新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度對(duì)農(nóng)村家庭代際轉(zhuǎn)移的影響研究

新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度對(duì)農(nóng)村家庭代際轉(zhuǎn)移的影響研究

一、代際轉(zhuǎn)移的動(dòng)機(jī)—引言隨著城市化進(jìn)程和人口結(jié)構(gòu)老齡化的加快，中國(guó)的社會(huì)保障資源短缺問(wèn)題日益突出。尤其在農(nóng)村地區(qū),由于長(zhǎng)期缺乏完善的社會(huì)養(yǎng)老保障制度,來(lái)自子女的供養(yǎng)仍然是我國(guó)農(nóng)村老年人的重要經(jīng)濟(jì)來(lái)源。2009年9月國(guó)務(wù)院決定在全國(guó)試點(diǎn)新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度(簡(jiǎn)稱“新農(nóng)保”),為傳統(tǒng)家庭養(yǎng)老供養(yǎng)主體的解放提供了新契機(jī),勢(shì)必會(huì)改變農(nóng)村的養(yǎng)老格局,繼而對(duì)家庭代際交往產(chǎn)生影響。然而,對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老問(wèn)題的考量,尤其是家庭關(guān)系的研究不應(yīng)忽視我國(guó)農(nóng)村特有的傳統(tǒng)組織———宗族的作用。宗族以血緣、親緣關(guān)系為基礎(chǔ),以儒家的孝道倫理為核心,并由此構(gòu)成了中國(guó)傳統(tǒng)的家庭養(yǎng)老的文化基礎(chǔ)。目前學(xué)術(shù)界對(duì)家庭代際轉(zhuǎn)移的研究集中在代際轉(zhuǎn)移的動(dòng)機(jī)方面,主要關(guān)注利他動(dòng)機(jī)和交換動(dòng)機(jī)兩種。大部分針對(duì)家庭代際轉(zhuǎn)移的經(jīng)驗(yàn)分析證明了交換動(dòng)機(jī)的存在,但對(duì)利他動(dòng)機(jī)提出了質(zhì)疑。另外一些學(xué)者關(guān)注家庭代際轉(zhuǎn)移的影響因素,發(fā)現(xiàn)老年人自身和子女層面的人口特征以及家庭、社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征均會(huì)對(duì)代際轉(zhuǎn)移有顯著的影響?？傮w來(lái)講,現(xiàn)有對(duì)我國(guó)農(nóng)村家庭代際轉(zhuǎn)移的研究沒(méi)有將宗族網(wǎng)絡(luò)的力量納入考察范圍,在對(duì)新農(nóng)保的政策效果進(jìn)行評(píng)估時(shí),也忽略了正式養(yǎng)老制度與傳統(tǒng)養(yǎng)老文化之間的相互作用。因此,本文將著力彌補(bǔ)上述缺陷,就新農(nóng)保和宗族網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)村家庭代際轉(zhuǎn)移的影響及二者之間的交互作用進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。二、數(shù)據(jù)來(lái)源、變量選擇和描述統(tǒng)計(jì)1.調(diào)查研究的數(shù)據(jù)來(lái)源本文采用的數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(ChinaHealthandRetirementLongitudinalStudy,CHARLS)2011年全國(guó)基線調(diào)查。CHARLS的調(diào)查對(duì)象為隨機(jī)抽取的家庭中45歲及以上居民,包括豐富的個(gè)人和家戶信息,能夠?yàn)槲覀冄芯啃罗r(nóng)保、宗族網(wǎng)絡(luò)與家庭代際轉(zhuǎn)移之間的關(guān)系提供可靠的數(shù)據(jù)支持。根據(jù)本文的研究目的,我們將CHARLS的社區(qū)數(shù)據(jù)、家庭數(shù)據(jù)與個(gè)人數(shù)據(jù)匹配后,形成了包含27個(gè)省區(qū)328個(gè)村級(jí)單位,共計(jì)3803戶農(nóng)村家庭的5635位個(gè)人信息的綜合數(shù)據(jù)集。2.變量與數(shù)據(jù)說(shuō)明(1)被解釋變量。已有的研究中,家庭代際轉(zhuǎn)移多是考察父母與成年子女間的經(jīng)濟(jì)往來(lái),然而已成年的孫輩有可能會(huì)代替其父母對(duì)祖父母提供經(jīng)濟(jì)幫助。因此,本文被解釋變量“家庭代際轉(zhuǎn)移”的度量采用與父母沒(méi)有共同居住的子女家庭(子女及孫子女)與父母之間的代際轉(zhuǎn)移。當(dāng)父母獲得來(lái)自子女家庭的經(jīng)濟(jì)支持金額大于零時(shí)“獲得代際轉(zhuǎn)移”變量取值為1,沒(méi)有收到經(jīng)濟(jì)支持為0,對(duì)“家庭代際轉(zhuǎn)移規(guī)模”的度量采用父母收到的子女家庭的經(jīng)濟(jì)支持金額。(2)主要解釋變量。1“參加新農(nóng)?！碧摂M變量,參加新農(nóng)保賦值為1,否則取0。2“參保第n年(n=1,2,3)”虛擬變量,當(dāng)受訪者處于參保第n年時(shí)為1,否則取0?？紤]到新農(nóng)保政策的影響可能存在時(shí)間上的變化趨勢(shì),該變量用于反映新農(nóng)保政策的時(shí)間效果。需要指出的是,雖然國(guó)務(wù)院于2009年決定在全國(guó)開(kāi)展新農(nóng)保試點(diǎn),但是自2003年起我國(guó)農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)已經(jīng)進(jìn)入“新農(nóng)保”時(shí)期,已有相當(dāng)一部分地區(qū)探索試行具有典型特色的新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度,如蘇州模式、東海模式、寶雞模式等。到2008年,各地區(qū)對(duì)新農(nóng)保制度的探索和試點(diǎn)已較為完善和成熟,與2009年開(kāi)始實(shí)施的新農(nóng)保相似度極高。因此,本文將參保年限范圍設(shè)定為1-3年,即2011年調(diào)查時(shí),對(duì)于參保時(shí)間在2008年的農(nóng)民,我們同樣認(rèn)為其參加了新農(nóng)保。3“村中是否有大姓”虛擬變量,用于度量村莊層面的宗族網(wǎng)絡(luò)。(3)控制變量。根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)和盡可能外生的原則,本文在數(shù)據(jù)條件允許的情況下對(duì)個(gè)人和家庭的基本特征以及村莊層面的特征進(jìn)行控制。1個(gè)體特征:年齡,性別(男性=1,女性=0),婚姻狀況(已婚并與配偶同居=1,其他=0),自評(píng)健康(差=1,其他=0),受教育程度(完成小學(xué)教育=1,其他=0),是否是當(dāng)?shù)貞艨凇?家庭特征:是否照看孫子女,是否有未成年子女,子女最高收入等級(jí),家庭年收入。3村莊特征:村外出打工率,村人均年收入。此外,本文還控制了樣本所在省份宏觀經(jīng)濟(jì)層面因素的影響,包括人均GDP和通貨膨脹率。3.新農(nóng)保對(duì)家庭代際轉(zhuǎn)移的影響表1匯報(bào)了變量的描述統(tǒng)計(jì)情況。對(duì)全部樣本而言,有超過(guò)一半(52.8%)的農(nóng)村老人收到來(lái)自子女家庭的代際轉(zhuǎn)移,平均代際轉(zhuǎn)移金額為1765.3元,占家庭年收入的16.2%。由于受訪時(shí)間處于新農(nóng)保制度的擴(kuò)面階段,參加新農(nóng)保的農(nóng)村居民比例為25.8%,參保年限越長(zhǎng),覆蓋面比例越低。個(gè)人層面上,樣本中的平均年齡約為69歲,處于該年齡段的農(nóng)村人口多三代同堂,且第三代也已成年。因此,對(duì)家庭代際轉(zhuǎn)移的考察包括孫輩的轉(zhuǎn)移部分是符合現(xiàn)實(shí)情況的。自評(píng)健康差的樣本比例為31.3%,這與樣本的年齡結(jié)構(gòu)有關(guān),隨著年齡的增長(zhǎng),老人的健康狀況多呈下降趨勢(shì)。28.6%的老人照看孫子女,可見(jiàn)幫忙照顧未成年孫輩是農(nóng)村父母為子女提供的一種常見(jiàn)的服務(wù)。村莊層面上,81.1%的農(nóng)村居民所在村中有大姓,證明如今農(nóng)村聚族而居的現(xiàn)象仍然廣泛存在。從表2對(duì)家庭代際轉(zhuǎn)移的分樣本描述可以發(fā)現(xiàn),相較于沒(méi)有參加新農(nóng)保的農(nóng)村居民,參保老人得到家庭代際轉(zhuǎn)移的可能性更高,并且得到的經(jīng)濟(jì)支持金額也更多。但是,隨著參保年限的增加,農(nóng)村老人獲得代際轉(zhuǎn)移的概率卻逐步下降,轉(zhuǎn)移規(guī)模也同步減少,與參保第一年相比,參保第三年得到代際轉(zhuǎn)移的可能性下降了25%,轉(zhuǎn)移規(guī)模下降比例達(dá)63%。此外,村中有大姓的農(nóng)村居民得到代際轉(zhuǎn)移的概率和金額更高,宗族網(wǎng)絡(luò)對(duì)于子女代際轉(zhuǎn)移存在一定的影響。三、模型的構(gòu)建和實(shí)驗(yàn)結(jié)果1.新農(nóng)保和宗族網(wǎng)絡(luò)對(duì)代際轉(zhuǎn)移規(guī)模的影響第一,考察新農(nóng)保和宗族網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)村老人是否獲得家庭代際轉(zhuǎn)移的影響。由于被解釋變量為二值選擇變量,本文采用Probit模型進(jìn)行估計(jì),其基準(zhǔn)模型如下:式中,i代表受訪者,Y第二,考察新農(nóng)保和宗族網(wǎng)絡(luò)對(duì)代際轉(zhuǎn)移規(guī)模的影響。由于樣本中相當(dāng)一部分父母沒(méi)有獲得代際轉(zhuǎn)移,即來(lái)自子女家庭的代際支持金額為零,被解釋變量在零點(diǎn)出現(xiàn)積聚及左截取現(xiàn)象。這種情況下使用線性概率模型無(wú)法得到一致的估計(jì),為此本文使用Tobit模型對(duì)代際轉(zhuǎn)移規(guī)模進(jìn)行估計(jì):23式中,Y2.新農(nóng)保對(duì)家庭代際轉(zhuǎn)移的影響(1)新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村家庭代際轉(zhuǎn)移的影響。表3報(bào)告了新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村家庭代際轉(zhuǎn)移的回歸分析結(jié)果。其中,1-3列為獲得代際轉(zhuǎn)移的Probit模型估計(jì),4-6列為代際轉(zhuǎn)移規(guī)模的Tobit模型估計(jì)。第14列“參加新農(nóng)?！钡膯巫兞炕貧w系數(shù)估計(jì)值在1%的置信水平上顯著為正。第25列控制了個(gè)人、家庭和村莊特征,“參加新農(nóng)?！钡南禂?shù)估計(jì)值仍然顯著為正。從平均效果來(lái)看,老人參加新農(nóng)保對(duì)獲得子輩和孫輩的經(jīng)濟(jì)支持具有較強(qiáng)的擠入效果,既提高獲得代際轉(zhuǎn)移的可能性,又增加代際轉(zhuǎn)移的規(guī)模。但是,新農(nóng)保制度對(duì)代際轉(zhuǎn)移的影響在時(shí)間上的變化趨勢(shì)顯示,“參保第一年”的系數(shù)均顯著為正,但這種影響僅持續(xù)一年,從“參保第二年”開(kāi)始,獲得代際轉(zhuǎn)移的可能性和規(guī)模的回歸系數(shù)變?yōu)樨?fù)值,至“參保第三年”,對(duì)代際轉(zhuǎn)移的影響已經(jīng)顯著為負(fù),出現(xiàn)擠出效應(yīng)。此外,參保各年的邊際效應(yīng)也是逐年降低,由正顯著變?yōu)樨?fù)顯著,參保第三年時(shí)獲得代際轉(zhuǎn)移的可能性下降了近16%,代際轉(zhuǎn)移金額減少2.78倍。造成上述結(jié)果的原因可能是由于樣本采集時(shí)間為新農(nóng)保制度全面開(kāi)展的初期,大部分參保者處于剛剛被政策覆蓋的狀態(tài),參保者及其子女對(duì)新農(nóng)保政策尚不熟悉,隨著制度的深入開(kāi)展及農(nóng)民的廣泛認(rèn)可,新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村家庭代際轉(zhuǎn)移的負(fù)向影響才開(kāi)始逐步顯現(xiàn)出來(lái),但是由于參保第一年的樣本比重較大,直接影響了新農(nóng)保政策的平均效果。對(duì)于參保初期擠入效應(yīng)的出現(xiàn),可以用Cagan(1965)的認(rèn)知作用加以解釋。(2)宗族網(wǎng)絡(luò)對(duì)家庭代際轉(zhuǎn)移的影響。宗族網(wǎng)絡(luò)對(duì)代際轉(zhuǎn)移的回歸分析結(jié)果在表4中報(bào)告。與前文一樣,我們分別檢驗(yàn)了宗族網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)村老人獲得家庭代際轉(zhuǎn)移可能性及規(guī)模的影響。第15列“村中是否有大姓”的單變量回歸結(jié)果顯示,村中有大姓的系數(shù)估計(jì)值顯著為正。加入個(gè)人、家庭特征等控制變量后,第26列村中有大姓的系數(shù)仍然顯著為正,意味著村中有大姓的老人獲得代際轉(zhuǎn)移的可能性更高,規(guī)模更大。這主要是因?yàn)榇逯杏写笮胀碇谧寰W(wǎng)絡(luò)的存在,處于宗族網(wǎng)絡(luò)中的農(nóng)村居民與族人之間的日常聯(lián)系較為緊密,而宗族內(nèi)部通過(guò)非正式規(guī)則包括倫理規(guī)范、價(jià)值取向、道德、習(xí)慣等文化性因素的作用對(duì)成員的行為進(jìn)行約束。(3)新農(nóng)保與宗族網(wǎng)絡(luò)的交互影響。首先,分析宗族網(wǎng)絡(luò)的存在對(duì)新農(nóng)保制度代際轉(zhuǎn)移效果的影響。表5的結(jié)果顯示,無(wú)論村中是否有大姓,參加新農(nóng)保對(duì)獲得代際轉(zhuǎn)移的影響都是正向的,并且在統(tǒng)計(jì)上顯著。但是在村中有大姓分組中,參加新農(nóng)保對(duì)獲得代際轉(zhuǎn)移可能性及支持規(guī)模的邊際效應(yīng)均小于村中無(wú)大姓分組。另外,從參保的時(shí)間效應(yīng)來(lái)看,村中無(wú)大姓的老人獲得代際轉(zhuǎn)移的概率和規(guī)模在參保第一年顯著為正,從參保第二年開(kāi)始至第三年呈負(fù)向變化,統(tǒng)計(jì)上不顯著。而對(duì)于村中有大姓的老人而言,參保第一年和第二年對(duì)代際轉(zhuǎn)移的影響為正,新農(nóng)保制度對(duì)代際轉(zhuǎn)移的負(fù)向影響從第三年才開(kāi)始出現(xiàn),并且僅對(duì)代際轉(zhuǎn)移規(guī)模的影響顯著。從上述結(jié)果可以看出,宗族網(wǎng)絡(luò)的存在削弱了新農(nóng)保制度的影響力度,并且延緩了擠出效應(yīng)的出現(xiàn)。其他解釋變量方面,年齡、照看孫子女、子女收入在村中有、無(wú)大姓時(shí)均可以顯著增加老人獲得的代際轉(zhuǎn)移,已婚與配偶同住則是負(fù)向影響,但村中無(wú)大姓分組的邊際效應(yīng)更大。而村中是否有大姓在健康狀況、家庭收入和村人均年收入方面的表現(xiàn)則明顯不同;健康狀況和家庭收入在村中有大姓分組顯著,村人均年收入僅在無(wú)大姓分組顯著?？梢?jiàn)宗族網(wǎng)絡(luò)存在的地方,家庭代際轉(zhuǎn)移更多的是基于利他動(dòng)機(jī),對(duì)老人的經(jīng)濟(jì)支持以老人的實(shí)際需要為出發(fā)點(diǎn),較少受到外部環(huán)境的影響?，F(xiàn)如今,隨著農(nóng)村市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,傳統(tǒng)孝道所依賴的自然經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)已經(jīng)慢慢喪失,內(nèi)生的孝悌觀念也被現(xiàn)代價(jià)值不斷侵蝕,子女對(duì)老人的贍養(yǎng)意愿減弱,家庭養(yǎng)老功能岌岌可危。但令人欣慰的是,宗族勢(shì)力對(duì)于孝道的維護(hù)使得傳統(tǒng)養(yǎng)老文化得以較好地傳承與延續(xù),老年人仍然受到普遍尊重。但不可否認(rèn)的是,在農(nóng)村人口老齡化程度不斷加劇,農(nóng)村家庭結(jié)構(gòu)日趨核心化的社會(huì)環(huán)境下,家庭養(yǎng)老模式面臨巨大的挑戰(zhàn),子女終究還是需要借助社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)以緩解自己的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)。四、代際轉(zhuǎn)移的擠出效應(yīng)在當(dāng)前傳統(tǒng)養(yǎng)老方式日益弱化的現(xiàn)實(shí)背景下,新農(nóng)保應(yīng)運(yùn)而生,其具有的社會(huì)保險(xiǎn)和福利的雙重特征為農(nóng)村居民的老年生活提供了較為完善的保障,可以有效緩解子女的贍養(yǎng)壓力。在新農(nóng)保制度覆蓋初期,受認(rèn)知作用的影響,農(nóng)村老人參加新農(nóng)保對(duì)代際轉(zhuǎn)移具有擠入效果。隨著政策的深入開(kāi)展及農(nóng)民的廣泛認(rèn)可,新農(nóng)保制度對(duì)代際轉(zhuǎn)移的擠出效應(yīng)逐步顯現(xiàn)。盡管以新農(nóng)保為代表的正式社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度對(duì)傳統(tǒng)養(yǎng)老方式的替代趨勢(shì)無(wú)可避免,但囿于現(xiàn)階段新農(nóng)保制度本身的保障水平較低,在相當(dāng)長(zhǎng)一段時(shí)間內(nèi)其對(duì)家