王小增 王林萍 宁满秀

[摘 要]以成年子女劳动力迁移为中介变量，利用CHARLS数据，采用Tobit 面板模型、工具变量法以及中介效应模型，实证检验了老年父母新农保参与对成年子女经济供养行为的影响及其机理。结果发现：老年父母新农保参与行为会显著“挤入”成年子女的经济供养，使老年父母的经济福利水平得到双重提升;成年子女劳动力迁移行为在老年父母新农保参与影响成年子女经济供养行为中起到部分中介作用，提升了老年父母经济福利水平。因此，要增强社会养老保险带来的福利效应，须在逐步提高基础养老金标准和政策补贴力度的基础上，切实保障农村劳动力迁移者的合法权益。

[关键词]新农保;劳动力迁移;经济供养;中介效应;行为决策

[中图分类号]F328[文献标识码]A[文章编号]1673-0461（2020）06-0033-07

一、引 言

当前中国人口老龄化、城镇化同步交织推进，引发了一系列亟待解决的社会问题，其中最迫切的就是农村社会养老问题。在当前社会经济发展水平下，对老年人的物质支持是养老的核心内容，在农村老年人的养老需求中仍然是最重要的。中国农村老年人主要经济来源中，家庭内部转移支付高达47.74%①，而成年子女是家庭内部转移支付的核心主体。但是，农村中青年劳动力迁移到城镇，导致老年健康护理关系中的主体与客体发生区域空间分隔，增加了农村老年人在获取经济供养方面的不确定性，严重削弱了传统家庭养老功能的发挥，“老有所养”面临诸多挑战。为此，国务院于2009年开展新型农村社会养老保险制度（下文简称“新农保”）试点，并在2014年与城镇居民社会养老保险制度统筹归并为城乡居民社会养老保险制度。据统计，截至2017年底，全国城乡居民社会养老保险月人均领取养老金125元，占当年农村家庭人均可支配收入的12.53%②，城乡居民社会养老保险已成为农村老年人生活保障的重要组成部分。

Ardington et al.（2009）和Posel et al.（2006）研究表明，信贷约束和照顾未成年子女的约束阻碍了农民外出就业，养老金会通过缓解上述约束从而显著促进农村家庭劳动力迁移[1-2]。老年父母因参与新农保③，保障其有一定的稳定收入，老人则将更多的精力和时间贡献给家庭，如帮助成年子女操持家务、抚养儿童;与此同时，也减少老年父母对成年子女照料的依赖，放松成年子女对老年父母的照顾约束，从而促进家庭中成年子女的外出就业决策。而农村劳动力迁移作为一种理性选择，通常能够增加农村家庭收入水平，从而提高外出务工子女对农村老年人的经济供养能力（王小龙等，2011）[3]，留守老人的经济和福利状况也会因此得到改善。但与此同时，Goode（1963）、Banjamin et al.（2000）、Yan（1997）研究显示：随着社会现代化和劳动力城乡迁移，家庭结构将从父系扩大的家庭结构转变为规模较小的核心家庭，老人在家庭和社会中的地位可能降低，代际支持可能削弱[4-6]。纵览已有的众多关于评估新农保绩效的研究成果，多从直接路径探讨新农保对家庭成员，尤其对老年人福利水平的影响，且研究结论并不一致（陈华帅等，2013;杨政怡，2016;徐志刚等，2018;黄宏伟等，2019）[7-10]。而新农保对老年人福利除了会产生直接影响外，还可能会通过某些作用路径间接影响到老年人福利水平，对此少有学者涉猎，更鲜有学者将新农保与农村劳动力迁移结合来考虑。

农村老年父母参加新农保后，对成年子女劳动力迁移决策行为将会产生何种影响，是促进迁移还是阻碍迁移？若新农保参与显著影响农村劳动力城乡迁移，将会严重影响该政策的实际效果，可能会因为家庭内部代际经济支持关系的改变，挤出（或挤入）成年子女对农村老年父母的经济供养而得以削弱（或加强），农村老年人福利水平也因此可能会得以改善或者更加恶化。基于此，本文将劳动力迁移作為中介变量引入到新农保制度的福利效果分析框架中，讨论老年父母新农保参与对成年子女经济供养的影响机理，从而深度解析和重新评价新农保的政策效果，丰富现有关于社会养老保险和农村老年人经济供养的研究成果，对于稳固和提高中国农村老年人生活质量和福利水平具有重要现实意义。

二、理论分析与研究假说

Becker（1974）提出的代际转移动机理论[11]，从一般意义上构建了分析政府公共保障制度和私人转移支付关系的理论分析框架。本文在Becker理论的基础上，着重分析老年父母参加新农保对成年子女经济供养决策行为的影响。当农村老年父母参加新农保后，预示其将有一笔相对比较稳定的且属于家庭预算外的“意外之财”。因此，随着收入总量的增加，根据代际转移动机理论，代际转移接受者收入提高，接受者收入增加必将使其提供服务的机会成本提高，其将要求给予者支付更高的服务价格，从而增加成年子女经济供养水平。老年父母新农保参与行为可在一定程度使得家庭收入约束得到释放，家庭成员的经济行为可能发生改变。根据前文分析，结合中国家庭特征以及代际转移动机理论，本文提出如下研究假说。

假说H1：老年父母新农保参与行为显著提高成年子女的经济供养。

考察老年父母新农保参与通过作用于成年子女劳动力迁移而对其经济供养行为产生的影响，理论上需要阐明以下两个问题，即父母新农保参与是如何影响劳动力迁移以及如何通过劳动力迁移这一中介变量影响成年子女经济供养的。

首先，分析老年父母新农保参与对成年子女劳动力迁移影响的作用机理。由于农村地区养老保险市场尚不健全，家庭养老仍是广大发展中国家农村地区最重要的养老方式，成年子女仍然主要是老年父母赡养服务的提供者。为了照顾年迈父母的生活起居，提供及时的医疗服务，成年子女只能伴随左右，这在一定程度上降低了外出务工的概率。但老年父母参加新农保，领取一定养老金后可以增强老年父母的心理安全、帮助老年父母获得自尊和社会尊重，减少老年父母对子女的心理依赖;也让老年父母更负担得起相关医疗服务，采取购买养老服务替代成年子女的直接照料成为可能，放松成年子女对父母的照顾约束，从而促进其劳动力迁移。同时，老年人参加新农保，保障其有一定的稳定收入，额外增加了家庭总收入，从而放松了家庭信贷约束和家庭预算约束，经济条件得以改善，进而可在一定程度上分担成年子女劳动力迁移的成本。此外，老人更有时间和精力帮助照料未成年孙辈，放松成年子女照料孩子的约束，从而促进家庭中成年子女劳动力迁移（谭华清等，2016）[12]。

其次，分析成年子女劳动力迁移对农村老年父母经济供养行为影响的作用机理。随着劳动力迁移，成年子女的经济条件得以改善，增加其赡养父母的能力。Mason（1992）和Knodel et al.（2007）研究显示在儒家传统孝顺思想观念的影响下，为了补偿日常照料的缺失，迁移的成年子女通常会通过汇款等方式增加对农村老年父母的经济供养[13-14]。此外，随着成年子女外出就业，家庭事务多交给留守农村的老年父母来承担，为了获取更好的家庭服务，外出的成年子女通常也会增加对农村老年父母的经济供养。但与此同时，伴随成年子女的城乡迁移，加剧农村老年父母落后于时代的程度，降低了农村老人的经济和社会地位，农村老年人失去了他们对于照顾的议价能力;同时，随着城市化进程的加快，淡化了原有的乡村人情社会对于人们遵循传统文化的约束力，降低了老年人和传统农村社区对成年子女的控制能力（Chan，1999）[15]，从而最终可能严重削弱成年子女对农村老年父母经济供养的意愿和水平。

根据以上分析，农村父母参与新农保，除了可以直接影响成年子女对其经济供养外，还可以通过影响成年子女劳动力迁移，进而间接影响成年子女对其经济供养，本文提出如下研究假说。

假说H2：成年子女劳动力迁移在老年父母新农保参与对成年子女经济供养的影响路径中发挥着一定的中介作用，且对成年子女经济供养产生正向影响。

三、变量选取与数据描述

（一）数据来源与变量选取

本文采用2011年、2013年中国健康与养老追踪调查数据库（China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS），通过提取所需数据进行实证分析。CHARLS 数据库除了包含45岁以上父母及其子女的基本信息外，还有新农保参与、劳动力迁移、家庭收入、代际经济往来等情况信息，充分满足了本文深入分析和研究父母新农保参与行为对成年子女经济供养决策行为影响机理的需要。本文在研究对象的选择上遵循以下几个原则：①考虑到子女年龄较小或正在读书，没有能力向父母提供经济供养，故分析对象为年龄大于16岁（含16岁）、非全日制脱产学生且非家庭成员的子女④;②分析对象的父母户籍是农村户口，年龄满45周岁（父母至少有一人满45岁）。此外，还剔除了父母中参加或领取其他养老金的样本，保留两期中都存在的非家庭成员的成年子女信息，并对农村父母、农村家庭等信息匹配，共形成有效样本7 422个。

本文研究父母新农保参与对成年子女经济供养行为的影响及其通过劳动力迁移这一中介渠道影响经济供养的机制，主要变量包括新农保参与、劳动力迁移以及经济供养。各变量简要说明如下：新农保参与，即“父母的新农保参与行为”，主要指父母“是否参加新农保”;劳动力迁移，即“成年子女劳动力迁移”，主要是指过去一年成年子女勞动力迁移情况，根据成年子女劳动力是否发生迁移，确定为二元虚拟变量;经济供养，即“成年子女经济供养行为”，是指从过去一年，成年子女向老年父母提供经济供养的总额。此外，根据前人研究成果和本文的研究目的，本研究选取的控制变量主要包括成年子女个体特征变量、农村父母相关特征变量以及区域特征变量等方面。尤其需要说明的是，由于本文研究对象为成年子女经济供养行为，因此把父母作为一个整体来看待，相关变量数据以父母双方的平均值或者整体来处理。此外，为了体现东、中、西部的经济发展差异，设置地区虚拟变量来反映区域差异对成年子女经济供养行为的影响。

（二）变量描述性统计

表1列出了依据父母是否参加新农保进行分组的成年子女及其父母相关特征变量描述性统计分析结果。

四、计量检验与结果讨论

（一）老年父母新农保参与对成年子女经济供养决策行为的影响

1.基本结果

在分析新农保参与对于参保老人福利的影响效应时，需要考虑到农村父母参保行为的内生性问题，直接进行OLS回归的结果可能会存在偏误。根据研究目的和数据结构，本文拟采用Tobit面板模型及工具变量法进行相关实证分析。

由于相当一部分成年子女提供的经济供养金额为零（例如，CHARLS 数据中2011 年成年子女未提供经济供养的比例为43.90%），被解释变量在零点出现积聚及“左截取”的现象，参考陈华帅和曾毅（2013）[7]的做法，拟采用Tobit 面板模型，模型设定为：

同时，由于新农保实施坚持“农户自愿”的原则，事实上农村交得起新农保的家庭原本收入就很高或者更孝顺，经济供养水平本来就高，收入水平还可以测量并放入模型来控制，而孝顺则难以量化控制;此外，农村老人是否参保还取决于他们获取来自成年子女经济转移的可能性和转移数额，这反映了成年子女的经济供养对老年父母参保决策的反向因果关系，以上两种情况均会产生内生性问题。因此，为了缓解潜在的内生性问题，本文采用工具变量法，借鉴马光荣等（2014）的做法，选择家庭所在的农村社区是否实施新农保这个虚拟变量，作为老年父母新农保参与行为的工具变量[16]。

比较表2中两个模型回归结果，运用Tobit面板模型回归和工具变量法回归得到的结论基本一致，区别仅在于回归系数的大小。但因变量组间数据未发生变化的样本较多，使用Tobit面板模型回归时，样本剔除量较大，在一定程度上影响了结果的稳定性。而工具变量法较好地处理了遗漏变量问题以及反向因果关系产生的内生性问题，工具变量法回归的结果更为可靠。回归方程（2）表明，老年父母参加新农保对成年子女提供经济供养的影响为正，在其他条件不变的前提下，相对于老年父母未参加新农保的成年子女，成年子女在老年父母参加新农保后提供经济供养的金额一整年提高618元。

2.稳健性检验

为了验证父母新农保参与对成年子女经济供养影响结果的稳健性，本文选取了父母“是否领取养老金”作为自变量，若在参加新农保且领取养老金后，成年子女经济供养仍然显著增加，则说明父母新农保参与对成年子女经济供养的影响显著为正的结果是稳健的。表2中回归方程（4）表明，老年父母领取新农保养老金对成年子女提供经济供养的影响为正，在其他条件不变的前提下，相对于老年父母未领取养老金的成年子女，成年子女在老年父母领取养老金后提供经济供养的金额一整年提高1 085元，充分说明老年父母新农保参与行为有利于提供成年子女经济供养水平，回归结果具有稳健性。综上所述，农村老年父母新农保参与行为，会显著提高成年子女提供经济供养数额，从而本文的研究假说H1得到了验证。

（二）基于中介变量劳动力迁移的影响机制分析

本部分以成年子女劳动力迁移为中介变量，采用中介效应模型来探讨农村老年父母新农保参与对其经济供养行为的影响。本文根据Judd et al.（1981）、Baron & Kenny（1986）以及温忠麟等（2014）的研究，参照许庆等（2017）的做法[17-20]，将通过以下3 个标准验证中介效应：一是中介变量成年子女劳动力迁移对自变量老年父母新农保参与回归，老年父母新农保参与具有显著的影响作用;二是因变量成年子女经济供养对自变量老年父母新农保参与回归，老年父母新农保参与也达到显著水平;三是因变量成年子女经济供养行为同时对中介变量成年子女劳动力迁移和自变量老年父母新农保参与回归，如果中介变量成年子女劳动力迁移达到显著水平，自变量老年父母新农保参与的回归系数减小且也达到显著水平，则成年子女劳动力迁移起部分中介作用，自变量老年父母新农保参与的回归系数减小但不具有显著性，则成年子女劳动力迁移起完全中介作用。

根据上文分析，笔者构建如下中介效应模型：

其中，i代表成年子女;t表示调查时点（2011年、2013年）;Yit为成年子女i在时点t给农村老年父母的经济供养情况;NRISit代表成年子女i在时点t其农村老年父母新农保参与情况;LMit为成年子女i在时点t的劳动力迁移情况;Xit表示控制变量（包括成年子女个体特征变量，农村父母特征变量以及区域特征变量）;δ0，δ1，δ2，δ3为待估参数; εit，ε*it，ε[DK3]**it为随机误差项。其中，公式（2）表示老年父母新农保参与行为对成年子女劳动力迁移这一中间传导机制的影响效应;公式（3）表示老年父母新农保参与行为对成年子女经济供养决策行为影响的总效应;公式（4）中的系数δ2表示中间传导机制对成年子女经济供养决策行为的直接效应。将公式（2）代入公式（4）可以进一步得到中间传导机制的中介效应δ2α1，即老年父母新农保参与通过成年子女劳动力迁移这一中间传导机制对成年子女经济供养行为所产生的影响作用。

表3报告了成年子女劳动力迁移在老年父母新农保参与影响成年子女经济供养的中介效应检验结果。从成年子女劳动力迁移行为在老年父母新农保参与影响成年子女经济供养的中介效应检验结果看：首先，回归方程（1）表明，老年父母参加新农保对中介变量成年子女劳动力迁移具有显著的正向影响，父母参加新农保可使子女劳动力迁移概率提高6.6%，且在1%的统计水平上显著;其次，回归方程（2）表明，自变量老年父母参加新农保对因变量成年子女經济供养数额影响显著;再次，回归方程（3）表明，在加入成年子女劳动力迁移这一中介变量后，中介变量仍然显著，而自变量老年父母参加新农保对因变量成年子女经济供养数额的影响减弱，其回归系数从0.618下降到0.609，且在10%的统计水平上显著。根据前文中介效应的判断标准可知，成年子女劳动力迁移在老年父母参加新农保影响成年子女经济供养中起到部分中介作用。由此验证了本文的假说H2：即成年子女劳动力迁移行为是老年父母新农保参与影响成年子女经济供养的重要中介机制。

五、结论与政策含义

通过利用CHARLS数据，本文考察了老年父母新农保参与对成年子女经济供养行为的影响，尤其是基于中介变量成年子女劳动力迁移的作用机理，主要得到以下结论：第一，老年父母新农保参与对成年子女提供经济供养的影响显著为正，老年父母领取新农保养老金并未挤出成年子女对其的经济支持，反而显著增加了成年子女对其父母的经济供养;第二，成年子女劳动力迁移行为在老年父母新农保参与影响成年子女经济供养决策中起到部分中介作用，是老年父母新农保参与影响成年子女经济供养的重要中介机制。

本文研究表明，老年父母参加社会养老保险不仅不会“挤出”成年子女的经济供养，反而会“挤入”成年子女的经济供养，使农村老年父母的经济福利水平得到有效提升。当前，农村居民基本养老金依然偏低，限制了城乡社会养老保险政策效果。因此，随着我国经济的发展和财政收入的增加，应适时增加政府补贴在城乡社会养老保险基金中的比例，逐渐提高城乡社会养老保险的保障水平。同时，需要进一步提高农村居民参保缴费的积极性，制定财政缴费补贴与农村居民分档缴费挂钩的激励机制;尝试改变现有城乡社会养老保险的基金管理和运营模式，积极推进养老保险商业化运营，形成社会养老保险制度的长效运行机制。

此外，要增强中国城乡社会养老保险带来的政策效应，进一步改善农村老年人经济福利状况。一方面，必须消除农民城乡流动就业制度性和体制性障碍。由于绝大多数农村劳动力迁移者生活在中国城市社会底层，他们没有城市户口及其所附带的一系列福利条件，严重制约了农民劳动力流动意愿和水平。因此，必须为农民城乡劳动力合理、自由流动创造良好的社会环境。另一方面，充分保护农村劳动力迁移者的合法权益。由于广大农村劳动力迁移者通常从事于危险系数高、工作条件差、门槛较低的制造或建筑类行业就业，劳动强度大且劳动权利、福利保障经常受到侵犯或忽视。因此，要不断完善保护农民工权利的法律，加大执法力度，在切实维护农村劳动力迁移者合法权益的同时，稳步提高农村老年人的福利水平。

[注 释]

①数据来源：国家统计局2010年第六次人口普查数据，经作者计算得到。

②2017年全国农村家庭人均可支配收入为11 969元（数据来源：2017年国民经济和社会发展统计公报）。

③城乡居民社会养老保险制度基本上保持了原有新农保制度的相关规定，覆盖的人群主要还是农村居民，占其总量的95%左右。由于本文的研究问题为农村父母的参保行为对成年子女经济供养的影响，因此为了统一口径并与国内外文献保持一致，本研究仍然沿用新农保这一概念。

④[JP4]主要是由于CHARLS数据库中仅提供了非家庭成员的经济往来信息。

⑤本研究中，成年子女及老年父母教育年数根据问卷答案分为11个等级，分别赋值：“未受过教育”赋值为0，“未读完小学，但能够读、写”赋值为3，“私塾”赋值为6，“小学毕业”赋值为6，“初中毕业”赋值为9，“高中毕业”赋值为12，“中专等毕业”赋值为12，“大专毕业”赋值为15，“本科毕业”赋值为16，“硕士毕业”赋值为18，“博士毕业”赋值为21。

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（责任编辑：李 萌）