子女代际经济支持对农村老年人参与新农保的影响——基于CHARLS数据的实证分析

邓 崧,王继笛

[云南大学，昆明 650500]

一、引 言

根据联合国对老龄化的界定，预计我国到2050年老龄化水平将超过30%，成为严重老龄化国家(1)孙鹃娟、高秀文：《国际比较中的中国人口老龄化:趋势、特点及建议》，《教学与研究》2018年第5期。。由于城乡劳动力的流动，我国农村面临的老龄化问题也将比城镇地区更为严峻，第六次全国人口普查结果表明，农村 60 岁及以上老年人的比重是14.98% ，比城镇高出 3.29%，(2)王翌秋、陈青霞：《养老金收入对农村家庭代际转移的影响》，《金融经济学研究》2017年第5期。由此可见，农村是老龄化程度最严重的地区。(3)谢飞、王宏民：《关于我国农村人口老龄化问题的思考》，《山西农经》2018年第1期。但目前我国针对农村的社会养老政策，如五保供养制度、新农保等对农民的保障水平都较低。就新农保来说，据统计到2017年底，人均每月仅125元，这样一种“兜底”式的保障，待遇水平偏低，虽对农村老人的生活质量有一定的改善，但缴费水平低(4)蒲晓红、成欢：《西部地区新型农村社会养老保险制度水平的评估》，《经济理论与经济管理》2012年第8期。，导致后期领取的养老金较少。另外，农村老年群体没有固定收入、足够的养老金和储蓄作为保障，多数老年人仍然依靠土地养老和子女代际支持的家庭养老方式。(5)范义秀：《中国家庭代际转移动机研究基于CHARLS 数据的实证分析》，山东大学硕士论文，2016年。当老年人年迈丧失劳动力时土地养老的保障功能也会消失，转而完全依靠子女的代际支持，这时老年人的各种生活所需都将来源于子女的支持。以至于在农村“养儿防老”代际支持的家庭养老是农村老年人养老事业中不可忽视的重要方面甚至是必不可少的方面，尽管对于中国的家庭养老是否弱化尚有争论，(6)姚远：《对中国家庭养老弱化的文化诠释》，《人口研究》1998年第5期。但结合中国农村实情来看，社会养老仅是一种补充性的制度存在，家庭支持仍然是主力。

本文采用中国健康与养老追踪调查数据库，使用了spss统计软件的列联交叉相关性分析，实证检验这两者之间的相关性如何，并利用代际支持理论及生命周期理论对两者的关系做出解释。

二、理论基础和研究假设

(一)相关研究理论

就“代际支持”理论，相对于西方学者对家庭代际支持的学说，费孝通提出的抚育—赡养模式，是子女一代尽赡养义务的“反哺”模式。(7)费孝通：《家庭结构变动中的老年赡养问题再论中国家庭结构的变动》，《北京大学学报(哲学社会科学版)》1983年第3期。对于“代际”的概念左冬梅等从宏观和微观两个方面解释了“代”的含义，家庭内部的代际资源交换行为是建立在血缘亲情的基础上的，属于微观的“代”的范畴。一般认为家庭代际支持包括经济支持、生活照料、情感支持。(8)左冬梅、李树茁：《农村家庭代际支持的年龄模式》，北京：社会科学文献出版社， 2014年，第2页。Yaari“生命周期理论”认为由于寿命与收入的不确定性，人们为了实现一生的纵向的消费均衡或者收入的“平滑”而储蓄或者参加养老保险，来减少不确定性。(9)Yaari M E，“Uncertain Lifetime,Life Insurance,and the Theory of the Consumer”，The Review of EconomicStudies,Vol,32,NO.2,1965.

新农保与家庭代际支持都是农村养老的重要组成部分，学术界对于两者关系的研究，集中关注的是新农保制度本身对代际支持的影响。江克忠等研究了社会养老政策与代际转移的关系，实证前者对后者没有“挤出”效应。(10)江克忠、裴育、夏策敏：《中国家庭代际转移的模式和动机研究基于CHARLS数据的证据》，《经济评论》2013年第4期。谢芝敏、张苏、王婕及郑旭辉等学者则认为新农保会“挤出”子女代际经济支持，(11)谢芝敏：《新农保对我国农村养老模式的影响研究》，湘潭大学， 2015年；张苏、王婕：《养老保险、孝养伦理与家庭福利代际帕累托改进》，《经济研究》2015年第10期；郑旭辉、王小莲、宁满秀：《挤出效应视阈下新型农村社会养老保险制度的收入再分配效果分析》，《东南学术》2015年第2期。学者宁满秀也从“挤出”程度上进行了研究。(12)宁满秀：《谁从家庭捆绑式的新型农村社会养老保险制度中获益来自CHARLS 数据的经验分析》，《中国农村经济》2015年第7期。学者焦娜认为新农保对代际支持不仅有“挤出”效应同时也具有“挤入效应”：“挤出”了农村子女对父母提供的时间和服务支持，“挤入”了参保老人对孙子(女)的隔代抚育；(13)焦娜：《社会养老保险会改变我国农村家庭的代际支持吗》，《人口研究》2016年第4期。范辰辰等认为新农保对代际支持的影响是随着制度实施的阶段不同而有所变化的。(14)范辰辰、李文：《新农保、宗族网络与农村家庭代际转移》，《北京社会科学》2015年第1期。除此之外，学者杨政怡研究了新农保的替代作用；(15)杨政怡：《替代或互补:群体分异视角下新农保与农村家庭养老的互动机制来自全国五省的农村调查数据》，《公共管理学报》2016年第1期。李姣从代际传递的角度研究了新农保的福利效用；(16)李姣：《新型农村社会养老保险制度的福利代际传递效果研究》，湘潭大学硕士论文，2015年。席华等提出新农保缴费、保障水平以及子女对父母的代际支持的重要性。(17)席华：《贫困脆弱性视角下新农保减贫效果研究》，山东大学硕士论文，2016年。可见，当前关于养老保险与代际支持两者关系的研究可知，大多集中在新农保对家庭代际支持的作用效应上，即养老保险制度会“挤出”、“挤入”或者“替代”部分代际支持，而子女代际经济支持反过来是否会影响父母参与新农保及其机制的相关文献相对较少。

(二)研究假设

本研究从“代际支持”理论出发，主要从微观上以老年父母和子女两代作为研究对象，并限定于子女一代对老年父母一代的经济支持。分析研究在农村家庭子女对父母的代际经济支持是否会影响农村老年人在“生命周期”中的参与养老保险的行为。据此提出以下假设。

假设1：子女的代际经济支持使得老年父母收入有确定性而“挤出”参与新农保。

假设2：子女的经济支持让老年父母有多余经济从而“挤入”参与新农保。

三、子女代际经济对父母参与新农保影响的实证分析

(一)数据来源与变量选取

1.数据来源。本文研究数据来源于北京大学数据开放平台公布的中国健康与养老追踪调查(China Health and Retirement Longitudinal Survey, CHARLS)。(18)中国健康与养老追踪调查.项目介绍.http://charls.pku.edu.cn/zh-CN/page/about/CHARLS，访问时间：2018-10-15。样本包括了全国各地的450个社区，45岁及以上的2.3万人，1.24个家庭。问卷不仅包括个人、家庭、经济、健康、工作、养老、资产等维度的内容，也涵盖了社区层面的情况。该样本数据可以较好地代表中国中老年人家庭和个人的总体情况，为分析我国人口老龄化问题提供了较高质量的微观数据。

2.变量选取。在样本的选择上，选取具有农村户口的样本共12032个。选取了该数据中的三个维度共计11个变量。其中“基本信息”维度选取了性别、年龄、婚姻状况、常住地址类型4个人口学特征信息变量；“家庭信息”维度有：过去一年从孩子那里收到过的经济支持(加总了获得的所有孩子给的数额，并将所获得的金额按小于均值和大于均值分为2个组，分别赋值0和1)；“工作”维度有：自家农业生产经营、非农工作以及平均月收入3个变量；“养老保险”维度有：参保与否、缴费负担者和没有参保的原因等3个变量；利用每位被调查者的唯一身份识别ID将三个维度的数据进行匹配合并得到一个总的数据用于统计分析。

(二)样本描述统计分析

表1为描述性统计。样本中有53.6%被调查者为女性；平均年龄为60.7岁；约85%为已婚状态，其中已婚的被调查者中有绝大部分都是与配偶一同居住。绝大多数被调查者的常住地址类型是家庭住宅，只有少数被调查者常住在养老院或其他养老机构、医院等。就被调查者的劳动状况来看，约93%左右的被调查者都在过去一年从事过自家农业生产经营活动，但只有3%左右的被调查者除农业生产经营外，目前有两份(及以上)的非农业工作。可以看出被调查者大多参与家中的农业生产经营却很少拥有其他的非农工资性工作。就收入水平来看，数据中的缺失值较多，有效值仅有551个，平均月收入为1250.05元。就被调查者参保的情况来看，约69%的为参保者；对于缴费的负担方面，约有83%的被调查者是自己缴费，少部分是子女为其缴费。这说明子女的代际经济支持是一个重要的影响变量。

表1 样本描述统计

续表

变量变量含义及赋值频数有效百分比均值方差标准差年龄被调查者在接受调查时的年龄1202960.7196.7149.834 婚姻状况1=已婚与配偶一同居住967080.42=已婚,但因为工作等原因暂时没有跟配偶在一起居住6855.73=分居390.34=离异520.45=丧偶145612.16=从未结婚1171.07=同居60.01.611.9321.390 常住地址的类型1=家庭住宅1194299.32=养老院或其他养老机构110.13=医院30.04=其他660.51.020.0510.226个人收入(系统缺失值为95.4%,有效观测值仅有551个)5514.61250.05劳动状况 自家农业生产经营过去一年,有没有为自家从事农业生产经营活动至少10 天1=有700392.62没有5577.41.070.0680.261 非农工作除农业生产经营外,目前有两份(及以上)的非农业工作(工作包括挣工资工作、从事个体、私营活动或不拿工资为家庭经营活动帮工等,但没有工资的比如志愿者之类的工作不包括在内;此处务农不算工作)1=是993.72=否256896.31.960.0360.189参保情况 缴费负担者谁为您的新农保缴费的?1=我自己418683.72=我的孩子65913.23=其他家人或亲戚941.94=其他人651.31.210.2800.530未参保的原因见多选项分析表3

在分析子女的经济支持与老年父母是否会参保之间的关系之前，先分析老年父母的其他人口统计变量是否会影响子女对其的经济支持，考察是否会存在群体差异。卡方检验结果见表2。

表2 父母人口统计变量与子女经济支持相关分析

附注：*在置信度(双测)为 0.01 时，相关性是显著的。

首先从性别来看，相关性检验p值为0.801，与有无子女经济支持两者并无显著相关关系。就年龄来说，父母的年纪与有无子女经济支持也有显著相关关系，可以认为当父母到达一定的年纪以后子女开始给予父母一定的经济支持；从常住地址类型来看，是否获得子女的经济支持并无显著相关关系，这是由于样本中绝大多数被调查者都是居住在家中，对于长期居住在养老院和医院等需要更多经济支持的样本数很少，他们对照护的需要因素对于子女给予更多的经济支持并没显著的影响。

其次，从个人收入来看，一般认为，父母的个人收入多子女就会减少对父母的代际经济支持，但由于农村老年人收入的特殊性，从样本中可以看出，没有个人收入的老年人占总样本的绝大多数，所以父母个人收入与子女代际经济支持的反比关系并不适用于分析农村老年人，所以检验结果显示个人收入状况与是否获得子女经济支持并无显著相关关系。

最后分析劳动状况，从样本的描述统计来看，93%的被调查者在过去一年都从事自家农业生产经营活动，即为家中的农业生产提供劳动，农村年轻劳动力外迁导致了农业生产偏向于“老年化”，老年父母往往会在农业生产方面提供劳力帮助。按照代际交换理论，父母为孩子提供劳动，孩子作为交换会给父母一定的经济支持，但检验结果显示两者之间并无显著相关关系，这并不是说代际交换理论不适用于农村代际关系分析，或许利用徐勇、邓大才等学者提出的“社会化小农”理论能更好地理解。(19)徐勇：《再识农户与社会化小农的建构》，《华中师范大学学报(人文社会科学版)》2006年第3期；邓大才：《社会化小农:动机与行为》，《华中师范大学学报(人文社会科学版)》2006年第3期。由于受到社会化的诱导，在消费膨胀的同时导致了家庭货币支出的压力增大，自产的粮食对于家庭而言并不是稀缺资源，而货币对于家庭而言具有稀缺性，以至于大部分家庭愿意提供基本口粮，而不愿意给老人更多的零花钱。(20)狄金华、钟涨宝：《变迁中的乡村养老》，北京：中国社会科学出版社，2016年，第17页。

表3是关于没有参保的原因，采用spss多项分析方法对“您没有参与新农保的原因是什么”进行统计分析。在没有参与新农保的3707人中，“没有钱”和“我已经参加了其他社会养老保险项目，不能重复参加”是他们不参保的主要原因，另外一个是当地的政策执行因素。可见农民进行养老行为选择时，进行着“理性算计”，而不是简单由单个个体自身的利益支配，通常会考虑代际关系和家庭情况等综合因素，“没有钱”而不参保，由此可以看出是否选择参与新农保，其自身的经济条件就是一个重要的影响因素，而子女给的钱是农村老年人主要的经济来源。

(三)列联交叉检验

1.有无子女经济支持与是否参保的列联交叉与相关性分析。为了分析有无子女经济支持与父母是否参与新农保之间的不同取值的分布状况和掌握两个变量不同取值的联合分布特征，来分析这两个变量的相互影响关系。采用二维交叉列联表对有无子女经济与父母是否参保之间分布关系进行描述并检验两者之间的相关性。Spss输出结果见表4。

首先，所调查的12032个样本中(有190个样本因值缺失而被剔除)，8173个被调查者没有从子女处获得经济支持，3669个被调查者从子女处获得了经济支持，没有从子女处获得经济支持的占多数，占比为69%，有经济支持的占总样本的31%；参与了新农保、没有参与新农保的样本量分别为8135和3707，各占样本的68.7%和31.3%，参与新农保的占较大比例。

其次，对有无子女经济支持的状况进行分析。在没有从子女处获得经济支持样本中(8173)中，参与新农保和没有参与新农保的样本量分别为5516和2657，占总样本(8173)的67.5%和32.5%，参与新农保的仍占较大比例 ，但只略低于总体比例(68.7%)，没有参与新农保的比例则略高于总体比例(31.3%)。在从子女处获得了经济支持的样本(3669)中，参与新农保的和没有参与新农保的样本量分别为2619和1050，占总样本(3669)的71.4%和28.6%，参与了新农保的仍占较大比例，没有参与新农保的比例比总体比例(31.3%)低3%左右。

最后，对是否参保进行分析。在参与了新农保的样本(8135)中，没有从子女处获得经济支持和从子女处获得了经济支持的数分别是5516和2619，分别占总样本(8135)的67.8%和32.2%；在没有参与新农保的样本(3707)中，没有子女经济支持和有子女经济支持的数分别是2657和1050，分别占总样本(3707)的71.7%和28.3%，比例相差较为悬殊。

表3 没有参与新农合的原因多项分析

表4 有无子女的代际经济支持与是否参与新农保交叉表

对有无子女经济支持与参保与否两者进行相关分析，见表5。本检验的原假设是：有无子女经济支持与是否参保两者独立。spss输出的卡方检验结果(表5)第二列的数值上标a说明：该分析中最小期望频数为1148.54，且没有小于5的单元格，可以做卡方检验。由spss输出的卡方检验与对称度量值(见表6)可知χ2=17.831，查χ2分布表，得到临界值χ20.01(1)=6.635，因为χ2=17.831大于临界值6.635，所以求得的列联相关系数C=0.039,在统计上是显著的。相关性检验结果P值小于置信度0.01，否定原假设，认为有无子女经济支持与是否参保两者显著相关。

表5 有无子女经济支持与是否参与新农保卡方检验

附注：a. 0 个单元格 (0.0%) 具有的预期计数少于 5。最小预期计数为 1148.54；

b. 仅为 2x2 表格计算。

表6 有无子女经济支持与是否参与新农保对称度量值

附注：a. 没有假定空假设；

b. 使用渐近标准错误假定空假设。

*. 在置信度(双测)为 0.01 时，相关性是显著的。

可以看出，没有获得子女经济支持的样本中参与了新农保的人数是没有参与的两倍，获得了经济支持的参保人数也远远要少于没有获得经济支持的参保人数。也发现从子女处获得了经济支持的参保人数同样是大于没有参保的人数。这里不能忽视由于是否参保两者样本差距悬殊的原因，但不可否认的是，农村老年人是否参与新农保确实与子女对他们的代际经济支持有关。一方面，没有从子女获得经济支持的老年人更倾向于参保，而且以上实证数据显示，这个比例要远远大于从子女处获得了经济支持而参保的比例，验证了假设1：即子女对父母的代际经济支持会让老年父母认为未来有保障而不需要为了实现收入的纵向“平滑”而进行储蓄或参保。另一方面，获得了子女的经济支持的老年人参保的人数也多于不参保的人数，除了受样本差异的影响外，一定程度上也验证了假设2，即根据生命周期理论，人们为了实现一生的纵向的消费均衡而储蓄或参与养老保险，当老年人将参保视为一种调节不确定的行为时，即子女的经济支持使得老年父母有多余的经济能力，更多地为将来做打算从而参保。

2.子女经济支持水平与是否参与新农保的列联交叉与相关性分析。由上面分析可得知：有无子女经济支持与是否参与新农保之间的相关关系是显著的，接下来将子女的经济支持分为大于均值与小于均值两组，检验均值上下两组和参保与否的相关性。

首先，在所调查的12032个样本中(有190个样本因缺失值而被剔除)，9649位被调查者获得的子女的经济支持小于均值，2193名被调查者获得的子女经济支持大于均值，分别占总样本的81.5%和18.5%，可见子女经济支持小于均值的人数占大多数；参保的和不参保的样本量为8135和3707，占总样本的68.7%和31.3%，参保的占较大比例(见表7)。

其次，对子女经济支持是否大于均值的情况进行分析。在子女经济支持小于均值(9649)样本中，参保的和没有参保的样本量分别为6584和3065，各占总样本(9649)的68.2%和31.8%，仍是参保的占较大的比例。在获得子女经济支持大于均值(2193)中，参与了新农保和没有参与新农保的样本量分别为1551和642，各占总样本(2193)的70.7%和29.3%，参与新农保的占较大比例，但不参保的比率小于总体比率(31.3%)。

最后，分析是否参与新农保。在参保的样本(8135)中，获得子女的经济支持小于均值和大于均值的样本量分别为6584和1551，分别占总样本(8135)的80.9%和19.1%，比例相差较为悬殊；在没有参与新农保的样本(3707)中，获得子女的经济支持小于均值的样本数为3065，获得子女的经济支持大于均值的样本数为642，分别占总样本(3707)的82.75%和17.35%，但子女经济支持大于均值的占比是小于总体的31.3%。

根据spss输出的表格表8、9可知，该卡方检验表8中第二列的数值上标a表明，最小期望频数为 686.49，并且没有小于5的单元格存在，可以做卡方检验，从输出的卡方检验(表9)结果可以看出，获得子女的经济支持是否大于均值与是否参与新农保之间的Pearson相关系数r=0.021,p=0.023，在置信度为 0.05 的条件下达到统计上的显著线性相关。

表7 获的子女的经济支持是否大于均值与是否参与新农保交叉表

表8 子女经济支持是否大于均值与是否参与新农保的卡方检验

附注：a.0 个单元格 (0%) 具有的预期计数少于5。最小预期计数为 686.49；

b.仅为2x2表格计算。

表9 子女经济支持是否大于均值与是否参与新农保对称度量值

附注：a. 没有假定空假设；

b.使用渐近标准错误假定空假设。

*. 在置信度(双测)为 0.05 时，相关性是显著的。

由此可以看出，子女经济支持的多少也是影响老父母选择是否参保的一个因素，当从子女处获得的经济支持少于一般的平均值的时候，参与新农保的人数占大多数，远远多于从子女处获得的经济支持大于均值的参保者，验证了假设1，即子女给的钱较多的话老年父母参与新农保的比例相对较少。因为子女的代际支持就是老年父母今后生活的主要来源而不需要再参与新农保来提供保障。另一方面，获得子女的经济支持大于均值的这部分被调查者，参保的比例尽管较小但依然是多于没有参保的人数，验证了假设2：子女的经济支持“挤入”农村父母的参与新农保。同时也说明这部分被调查者不但能获得较高水平的子女经济支持，更有参与新农保作为后盾养老保障，在某些意义上实现了家庭养老与社会养老的结合。

四、结 论

本文基于CHARLS全国微观数据库，利用spss的交叉列联表和卡方检验实证分析了子女对父母的代际支持对父母参与新农保的影响。主要得出以下结论：

1.有无子女的经济支持与农村老年人是否参保是显著相关的。子女对父母的经济支持会对一定程度的“挤出”和“挤入”父母参与新农保。首先，子女经济支持会在一定程度上“挤出”农村老年父母参与新农保，即子女对父母的代际经济支持会让老年父母认为未来有保障而不需要为了实现收入的纵向“平滑”而进行储蓄或参保，反之，无子女经济支持的农村老年人更偏向参加新农保。其次，当老年父母将参保视为一种额外储蓄行为的时候，子女对父母的代际经济支持会“挤入”参与新农合，即有子女经济支持会使得老年父母有条件来更多地为将来做打算从而选择参保。由此可见，农村老年人的参保行为是在综合子女资源的基础上作出的决策。所以在新农保制度全覆盖的背景下，不仅应鼓励农村老年人参保，激发参保积极性，同时也不能忽视农村家庭子女支持对于老年人参保的影响。

2.子女经济支持的程度不同也会影响老年人参与新农保的行为。一方面，当子女给的经济支持水平太低时，老年父母会倾向于参与新农保作为保障的补充。另一方面，农村部分老年人在得到较高水平的子女经济支持的情况下会有剩余经济能力倾向参与新农保，既有较高水平的子女经济支持也有新农保作为后盾，在经济上有一定的保障。可见，政策介入农村养老，提供了可供选择和补充的养老保障，实现了制度的兜底责任，同时新农保也强调权利与义务的对等，需要有一定的经济基础作为后盾来为新农保缴费，所以新农保政策在提高基础养老金的同时，也要鼓励有条件的老年人选缴较高标准的参保档次。

3.从整体水平来看，农村子女给予老年父母在经济上的支持水平大多都比较低，更多的是注重提供基本口粮，对于相对较为稀缺的货币来说则提供得较少，农村老年人自己能够获得的经济性收入也很少，导致可支配经济较为欠缺。而在农村，要在保证农村老年人基本生存需求的基础上进一步提高老年人的可支配经济，就需要子女的经济支持与社会养老保险共同发挥作用。以子女赡养为主的家庭养老提供农村老年人的基本生存所需，新农保发挥补充作用，从养老金领取的角度可增加一部分可支配经济。为此，如加大对农村贫困家庭老年人群体参保的补贴力度，在一定程度上也提高了这部分老年人的可支配经济，更好地发挥新农保“保基本”的作用。

按照我国目前农村的实际情况来看，经济发展和福利水平都还很欠缺。任何一项社会保障政策都无法完全替代子女代际支持的家庭养老，不能片面地认为子女的代际经济支持与参与新农保之间是非此即彼的替代关系，两者分别代表的家庭支持和社会养老都是不可或缺的，两者相辅相成，可以发挥“保基本”和“提质量”的作用。因此，要认识家庭支持的重要性和参与新农保的必要性，在逐步提高待遇的同时，也要弘扬家庭赡养的传统美德，牢固子女赡养的“反馈模式”这一养老防线，两者互补，形成良好的农村养老新局面。