié)果較為穩(wěn)健。

4.Abadie SDID。雙重差分結(jié)果的可信性依賴于平行趨勢假設(shè)，然而由于數(shù)據(jù)年份較少，無法直接檢驗平行趨勢假設(shè)。基于此，借鑒已有研究的做法[25]，采用再加權(quán)半?yún)?shù)雙重差分法（SDID）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。該方法的主要思想是在兩期平衡面板數(shù)據(jù)中，利用半?yún)?shù)加權(quán)方式，使得處理組與控制組之間的樣本特征更加均衡，最后通過比較加權(quán)后處理組和控制組的被解釋變量兩期內(nèi)的變化量來度量政策效應(yīng)。SDID估計量表達(dá)式為

其中，D=1表示參與者接受處理；ΔYt表示t

期與基期之間被解釋變量的變化量；Xb為參與者在基期的特征變量；π（Xb）=P（D=1|Xb）為Abadie權(quán)重，表示給定參與者基期的特征變量，其在處理組的條件概率（也稱為傾向得分）。

由于該方法需要使用兩期平衡面板數(shù)據(jù)，為此在對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理后得到兩期平衡面板數(shù)據(jù)，繼而進(jìn)行SDID估計，結(jié)果見表3列（5），交乘項系數(shù)在10%水平下顯著，與基準(zhǔn)回歸估計結(jié)果基本一致。

五、進(jìn)一步分析

（一）機制檢驗

上述估計結(jié)果均表明城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌使得農(nóng)村老年人收到的子女經(jīng)濟(jì)支持顯著增加，在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步探討其背后可能的機制。交換動機是子女給予父母經(jīng)濟(jì)支持的重要原因，而子女對父母的經(jīng)濟(jì)支持與父母為孩子提供服務(wù)呈正相關(guān)關(guān)系[26]。實際上，父母參與照料孫輩本質(zhì)上是對子女時間的轉(zhuǎn)移，父母幫忙照料孫輩的時間增加，進(jìn)一步緩解成年子女撫養(yǎng)孩子的壓力，這樣子女增加對父母的經(jīng)濟(jì)支持以作為補償[20，22]。為驗證上述機制，將農(nóng)村老年人照料孫輩的時間作為被解釋變量，是否參與城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌作為解釋變量進(jìn)行檢驗。

關(guān)于父母照料孫輩的時間，使用每周照料孫輩小時數(shù)以及過去一年父母照料孫輩總小時數(shù)來衡量。從表4可以發(fā)現(xiàn)，交乘項系數(shù)均顯著為正，說明城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌使得農(nóng)村老年人增加對孫輩的照料時間，而且交換動機使得子女對父母的經(jīng)濟(jì)支持顯著增加，假設(shè)1成立。

進(jìn)一步，本文探究城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌如何影響農(nóng)村老年人照料孫輩的時間。城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌會使得農(nóng)業(yè)人口勞動供給時間顯著減少[18]，意味著當(dāng)老年人勞動供給時間減少時，將會有更多時間分配給照料孫輩。為驗證該機制是否成立，參考楊瑞龍等[20]、王建英等[27]的研究，將農(nóng)村老年人勞動供給時間分為農(nóng)業(yè)勞動時間和非農(nóng)勞動時間。其中，農(nóng)業(yè)勞動時間采用老年人每日參與農(nóng)業(yè)勞動的小時數(shù)來衡量，而非農(nóng)勞動時間采用老年人每日參與非農(nóng)勞動的小時數(shù)來衡量。

表5列（1）匯報了城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌對農(nóng)村老年人農(nóng)業(yè)勞動時間的影響，交乘項的系數(shù)為-0.68，且在5%水平下顯著，說明城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌使農(nóng)村老年人農(nóng)業(yè)勞動時間減少。列（2）表明，城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌未能顯著增加農(nóng)村老年人非農(nóng)勞動時間。進(jìn)一步檢驗農(nóng)業(yè)勞動時間對照料孫輩時間的影響，結(jié)果見表5列（3）和列（5），農(nóng)業(yè)勞動時間的系數(shù)估計值在10%的水平下顯著為負(fù)，說明農(nóng)業(yè)勞動時間與照料孫輩的時間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。從列（4）和列（6）來看，非農(nóng)勞動時間并不會影響農(nóng)村老年人照料孫輩的時間。綜合來看，城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌通過影響農(nóng)村老年人勞動供給時間來影響農(nóng)村老年人照料孫輩的時間。具體地講，城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌使得農(nóng)村老年人農(nóng)業(yè)勞動時間顯著減少，進(jìn)而增加其參與照料孫輩的時間，而對非農(nóng)勞動時間無顯著影響，同時非農(nóng)勞動時間與照料孫輩的時間之間并無相關(guān)性。

（二）異質(zhì)性分析

基準(zhǔn)回歸的結(jié)果表明，城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌會使得農(nóng)村老年人收到的子女經(jīng)濟(jì)支持增加，但是這種影響可能會掩蓋不同群體之間的異質(zhì)性。本文從居住模式以及經(jīng)濟(jì)支持來源兩個維度進(jìn)行分析，以是否與子女居住構(gòu)造居住模式變量，以經(jīng)濟(jì)支持來源于女兒還是兒子構(gòu)造經(jīng)濟(jì)支持來源變量進(jìn)行異質(zhì)性分析（見表6）。從列（1）和列（2）可以看出，城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌對與子女同住樣本的影響在5%的水平下顯著為正，而對不與子女同住的農(nóng)村老年人影響并不顯著?？赡艿脑蛟谟?，相較于不與子女同住的樣本，與子女同住的農(nóng)村老年人更有可能參與照料孫輩，進(jìn)而使得其收到的子女經(jīng)濟(jì)支持?jǐn)?shù)額增加，作為其照料孫輩的補償。表6中列（3）和列（4）表明，城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌使農(nóng)村老年人收到來自兒子的經(jīng)濟(jì)支持增加35.8%，且在5%的水平下顯著為正；使其收到來自女兒的經(jīng)濟(jì)支持增加11%，但并不顯著。相對來說，城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌使得農(nóng)村老年人收到來自兒子的經(jīng)濟(jì)支持顯著增加，究其原因在于，在農(nóng)村地區(qū)，兒子是家庭養(yǎng)老的主要責(zé)任承擔(dān)者，而女兒僅起補充作用，而非并列作用[3，28]，假設(shè)2成立。

六、結(jié)論與政策建議

基于2013年與2018年CHARLS數(shù)據(jù)，采用雙重差分法來評估城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌對子女經(jīng)濟(jì)支持的影響。研究發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌使得農(nóng)村老年人收到的子女經(jīng)濟(jì)支持總額增加24.9%，其中現(xiàn)金轉(zhuǎn)移增加30.7%，而實物轉(zhuǎn)移、定期現(xiàn)金轉(zhuǎn)移、定期實物轉(zhuǎn)移無明顯變化。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，這一影響主要是通過減少農(nóng)村老年人勞動供給時間來增加照料孫輩的時間，進(jìn)而增加子女對父母的經(jīng)濟(jì)支持。其中城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌政策使得農(nóng)村老年人農(nóng)業(yè)勞動時間顯著減少，進(jìn)而增加其參與照料孫輩的時間，而對非農(nóng)勞動時間無顯著影響，同時非農(nóng)勞動時間與照料孫輩的時間之間并無相關(guān)性。異質(zhì)性分析表明，城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌對子女經(jīng)濟(jì)支持的促進(jìn)效應(yīng)主要發(fā)生在與子女同住以及經(jīng)濟(jì)支持來源于兒子的老年人。

基于上述研究結(jié)論，得出以下建議：第一，政府部門應(yīng)繼續(xù)將城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌作為養(yǎng)老保險改革的重點，逐步提升居民養(yǎng)老保險統(tǒng)籌層次，加大政府對農(nóng)村地區(qū)的扶持力度，有序縮小城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險的繳費、投資與待遇方面的差距，力爭實現(xiàn)“城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老待遇均等化”，讓經(jīng)濟(jì)發(fā)展的成果能夠為更多民眾共享，提升人民群眾的幸福感與獲得感。第二，不斷強化家庭養(yǎng)老為主、社會養(yǎng)老為輔的養(yǎng)老理念，在進(jìn)一步強化家庭養(yǎng)老的過程中，利用社會各種養(yǎng)老資源來彌補農(nóng)村家庭養(yǎng)老的短板與不足，例如根據(jù)農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，建立以家庭為主、社區(qū)為輔的互助性養(yǎng)老保障體系，通過社會組織的參與為農(nóng)村老年人提供生活照料和精神慰藉服務(wù)，從而實現(xiàn)對家庭養(yǎng)老的有效補充。第三，在城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌實施過程中考慮出臺融合居住模式與子女性別的差異化養(yǎng)老保險待遇政策，例如，對于那些獨居、膝下兒子數(shù)目較少的農(nóng)村老年人，政府加大繳費過程中的補貼力度，同時在生活照料、精神慰藉方面給予適當(dāng)幫扶照料。

注釋：

① 根據(jù)第七次人口普查數(shù)據(jù)，平均每個家庭戶人口為2.62人，比2010年第六次人口普查數(shù)據(jù)的3.10人減少了0.48人。

② 參考《國務(wù)院關(guān)于開展新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險試點的指導(dǎo)意見》（國發(fā)〔2009〕32號）、《國務(wù)院關(guān)于建立統(tǒng)一的城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險制度的意見》（國發(fā)〔2014〕8號）。

③ 受篇幅限制，控制變量具體定義及描述性統(tǒng)計結(jié)果未予匯報，如有需要可聯(lián)系作者。

④ 受篇幅限制，安慰劑檢驗以及平衡性檢驗的結(jié)果未予匯報，如有需要可聯(lián)系作者。

⑤ 關(guān)于最近鄰匹配，采取有放回的、一對四匹配。關(guān)于卡尺匹配，將卡尺值設(shè)定為0.05。上述兩種方法均通過平衡性檢驗，基于篇幅限制未予匯報。

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（責(zé)任編輯：厲 亞）

Does the Integrated Urban-Rural Pension Insurance Affect Children’s Financial Support？

—An Empirical Analysis Based on CHARLS

CHU Liping，XU Yuxing

Abstract：Based on the CHARLS， this paper utilizes a difference-in-differences model to examine the impact of the integrated urban-rural insurance policy on children’s financial support. The study shows that the total amount of financial support received by the rural elderly from their children has increased by 24.9% after the implementation， and this improvement is primarily achieved by reducing the labor supply time for rural elderly and increasing the time spent caring for grandchildren. Furthermore， the promotion effect of the integrated urban-rural insurance policy on children’s economic support is most pronounced among rural elderly people who live with their children and receive economic support from their sons.Therefore， the government should gradually improve the level of social insurance integration and progressively narrow the gap in pension benefits between urban and rural residents.

Key words：integrated urban-rural insurance policy；financial support for children；difference-in-differences model；grandchild care

收稿日期： 2022-11-14； 修回日期： 2023-07-25

基金項目：教育部人文社會科學(xué)研究規(guī)劃基金項目（23YJA790010）

作者簡介： 初立蘋（1982—），女，吉林松原人，博士，上海對外經(jīng)貿(mào)大學(xué)金融管理學(xué)院副教授，碩士生導(dǎo)師，研究方向：養(yǎng)老保險與企業(yè)年金。