賀慧娟 楊碧云

（廣東外語外貿(mào)大學金融學院，廣東 廣州 510006）

一、引言及文獻綜述

根據(jù)聯(lián)合國《2019世界人口展望》，2019年中國人口老齡化增速位居世界第一，滿足老年群體需求，改善老年人生存環(huán)境，是新時代下民生保障研究的首要課題之一。養(yǎng)老需求包括老年生活的經(jīng)濟支持和長期照料，老年贍養(yǎng)責任的承擔者主要分為兩個主體，一個是社會贍養(yǎng)，國家為老年人提供養(yǎng)老金、醫(yī)療保險以及各項補助，力求為公民的晚年生活提供保障。但我國的社會贍養(yǎng)水平依然需要發(fā)展，因此，家庭贍養(yǎng)依舊是老年贍養(yǎng)的主要模式。老年人數(shù)量的快速增加將不可避免地導致老年人對需求的迅速增加。因此，在中國特色社會主義新時代開放之后，人口老齡化的快速增長和人口老齡化已成為新時期必須面對的新國情。家庭養(yǎng)老是新時期改善和保障民生的首要問題之一，需積極研究改善老年人生活的新方案。老年人贍養(yǎng)責任的承擔者主要分為兩個主體，一個是來自國家的支持，國家為老年人提供養(yǎng)老金、醫(yī)療保險以及各項補助， 力求為公民的晚年生活提供保障，但我國目前在該方面的覆蓋程度不高，因而第二個贍養(yǎng)任務承擔者的責任尤為重大。家庭是承擔贍養(yǎng)責任的第二個主體。養(yǎng)老需求包括老年生活的經(jīng)濟支持和長期照料，在我國這樣一個儒家傳統(tǒng)文化為主流的社會，“以孝為先”是最為普及的觀念， 家庭的代際間轉(zhuǎn)移和文化傳承的主要方式，家庭單位做為養(yǎng)老負擔的主力軍，一直被作為贍養(yǎng)老人的核心角色，為老年生活提供長期照料和經(jīng)濟支持。但是隨著計劃生育政策的提出和推行，這一代的老人擁有更小規(guī)模的家庭單位，而單位成員也攤負著更重的養(yǎng)老責任。此外，隨著農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移到城市，農(nóng)村出現(xiàn)了大量空巢老人。而城里老人亦面臨著子女成年后的分家和異地工作，更因文化和思想觀念的變動， 孝順的核心觀念逐漸在年輕一代心中淡薄，我國的老人面臨無依無助的晚年生活。

高儲蓄是中國經(jīng)濟的長期基本特征，也是推動中國經(jīng)濟快速增長的重要因素之一。當前我國的儲蓄已經(jīng)處于1970年以來的歷史最高水平，更是遠遠超過世界各主要國家。根據(jù)生命周期消費理論（Modigliani &Brumberg，1954），家庭儲蓄率與年齡之間的關(guān)系是呈“倒U”型的。也就是說，中年人有更高的儲蓄，而年輕人和老人的儲蓄相對較低。但有學者有不同看法，如Chamon(2008)、 Chen(2015)皆發(fā)現(xiàn)中國情況與經(jīng)典理論不同，中老年人保持最高的儲蓄率，中國家庭儲蓄率應當是U形的。一些學者的研究發(fā)現(xiàn)，收入不確定會增加家庭儲蓄，尤其會影響年輕家庭，但中年和老年家庭大多是穩(wěn)定的（Deaton，1991；雷震、張安全，2013； 施建淮、朱海，2004）。因此，僅用收入不確定造成的預防性儲蓄動機，無法合理地解釋中國中老年人高儲蓄率之謎。

學界還從其他角度研究了中國中老年家庭的高儲蓄率。曾毅、陳華帥（2012）對我國老人未來的照料需求建立模型并進行預測，結(jié)果表明我國未來的養(yǎng)老支出會數(shù)倍于2010年水平。董曉芳、劉茜（2018）發(fā)現(xiàn)，與子女同住的父母自身的身心健康狀況更佳，這將顯著減少父母的醫(yī)療支出進而影響家庭儲蓄水平；張川川和陳斌開（2014）發(fā)現(xiàn)，獲得養(yǎng)老金的老年人獲得來自子女或親人的轉(zhuǎn)移支付的可能性下降了32-56個百分點。

上述文獻從各個角度解釋了中國家庭高儲蓄率的動機，而本文旨在通過研究家庭中子女與父母的關(guān)系對父母儲蓄決策的影響， 但這方面的文獻相對比較缺失。羅玉峰等（2015）的文獻研究表明，子女外出就業(yè)是導致農(nóng)村家庭養(yǎng)老模式弱化的重要影響因素， 社會風氣、宗族關(guān)系以及村落聚居程度等則成為維系農(nóng)村家庭養(yǎng)老模式的重要力量。聶建亮（2018）指出，農(nóng)村老年人獲得生活保健與子女經(jīng)濟狀況的關(guān)系并不顯著，但與代際關(guān)系密切相關(guān)。黃少安（2005）從中國父母的孩子遺產(chǎn)動機中解釋了家庭儲蓄率的問題。本文旨在為相關(guān)領(lǐng)域做一個理論補充。

二、數(shù)據(jù)和模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)來源及變量描述

本文中的數(shù)據(jù)來自中國健康與養(yǎng)老金跟蹤調(diào)查（CHARLS）。該調(diào)查始于2011年，由北京大學發(fā)展研究所、北京大學中國社會科學研究中心和北京大學青年團委員會進行了大規(guī)模的跨學科調(diào)查項目。樣本覆蓋28個?。ㄗ灾螀^(qū)，直轄市）的150個縣和450個社區(qū)（村），其中17，000個為1萬戶左右。問卷包括基本的個人信息，家庭結(jié)構(gòu)和財政支持，健康狀況，身體測量，醫(yī)療服務利用和醫(yī)療保險，工作，退休和養(yǎng)老金，收入，消費，資產(chǎn)和社區(qū)基礎(chǔ)知識。本文選擇CHARLS的2015年調(diào)查數(shù)據(jù)來分析兒女和父母之間每日接觸對父母家庭儲蓄的影響。表1給出了本文主要使用的變量的統(tǒng)計描述。其中，被解釋變量為儲蓄率（savingrate）。 儲蓄率是家庭總工資、家庭收到的總轉(zhuǎn)移支付、家庭農(nóng)牧副業(yè)及其他私營所得的總收入和總支出之差占總收入之比。代際關(guān)系的親密關(guān)系或異化將影響代際間的資源轉(zhuǎn)移，特別是后代轉(zhuǎn)移到代代相傳的資源。孝道反映了后代與父母之間的親密關(guān)系，是調(diào)節(jié)或限制老年人資源從后代轉(zhuǎn)移到父母的傳統(tǒng)機制。孩子越接近父母，孩子越有可能孝順父母，孩子越有可能為父母提供老年資源，即兒童與父母之間的關(guān)系越密切，老年人獲得養(yǎng)老資源的可能性就越大，他們將獲得的養(yǎng)老金資源就越多。本文為“與子女的聯(lián)系”尋找的代理變量為子女的居住選擇（live_*），可供選擇的遠近的范圍，包括同一個房間，但經(jīng)濟獨立（live_house），不同的村莊（live_village） 、同縣不同村（live_county）以及同城同省不同縣市（live_other）。我們知道，父母與子女的關(guān)系越近，他們通常就越接近。生活距離很近，方便孩子們實現(xiàn)孝順，拜訪父母。綜上，本文認為，選取該主要解釋變量是合適的，我們預測子女居住越近， 則越對消減父母輩儲蓄的動機，因此居住選擇的回歸系數(shù)應為負數(shù)。另一主要解釋變量為家庭總收入的對數(shù)，根據(jù)Modigliani（1978）的收入假說，家庭有平滑消費動機， 家庭會為抵消老年時期的收入不確定風險而提前儲蓄，當前的收入水平與儲蓄水平密切相關(guān)。其他控制變量，我們盡量遵循外生的原則，主要分為三組：（1）健在的子女數(shù)量（kid）；（2）戶主個人特征，包括性別（head_gender）、婚姻（head_marriage）、教育水平（head_edu）和戶口（head_hukou）；（3）是否參加保險，保險的類型包括各種醫(yī)療保險（medinsure）和養(yǎng)老保險（pens）。

表1 變量定義及統(tǒng)計性描述

（二）模型設(shè)定

決定儲蓄的因素有很多方面，本文重點解釋的關(guān)系為子女的聯(lián)系對家庭儲蓄的影響，因此我們將家庭儲蓄作為因變量來考慮其受到各因素的影響，建立如下模型：

其中，savingrate是家庭儲蓄與家庭總收入之比。Live_arrangement表示子女的包括house、village、county、other的各種居住安排。Z是上節(jié)所述的一系列控制變量。

三、實證結(jié)果

（一）基本回歸結(jié)果

本文設(shè)計了四組的基本回歸，逐步加入控制因素進行詳細的檢驗。因篇幅限制，本文僅展示控制所有變量后的回歸結(jié)果，回歸內(nèi)容見下表：

在回歸（1）中僅使用儲蓄率對收入的對數(shù)進行回歸，回歸系數(shù)為正且在1%的水平上顯著，這與傳統(tǒng)的家庭儲蓄收入理論相一致，收入的增長有利于促進儲蓄率。在回歸（2）中加入本文主要分析的因素——居住安排，其中，以子女居住國外的樣本為參照。計量結(jié)果顯示，所有居住安排的回歸系數(shù)都是負數(shù)且在1%的水平上顯著，這表示與子女關(guān)系親密，可以打消父輩存錢防老的隱憂，而在晚年更多依靠子女的各項經(jīng)濟支持，進而降低家庭儲蓄率。同屋居住啞變量系數(shù)絕對值最大，說明同一屋檐下，子女與父母聯(lián)系更緊密，父母獲得代際支持的可能性最大。在回歸（3）中，本文加入戶主子女數(shù)進行驗證回歸。子女數(shù)量的回歸系數(shù)為負，且在1%的水平上顯著，這與父母“養(yǎng)兒防老”的猜想一致，子女的存在可以減輕父母存錢養(yǎng)老的意愿。另外子女控制變量的加入，顯著減小了居住安排的回歸系數(shù)，這或許與前文提到的父母儲蓄并向子女代際轉(zhuǎn)移的目的減輕的猜想相關(guān)。在回歸（4）中，我們進一步加入了戶主的人口特征變量。人口特征中，性別、婚姻、教育程度的系數(shù)顯著為負?；貧w（5）中，本文控制了醫(yī)療保險及養(yǎng)老保險兩個變量。醫(yī)療保險系數(shù)在5%的水平上顯著為負且對儲蓄率的影響效果較大，而養(yǎng)老金的系數(shù)并不顯著。本文在做數(shù)據(jù)分析的時候發(fā)現(xiàn)，CHARLS調(diào)查的樣本中，享受養(yǎng)老金的人群比例并不高，這或許與我國養(yǎng)老金普及化的比率偏低有關(guān)。

（二）穩(wěn)健性檢驗

接下來，本文將以回歸(5)為基準回歸，進行穩(wěn)健性檢驗。本文進行穩(wěn)健性檢驗采取的方法為，從CHARLS的調(diào)查數(shù)據(jù)中，選取居住距離的對數(shù)（lndist）、子女看望父母的頻率（visit_*）和子女與父母通話、通信頻率（commu_*）作為新的代理變量進行回歸，回歸中均控制子女數(shù)、戶主人口特征和參保情況，因篇幅限制，不展開詳列，結(jié)果如下：

表2 基本回歸結(jié)果

（1）對居住距離對數(shù)的回歸系數(shù)為負，且在10%的水平上顯著，這與前文的猜想一致：住得越近，由于親密程度更高，而父母對于老年生活的被照料的隱憂得以減輕，進而降低儲蓄率。（2）子女探望父母的頻率的回歸系數(shù)基本為負，這說明，增加看望父母的頻率將降低父母的預防性儲蓄動機。而“很少探望”的啞變量回歸系數(shù)絕對值最大，這可能是因為，該情況下老年父母基本上無法沒有經(jīng)濟支持或者生活照料，轉(zhuǎn)移支付收入最低且養(yǎng)老開支比例更大。（3）子女與父母通信的回歸結(jié)果也基本在不同程度上顯著為負。

四、結(jié)論

在本文的研究分析過程中看到，子女與父母的聯(lián)系程度會對父母一代的家庭儲蓄意愿產(chǎn)生顯著影響，代際關(guān)系更親密的家庭，預防性動機減輕，更會降低家庭儲蓄水平。與子女同住的父母，家庭儲蓄意愿最低，而與子女分家的家庭，都在不同程度上減緩儲蓄消耗。而探望次數(shù)和通信頻率皆體現(xiàn)了子女對父母老年生活的關(guān)注程度，在一定程度上對父母的養(yǎng)老起到一劑定心作用。除此之外，政府應當繼續(xù)完善建設(shè)養(yǎng)老金體系及醫(yī)療保險體系進一步改善公共養(yǎng)老環(huán)境，緩解人口結(jié)構(gòu)老齡化所帶來的日益加深的養(yǎng)老擔憂。