鄧 崧,王繼笛

[云南大學(xué)，昆明 650500]

一、引 言

根據(jù)聯(lián)合國(guó)對(duì)老齡化的界定，預(yù)計(jì)我國(guó)到2050年老齡化水平將超過30%，成為嚴(yán)重老齡化國(guó)家(1)孫鵑娟、高秀文：《國(guó)際比較中的中國(guó)人口老齡化:趨勢(shì)、特點(diǎn)及建議》，《教學(xué)與研究》2018年第5期。。由于城鄉(xiāng)勞動(dòng)力的流動(dòng)，我國(guó)農(nóng)村面臨的老齡化問題也將比城鎮(zhèn)地區(qū)更為嚴(yán)峻，第六次全國(guó)人口普查結(jié)果表明，農(nóng)村 60 歲及以上老年人的比重是14.98% ，比城鎮(zhèn)高出 3.29%，(2)王翌秋、陳青霞：《養(yǎng)老金收入對(duì)農(nóng)村家庭代際轉(zhuǎn)移的影響》，《金融經(jīng)濟(jì)學(xué)研究》2017年第5期。由此可見，農(nóng)村是老齡化程度最嚴(yán)重的地區(qū)。(3)謝飛、王宏民：《關(guān)于我國(guó)農(nóng)村人口老齡化問題的思考》，《山西農(nóng)經(jīng)》2018年第1期。但目前我國(guó)針對(duì)農(nóng)村的社會(huì)養(yǎng)老政策，如五保供養(yǎng)制度、新農(nóng)保等對(duì)農(nóng)民的保障水平都較低。就新農(nóng)保來說，據(jù)統(tǒng)計(jì)到2017年底，人均每月僅125元，這樣一種“兜底”式的保障，待遇水平偏低，雖對(duì)農(nóng)村老人的生活質(zhì)量有一定的改善，但繳費(fèi)水平低(4)蒲曉紅、成歡：《西部地區(qū)新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度水平的評(píng)估》，《經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理》2012年第8期。，導(dǎo)致后期領(lǐng)取的養(yǎng)老金較少。另外，農(nóng)村老年群體沒有固定收入、足夠的養(yǎng)老金和儲(chǔ)蓄作為保障，多數(shù)老年人仍然依靠土地養(yǎng)老和子女代際支持的家庭養(yǎng)老方式。(5)范義秀：《中國(guó)家庭代際轉(zhuǎn)移動(dòng)機(jī)研究基于CHARLS 數(shù)據(jù)的實(shí)證分析》，山東大學(xué)碩士論文，2016年。當(dāng)老年人年邁喪失勞動(dòng)力時(shí)土地養(yǎng)老的保障功能也會(huì)消失，轉(zhuǎn)而完全依靠子女的代際支持，這時(shí)老年人的各種生活所需都將來源于子女的支持。以至于在農(nóng)村“養(yǎng)兒防老”代際支持的家庭養(yǎng)老是農(nóng)村老年人養(yǎng)老事業(yè)中不可忽視的重要方面甚至是必不可少的方面，盡管對(duì)于中國(guó)的家庭養(yǎng)老是否弱化尚有爭(zhēng)論，(6)姚遠(yuǎn)：《對(duì)中國(guó)家庭養(yǎng)老弱化的文化詮釋》，《人口研究》1998年第5期。但結(jié)合中國(guó)農(nóng)村實(shí)情來看，社會(huì)養(yǎng)老僅是一種補(bǔ)充性的制度存在，家庭支持仍然是主力。

本文采用中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫，使用了spss統(tǒng)計(jì)軟件的列聯(lián)交叉相關(guān)性分析，實(shí)證檢驗(yàn)這兩者之間的相關(guān)性如何，并利用代際支持理論及生命周期理論對(duì)兩者的關(guān)系做出解釋。

二、理論基礎(chǔ)和研究假設(shè)

(一)相關(guān)研究理論

就“代際支持”理論，相對(duì)于西方學(xué)者對(duì)家庭代際支持的學(xué)說，費(fèi)孝通提出的撫育—贍養(yǎng)模式，是子女一代盡贍養(yǎng)義務(wù)的“反哺”模式。(7)費(fèi)孝通：《家庭結(jié)構(gòu)變動(dòng)中的老年贍養(yǎng)問題再論中國(guó)家庭結(jié)構(gòu)的變動(dòng)》，《北京大學(xué)學(xué)報(bào)(哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版)》1983年第3期。對(duì)于“代際”的概念左冬梅等從宏觀和微觀兩個(gè)方面解釋了“代”的含義，家庭內(nèi)部的代際資源交換行為是建立在血緣親情的基礎(chǔ)上的，屬于微觀的“代”的范疇。一般認(rèn)為家庭代際支持包括經(jīng)濟(jì)支持、生活照料、情感支持。(8)左冬梅、李樹茁：《農(nóng)村家庭代際支持的年齡模式》，北京：社會(huì)科學(xué)文獻(xiàn)出版社， 2014年，第2頁。Yaari“生命周期理論”認(rèn)為由于壽命與收入的不確定性，人們?yōu)榱藢?shí)現(xiàn)一生的縱向的消費(fèi)均衡或者收入的“平滑”而儲(chǔ)蓄或者參加養(yǎng)老保險(xiǎn)，來減少不確定性。(9)Yaari M E，“Uncertain Lifetime,Life Insurance,and the Theory of the Consumer”，The Review of EconomicStudies,Vol,32,NO.2,1965.

新農(nóng)保與家庭代際支持都是農(nóng)村養(yǎng)老的重要組成部分，學(xué)術(shù)界對(duì)于兩者關(guān)系的研究，集中關(guān)注的是新農(nóng)保制度本身對(duì)代際支持的影響。江克忠等研究了社會(huì)養(yǎng)老政策與代際轉(zhuǎn)移的關(guān)系，實(shí)證前者對(duì)后者沒有“擠出”效應(yīng)。(10)江克忠、裴育、夏策敏：《中國(guó)家庭代際轉(zhuǎn)移的模式和動(dòng)機(jī)研究基于CHARLS數(shù)據(jù)的證據(jù)》，《經(jīng)濟(jì)評(píng)論》2013年第4期。謝芝敏、張?zhí)K、王婕及鄭旭輝等學(xué)者則認(rèn)為新農(nóng)保會(huì)“擠出”子女代際經(jīng)濟(jì)支持，(11)謝芝敏：《新農(nóng)保對(duì)我國(guó)農(nóng)村養(yǎng)老模式的影響研究》，湘潭大學(xué)， 2015年；張?zhí)K、王婕：《養(yǎng)老保險(xiǎn)、孝養(yǎng)倫理與家庭福利代際帕累托改進(jìn)》，《經(jīng)濟(jì)研究》2015年第10期；鄭旭輝、王小蓮、寧滿秀：《擠出效應(yīng)視閾下新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的收入再分配效果分析》，《東南學(xué)術(shù)》2015年第2期。學(xué)者寧滿秀也從“擠出”程度上進(jìn)行了研究。(12)寧滿秀：《誰從家庭捆綁式的新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度中獲益來自CHARLS 數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析》，《中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》2015年第7期。學(xué)者焦娜認(rèn)為新農(nóng)保對(duì)代際支持不僅有“擠出”效應(yīng)同時(shí)也具有“擠入效應(yīng)”：“擠出”了農(nóng)村子女對(duì)父母提供的時(shí)間和服務(wù)支持，“擠入”了參保老人對(duì)孫子(女)的隔代撫育；(13)焦娜：《社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)改變我國(guó)農(nóng)村家庭的代際支持嗎》，《人口研究》2016年第4期。范辰辰等認(rèn)為新農(nóng)保對(duì)代際支持的影響是隨著制度實(shí)施的階段不同而有所變化的。(14)范辰辰、李文：《新農(nóng)保、宗族網(wǎng)絡(luò)與農(nóng)村家庭代際轉(zhuǎn)移》，《北京社會(huì)科學(xué)》2015年第1期。除此之外，學(xué)者楊政怡研究了新農(nóng)保的替代作用；(15)楊政怡：《替代或互補(bǔ):群體分異視角下新農(nóng)保與農(nóng)村家庭養(yǎng)老的互動(dòng)機(jī)制來自全國(guó)五省的農(nóng)村調(diào)查數(shù)據(jù)》，《公共管理學(xué)報(bào)》2016年第1期。李姣從代際傳遞的角度研究了新農(nóng)保的福利效用；(16)李姣：《新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的福利代際傳遞效果研究》，湘潭大學(xué)碩士論文，2015年。席華等提出新農(nóng)保繳費(fèi)、保障水平以及子女對(duì)父母的代際支持的重要性。(17)席華：《貧困脆弱性視角下新農(nóng)保減貧效果研究》，山東大學(xué)碩士論文，2016年?？梢?，當(dāng)前關(guān)于養(yǎng)老保險(xiǎn)與代際支持兩者關(guān)系的研究可知，大多集中在新農(nóng)保對(duì)家庭代際支持的作用效應(yīng)上，即養(yǎng)老保險(xiǎn)制度會(huì)“擠出”、“擠入”或者“替代”部分代際支持，而子女代際經(jīng)濟(jì)支持反過來是否會(huì)影響父母參與新農(nóng)保及其機(jī)制的相關(guān)文獻(xiàn)相對(duì)較少。

(二)研究假設(shè)

本研究從“代際支持”理論出發(fā)，主要從微觀上以老年父母和子女兩代作為研究對(duì)象，并限定于子女一代對(duì)老年父母一代的經(jīng)濟(jì)支持。分析研究在農(nóng)村家庭子女對(duì)父母的代際經(jīng)濟(jì)支持是否會(huì)影響農(nóng)村老年人在“生命周期”中的參與養(yǎng)老保險(xiǎn)的行為。據(jù)此提出以下假設(shè)。

假設(shè)1：子女的代際經(jīng)濟(jì)支持使得老年父母收入有確定性而“擠出”參與新農(nóng)保。

假設(shè)2：子女的經(jīng)濟(jì)支持讓老年父母有多余經(jīng)濟(jì)從而“擠入”參與新農(nóng)保。

三、子女代際經(jīng)濟(jì)對(duì)父母參與新農(nóng)保影響的實(shí)證分析

(一)數(shù)據(jù)來源與變量選取

1.數(shù)據(jù)來源。本文研究數(shù)據(jù)來源于北京大學(xué)數(shù)據(jù)開放平臺(tái)公布的中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(China Health and Retirement Longitudinal Survey, CHARLS)。(18)中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查.項(xiàng)目介紹.http://charls.pku.edu.cn/zh-CN/page/about/CHARLS，訪問時(shí)間：2018-10-15。樣本包括了全國(guó)各地的450個(gè)社區(qū)，45歲及以上的2.3萬人，1.24個(gè)家庭。問卷不僅包括個(gè)人、家庭、經(jīng)濟(jì)、健康、工作、養(yǎng)老、資產(chǎn)等維度的內(nèi)容，也涵蓋了社區(qū)層面的情況。該樣本數(shù)據(jù)可以較好地代表中國(guó)中老年人家庭和個(gè)人的總體情況，為分析我國(guó)人口老齡化問題提供了較高質(zhì)量的微觀數(shù)據(jù)。

2.變量選取。在樣本的選擇上，選取具有農(nóng)村戶口的樣本共12032個(gè)。選取了該數(shù)據(jù)中的三個(gè)維度共計(jì)11個(gè)變量。其中“基本信息”維度選取了性別、年齡、婚姻狀況、常住地址類型4個(gè)人口學(xué)特征信息變量；“家庭信息”維度有：過去一年從孩子那里收到過的經(jīng)濟(jì)支持(加總了獲得的所有孩子給的數(shù)額，并將所獲得的金額按小于均值和大于均值分為2個(gè)組，分別賦值0和1)；“工作”維度有：自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)、非農(nóng)工作以及平均月收入3個(gè)變量；“養(yǎng)老保險(xiǎn)”維度有：參保與否、繳費(fèi)負(fù)擔(dān)者和沒有參保的原因等3個(gè)變量；利用每位被調(diào)查者的唯一身份識(shí)別ID將三個(gè)維度的數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配合并得到一個(gè)總的數(shù)據(jù)用于統(tǒng)計(jì)分析。

(二)樣本描述統(tǒng)計(jì)分析

表1為描述性統(tǒng)計(jì)。樣本中有53.6%被調(diào)查者為女性；平均年齡為60.7歲；約85%為已婚狀態(tài)，其中已婚的被調(diào)查者中有絕大部分都是與配偶一同居住。絕大多數(shù)被調(diào)查者的常住地址類型是家庭住宅，只有少數(shù)被調(diào)查者常住在養(yǎng)老院或其他養(yǎng)老機(jī)構(gòu)、醫(yī)院等。就被調(diào)查者的勞動(dòng)狀況來看，約93%左右的被調(diào)查者都在過去一年從事過自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，但只有3%左右的被調(diào)查者除農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)外，目前有兩份(及以上)的非農(nóng)業(yè)工作?？梢钥闯霰徽{(diào)查者大多參與家中的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)卻很少擁有其他的非農(nóng)工資性工作。就收入水平來看，數(shù)據(jù)中的缺失值較多，有效值僅有551個(gè)，平均月收入為1250.05元。就被調(diào)查者參保的情況來看，約69%的為參保者；對(duì)于繳費(fèi)的負(fù)擔(dān)方面，約有83%的被調(diào)查者是自己繳費(fèi)，少部分是子女為其繳費(fèi)。這說明子女的代際經(jīng)濟(jì)支持是一個(gè)重要的影響變量。

表1 樣本描述統(tǒng)計(jì)

續(xù)表

變量變量含義及賦值頻數(shù)有效百分比均值方差標(biāo)準(zhǔn)差年齡被調(diào)查者在接受調(diào)查時(shí)的年齡1202960.7196.7149.834 婚姻狀況1=已婚與配偶一同居住967080.42=已婚,但因?yàn)楣ぷ鞯仍驎簳r(shí)沒有跟配偶在一起居住6855.73=分居390.34=離異520.45=喪偶145612.16=從未結(jié)婚1171.07=同居60.01.611.9321.390 常住地址的類型1=家庭住宅1194299.32=養(yǎng)老院或其他養(yǎng)老機(jī)構(gòu)110.13=醫(yī)院30.04=其他660.51.020.0510.226個(gè)人收入(系統(tǒng)缺失值為95.4%,有效觀測(cè)值僅有551個(gè))5514.61250.05勞動(dòng)狀況 自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)過去一年,有沒有為自家從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)至少10 天1=有700392.62沒有5577.41.070.0680.261 非農(nóng)工作除農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)外,目前有兩份(及以上)的非農(nóng)業(yè)工作(工作包括掙工資工作、從事個(gè)體、私營(yíng)活動(dòng)或不拿工資為家庭經(jīng)營(yíng)活動(dòng)幫工等,但沒有工資的比如志愿者之類的工作不包括在內(nèi);此處務(wù)農(nóng)不算工作)1=是993.72=否256896.31.960.0360.189參保情況 繳費(fèi)負(fù)擔(dān)者誰為您的新農(nóng)保繳費(fèi)的?1=我自己418683.72=我的孩子65913.23=其他家人或親戚941.94=其他人651.31.210.2800.530未參保的原因見多選項(xiàng)分析表3

在分析子女的經(jīng)濟(jì)支持與老年父母是否會(huì)參保之間的關(guān)系之前，先分析老年父母的其他人口統(tǒng)計(jì)變量是否會(huì)影響子女對(duì)其的經(jīng)濟(jì)支持，考察是否會(huì)存在群體差異。卡方檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

表2 父母人口統(tǒng)計(jì)變量與子女經(jīng)濟(jì)支持相關(guān)分析

附注：*在置信度(雙測(cè))為 0.01 時(shí)，相關(guān)性是顯著的。

首先從性別來看，相關(guān)性檢驗(yàn)p值為0.801，與有無子女經(jīng)濟(jì)支持兩者并無顯著相關(guān)關(guān)系。就年齡來說，父母的年紀(jì)與有無子女經(jīng)濟(jì)支持也有顯著相關(guān)關(guān)系，可以認(rèn)為當(dāng)父母到達(dá)一定的年紀(jì)以后子女開始給予父母一定的經(jīng)濟(jì)支持；從常住地址類型來看，是否獲得子女的經(jīng)濟(jì)支持并無顯著相關(guān)關(guān)系，這是由于樣本中絕大多數(shù)被調(diào)查者都是居住在家中，對(duì)于長(zhǎng)期居住在養(yǎng)老院和醫(yī)院等需要更多經(jīng)濟(jì)支持的樣本數(shù)很少，他們對(duì)照護(hù)的需要因素對(duì)于子女給予更多的經(jīng)濟(jì)支持并沒顯著的影響。

其次，從個(gè)人收入來看，一般認(rèn)為，父母的個(gè)人收入多子女就會(huì)減少對(duì)父母的代際經(jīng)濟(jì)支持，但由于農(nóng)村老年人收入的特殊性，從樣本中可以看出，沒有個(gè)人收入的老年人占總樣本的絕大多數(shù)，所以父母?jìng)€(gè)人收入與子女代際經(jīng)濟(jì)支持的反比關(guān)系并不適用于分析農(nóng)村老年人，所以檢驗(yàn)結(jié)果顯示個(gè)人收入狀況與是否獲得子女經(jīng)濟(jì)支持并無顯著相關(guān)關(guān)系。

最后分析勞動(dòng)狀況，從樣本的描述統(tǒng)計(jì)來看，93%的被調(diào)查者在過去一年都從事自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，即為家中的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)提供勞動(dòng)，農(nóng)村年輕勞動(dòng)力外遷導(dǎo)致了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)偏向于“老年化”，老年父母往往會(huì)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方面提供勞力幫助。按照代際交換理論，父母為孩子提供勞動(dòng)，孩子作為交換會(huì)給父母一定的經(jīng)濟(jì)支持，但檢驗(yàn)結(jié)果顯示兩者之間并無顯著相關(guān)關(guān)系，這并不是說代際交換理論不適用于農(nóng)村代際關(guān)系分析，或許利用徐勇、鄧大才等學(xué)者提出的“社會(huì)化小農(nóng)”理論能更好地理解。(19)徐勇：《再識(shí)農(nóng)戶與社會(huì)化小農(nóng)的建構(gòu)》，《華中師范大學(xué)學(xué)報(bào)(人文社會(huì)科學(xué)版)》2006年第3期；鄧大才：《社會(huì)化小農(nóng):動(dòng)機(jī)與行為》，《華中師范大學(xué)學(xué)報(bào)(人文社會(huì)科學(xué)版)》2006年第3期。由于受到社會(huì)化的誘導(dǎo)，在消費(fèi)膨脹的同時(shí)導(dǎo)致了家庭貨幣支出的壓力增大，自產(chǎn)的糧食對(duì)于家庭而言并不是稀缺資源，而貨幣對(duì)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糧，而不愿意給老人更多的零花錢。(20)狄金華、鐘漲寶：《變遷中的鄉(xiāng)村養(yǎng)老》，北京：中國(guó)社會(huì)科學(xué)出版社，2016年，第17頁。

表3是關(guān)于沒有參保的原因，采用spss多項(xiàng)分析方法對(duì)“您沒有參與新農(nóng)保的原因是什么”進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。在沒有參與新農(nóng)保的3707人中，“沒有錢”和“我已經(jīng)參加了其他社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)項(xiàng)目，不能重復(fù)參加”是他們不參保的主要原因，另外一個(gè)是當(dāng)?shù)氐恼邎?zhí)行因素?？梢娹r(nóng)民進(jìn)行養(yǎng)老行為選擇時(shí)，進(jìn)行著“理性算計(jì)”，而不是簡(jiǎn)單由單個(gè)個(gè)體自身的利益支配，通常會(huì)考慮代際關(guān)系和家庭情況等綜合因素，“沒有錢”而不參保，由此可以看出是否選擇參與新農(nóng)保，其自身的經(jīng)濟(jì)條件就是一個(gè)重要的影響因素，而子女給的錢是農(nóng)村老年人主要的經(jīng)濟(jì)來源。

(三)列聯(lián)交叉檢驗(yàn)

1.有無子女經(jīng)濟(jì)支持與是否參保的列聯(lián)交叉與相關(guān)性分析。為了分析有無子女經(jīng)濟(jì)支持與父母是否參與新農(nóng)保之間的不同取值的分布狀況和掌握兩個(gè)變量不同取值的聯(lián)合分布特征，來分析這兩個(gè)變量的相互影響關(guān)系。采用二維交叉列聯(lián)表對(duì)有無子女經(jīng)濟(jì)與父母是否參保之間分布關(guān)系進(jìn)行描述并檢驗(yàn)兩者之間的相關(guān)性。Spss輸出結(jié)果見表4。

首先，所調(diào)查的12032個(gè)樣本中(有190個(gè)樣本因值缺失而被剔除)，8173個(gè)被調(diào)查者沒有從子女處獲得經(jīng)濟(jì)支持，3669個(gè)被調(diào)查者從子女處獲得了經(jīng)濟(jì)支持，沒有從子女處獲得經(jīng)濟(jì)支持的占多數(shù)，占比為69%，有經(jīng)濟(jì)支持的占總樣本的31%；參與了新農(nóng)保、沒有參與新農(nóng)保的樣本量分別為8135和3707，各占樣本的68.7%和31.3%，參與新農(nóng)保的占較大比例。

其次，對(duì)有無子女經(jīng)濟(jì)支持的狀況進(jìn)行分析。在沒有從子女處獲得經(jīng)濟(jì)支持樣本中(8173)中，參與新農(nóng)保和沒有參與新農(nóng)保的樣本量分別為5516和2657，占總樣本(8173)的67.5%和32.5%，參與新農(nóng)保的仍占較大比例 ，但只略低于總體比例(68.7%)，沒有參與新農(nóng)保的比例則略高于總體比例(31.3%)。在從子女處獲得了經(jīng)濟(jì)支持的樣本(3669)中，參與新農(nóng)保的和沒有參與新農(nóng)保的樣本量分別為2619和1050，占總樣本(3669)的71.4%和28.6%，參與了新農(nóng)保的仍占較大比例，沒有參與新農(nóng)保的比例比總體比例(31.3%)低3%左右。

最后，對(duì)是否參保進(jìn)行分析。在參與了新農(nóng)保的樣本(8135)中，沒有從子女處獲得經(jīng)濟(jì)支持和從子女處獲得了經(jīng)濟(jì)支持的數(shù)分別是5516和2619，分別占總樣本(8135)的67.8%和32.2%；在沒有參與新農(nóng)保的樣本(3707)中，沒有子女經(jīng)濟(jì)支持和有子女經(jīng)濟(jì)支持的數(shù)分別是2657和1050，分別占總樣本(3707)的71.7%和28.3%，比例相差較為懸殊。

表3 沒有參與新農(nóng)合的原因多項(xiàng)分析

表4 有無子女的代際經(jīng)濟(jì)支持與是否參與新農(nóng)保交叉表

對(duì)有無子女經(jīng)濟(jì)支持與參保與否兩者進(jìn)行相關(guān)分析，見表5。本檢驗(yàn)的原假設(shè)是：有無子女經(jīng)濟(jì)支持與是否參保兩者獨(dú)立。spss輸出的卡方檢驗(yàn)結(jié)果(表5)第二列的數(shù)值上標(biāo)a說明：該分析中最小期望頻數(shù)為1148.54，且沒有小于5的單元格，可以做卡方檢驗(yàn)。由spss輸出的卡方檢驗(yàn)與對(duì)稱度量值(見表6)可知χ2=17.831，查χ2分布表，得到臨界值χ20.01(1)=6.635，因?yàn)棣?=17.831大于臨界值6.635，所以求得的列聯(lián)相關(guān)系數(shù)C=0.039,在統(tǒng)計(jì)上是顯著的。相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果P值小于置信度0.01，否定原假設(shè)，認(rèn)為有無子女經(jīng)濟(jì)支持與是否參保兩者顯著相關(guān)。

表5 有無子女經(jīng)濟(jì)支持與是否參與新農(nóng)?？ǚ綑z驗(yàn)

附注：a. 0 個(gè)單元格 (0.0%) 具有的預(yù)期計(jì)數(shù)少于 5。最小預(yù)期計(jì)數(shù)為 1148.54；

b. 僅為 2x2 表格計(jì)算。

表6 有無子女經(jīng)濟(jì)支持與是否參與新農(nóng)保對(duì)稱度量值

附注：a. 沒有假定空假設(shè)；

b. 使用漸近標(biāo)準(zhǔn)錯(cuò)誤假定空假設(shè)。

*. 在置信度(雙測(cè))為 0.01 時(shí)，相關(guān)性是顯著的。

可以看出，沒有獲得子女經(jīng)濟(jì)支持的樣本中參與了新農(nóng)保的人數(shù)是沒有參與的兩倍，獲得了經(jīng)濟(jì)支持的參保人數(shù)也遠(yuǎn)遠(yuǎn)要少于沒有獲得經(jīng)濟(jì)支持的參保人數(shù)。也發(fā)現(xiàn)從子女處獲得了經(jīng)濟(jì)支持的參保人數(shù)同樣是大于沒有參保的人數(shù)。這里不能忽視由于是否參保兩者樣本差距懸殊的原因，但不可否認(rèn)的是，農(nóng)村老年人是否參與新農(nóng)保確實(shí)與子女對(duì)他們的代際經(jīng)濟(jì)支持有關(guān)。一方面，沒有從子女獲得經(jīng)濟(jì)支持的老年人更傾向于參保，而且以上實(shí)證數(shù)據(jù)顯示，這個(gè)比例要遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于從子女處獲得了經(jīng)濟(jì)支持而參保的比例，驗(yàn)證了假設(shè)1：即子女對(duì)父母的代際經(jīng)濟(jì)支持會(huì)讓老年父母認(rèn)為未來有保障而不需要為了實(shí)現(xiàn)收入的縱向“平滑”而進(jìn)行儲(chǔ)蓄或參保。另一方面，獲得了子女的經(jīng)濟(jì)支持的老年人參保的人數(shù)也多于不參保的人數(shù)，除了受樣本差異的影響外，一定程度上也驗(yàn)證了假設(shè)2，即根據(jù)生命周期理論，人們?yōu)榱藢?shí)現(xiàn)一生的縱向的消費(fèi)均衡而儲(chǔ)蓄或參與養(yǎng)老保險(xiǎn)，當(dāng)老年人將參保視為一種調(diào)節(jié)不確定的行為時(shí)，即子女的經(jīng)濟(jì)支持使得老年父母有多余的經(jīng)濟(jì)能力，更多地為將來做打算從而參保。

2.子女經(jīng)濟(jì)支持水平與是否參與新農(nóng)保的列聯(lián)交叉與相關(guān)性分析。由上面分析可得知：有無子女經(jīng)濟(jì)支持與是否參與新農(nóng)保之間的相關(guān)關(guān)系是顯著的，接下來將子女的經(jīng)濟(jì)支持分為大于均值與小于均值兩組，檢驗(yàn)均值上下兩組和參保與否的相關(guān)性。

首先，在所調(diào)查的12032個(gè)樣本中(有190個(gè)樣本因缺失值而被剔除)，9649位被調(diào)查者獲得的子女的經(jīng)濟(jì)支持小于均值，2193名被調(diào)查者獲得的子女經(jīng)濟(jì)支持大于均值，分別占總樣本的81.5%和18.5%，可見子女經(jīng)濟(jì)支持小于均值的人數(shù)占大多數(shù)；參保的和不參保的樣本量為8135和3707，占總樣本的68.7%和31.3%，參保的占較大比例(見表7)。

其次，對(duì)子女經(jīng)濟(jì)支持是否大于均值的情況進(jìn)行分析。在子女經(jīng)濟(jì)支持小于均值(9649)樣本中，參保的和沒有參保的樣本量分別為6584和3065，各占總樣本(9649)的68.2%和31.8%，仍是參保的占較大的比例。在獲得子女經(jīng)濟(jì)支持大于均值(2193)中，參與了新農(nóng)保和沒有參與新農(nóng)保的樣本量分別為1551和642，各占總樣本(2193)的70.7%和29.3%，參與新農(nóng)保的占較大比例，但不參保的比率小于總體比率(31.3%)。

最后，分析是否參與新農(nóng)保。在參保的樣本(8135)中，獲得子女的經(jīng)濟(jì)支持小于均值和大于均值的樣本量分別為6584和1551，分別占總樣本(8135)的80.9%和19.1%，比例相差較為懸殊；在沒有參與新農(nóng)保的樣本(3707)中，獲得子女的經(jīng)濟(jì)支持小于均值的樣本數(shù)為3065，獲得子女的經(jīng)濟(jì)支持大于均值的樣本數(shù)為642，分別占總樣本(3707)的82.75%和17.35%，但子女經(jīng)濟(jì)支持大于均值的占比是小于總體的31.3%。

根據(jù)spss輸出的表格表8、9可知，該卡方檢驗(yàn)表8中第二列的數(shù)值上標(biāo)a表明，最小期望頻數(shù)為 686.49，并且沒有小于5的單元格存在，可以做卡方檢驗(yàn)，從輸出的卡方檢驗(yàn)(表9)結(jié)果可以看出，獲得子女的經(jīng)濟(jì)支持是否大于均值與是否參與新農(nóng)保之間的Pearson相關(guān)系數(shù)r=0.021,p=0.023，在置信度為 0.05 的條件下達(dá)到統(tǒng)計(jì)上的顯著線性相關(guān)。

表7 獲的子女的經(jīng)濟(jì)支持是否大于均值與是否參與新農(nóng)保交叉表

表8 子女經(jīng)濟(jì)支持是否大于均值與是否參與新農(nóng)保的卡方檢驗(yàn)

附注：a.0 個(gè)單元格 (0%) 具有的預(yù)期計(jì)數(shù)少于5。最小預(yù)期計(jì)數(shù)為 686.49；

b.僅為2x2表格計(jì)算。

表9 子女經(jīng)濟(jì)支持是否大于均值與是否參與新農(nóng)保對(duì)稱度量值

附注：a. 沒有假定空假設(shè)；

b.使用漸近標(biāo)準(zhǔn)錯(cuò)誤假定空假設(shè)。

*. 在置信度(雙測(cè))為 0.05 時(shí)，相關(guān)性是顯著的。

由此可以看出，子女經(jīng)濟(jì)支持的多少也是影響老父母選擇是否參保的一個(gè)因素，當(dāng)從子女處獲得的經(jīng)濟(jì)支持少于一般的平均值的時(shí)候，參與新農(nóng)保的人數(shù)占大多數(shù)，遠(yuǎn)遠(yuǎn)多于從子女處獲得的經(jīng)濟(jì)支持大于均值的參保者，驗(yàn)證了假設(shè)1，即子女給的錢較多的話老年父母參與新農(nóng)保的比例相對(duì)較少。因?yàn)樽优拇H支持就是老年父母今后生活的主要來源而不需要再參與新農(nóng)保來提供保障。另一方面，獲得子女的經(jīng)濟(jì)支持大于均值的這部分被調(diào)查者，參保的比例盡管較小但依然是多于沒有參保的人數(shù)，驗(yàn)證了假設(shè)2：子女的經(jīng)濟(jì)支持“擠入”農(nóng)村父母的參與新農(nóng)保。同時(shí)也說明這部分被調(diào)查者不但能獲得較高水平的子女經(jīng)濟(jì)支持，更有參與新農(nóng)保作為后盾養(yǎng)老保障，在某些意義上實(shí)現(xiàn)了家庭養(yǎng)老與社會(huì)養(yǎng)老的結(jié)合。

四、結(jié) 論

本文基于CHARLS全國(guó)微觀數(shù)據(jù)庫，利用spss的交叉列聯(lián)表和卡方檢驗(yàn)實(shí)證分析了子女對(duì)父母的代際支持對(duì)父母參與新農(nóng)保的影響。主要得出以下結(jié)論：

1.有無子女的經(jīng)濟(jì)支持與農(nóng)村老年人是否參保是顯著相關(guān)的。子女對(duì)父母的經(jīng)濟(jì)支持會(huì)對(duì)一定程度的“擠出”和“擠入”父母參與新農(nóng)保。首先，子女經(jīng)濟(jì)支持會(huì)在一定程度上“擠出”農(nóng)村老年父母參與新農(nóng)保，即子女對(duì)父母的代際經(jīng)濟(jì)支持會(huì)讓老年父母認(rèn)為未來有保障而不需要為了實(shí)現(xiàn)收入的縱向“平滑”而進(jìn)行儲(chǔ)蓄或參保，反之，無子女經(jīng)濟(jì)支持的農(nóng)村老年人更偏向參加新農(nóng)保。其次，當(dāng)老年父母將參保視為一種額外儲(chǔ)蓄行為的時(shí)候，子女對(duì)父母的代際經(jīng)濟(jì)支持會(huì)“擠入”參與新農(nóng)合，即有子女經(jīng)濟(jì)支持會(huì)使得老年父母有條件來更多地為將來做打算從而選擇參保。由此可見，農(nóng)村老年人的參保行為是在綜合子女資源的基礎(chǔ)上作出的決策。所以在新農(nóng)保制度全覆蓋的背景下，不僅應(yīng)鼓勵(lì)農(nóng)村老年人參保，激發(fā)參保積極性，同時(shí)也不能忽視農(nóng)村家庭子女支持對(duì)于老年人參保的影響。

2.子女經(jīng)濟(jì)支持的程度不同也會(huì)影響老年人參與新農(nóng)保的行為。一方面，當(dāng)子女給的經(jīng)濟(jì)支持水平太低時(shí)，老年父母會(huì)傾向于參與新農(nóng)保作為保障的補(bǔ)充。另一方面，農(nóng)村部分老年人在得到較高水平的子女經(jīng)濟(jì)支持的情況下會(huì)有剩余經(jīng)濟(jì)能力傾向參與新農(nóng)保，既有較高水平的子女經(jīng)濟(jì)支持也有新農(nóng)保作為后盾，在經(jīng)濟(jì)上有一定的保障。可見，政策介入農(nóng)村養(yǎng)老，提供了可供選擇和補(bǔ)充的養(yǎng)老保障，實(shí)現(xiàn)了制度的兜底責(zé)任，同時(shí)新農(nóng)保也強(qiáng)調(diào)權(quán)利與義務(wù)的對(duì)等，需要有一定的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)作為后盾來為新農(nóng)保繳費(fèi)，所以新農(nóng)保政策在提高基礎(chǔ)養(yǎng)老金的同時(shí)，也要鼓勵(lì)有條件的老年人選繳較高標(biāo)準(zhǔn)的參保檔次。

3.從整體水平來看，農(nóng)村子女給予老年父母在經(jīng)濟(jì)上的支持水平大多都比較低，更多的是注重提供基本口糧，對(duì)于相對(duì)較為稀缺的貨幣來說則提供得較少，農(nóng)村老年人自己能夠獲得的經(jīng)濟(jì)性收入也很少，導(dǎo)致可支配經(jīng)濟(jì)較為欠缺。而在農(nóng)村，要在保證農(nóng)村老年人基本生存需求的基礎(chǔ)上進(jìn)一步提高老年人的可支配經(jīng)濟(jì)，就需要子女的經(jīng)濟(jì)支持與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)共同發(fā)揮作用。以子女贍養(yǎng)為主的家庭養(yǎng)老提供農(nóng)村老年人的基本生存所需，新農(nóng)保發(fā)揮補(bǔ)充作用，從養(yǎng)老金領(lǐng)取的角度可增加一部分可支配經(jīng)濟(jì)。為此，如加大對(duì)農(nóng)村貧困家庭老年人群體參保的補(bǔ)貼力度，在一定程度上也提高了這部分老年人的可支配經(jīng)濟(jì)，更好地發(fā)揮新農(nóng)?！氨；尽钡淖饔?。

按照我國(guó)目前農(nóng)村的實(shí)際情況來看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展和福利水平都還很欠缺。任何一項(xiàng)社會(huì)保障政策都無法完全替代子女代際支持的家庭養(yǎng)老，不能片面地認(rèn)為子女的代際經(jīng)濟(jì)支持與參與新農(nóng)保之間是非此即彼的替代關(guān)系，兩者分別代表的家庭支持和社會(huì)養(yǎng)老都是不可或缺的，兩者相輔相成，可以發(fā)揮“?；尽焙汀疤豳|(zhì)量”的作用。因此，要認(rèn)識(shí)家庭支持的重要性和參與新農(nóng)保的必要性，在逐步提高待遇的同時(shí)，也要弘揚(yáng)家庭贍養(yǎng)的傳統(tǒng)美德，牢固子女贍養(yǎng)的“反饋模式”這一養(yǎng)老防線，兩者互補(bǔ)，形成良好的農(nóng)村養(yǎng)老新局面。