朱凱如

（青島大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，青島 266061）

第七次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示，2020 年中國家庭戶平均規(guī)模僅為2.62 人，家庭結(jié)構(gòu)中“一代戶”比重為49.5%，較2010 年上升15.33%，而“二代戶”“三代戶”比重分別下降11.1%、5.0%，家庭結(jié)構(gòu)核心化進(jìn)一步加劇，老年空巢化、居住分離化現(xiàn)象凸顯。農(nóng)村地區(qū)老年人收入較低、社會養(yǎng)老資源供給不足的情況下，家庭居住安排的變化必然對農(nóng)村養(yǎng)老提出新的要求。

面對日益嚴(yán)重的人口老齡化問題，中國政府積極推進(jìn)農(nóng)村養(yǎng)老保險實施，先后頒布《國務(wù)院關(guān)于開展新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險試點的指導(dǎo)意見（2009）》《中華人民共和國社會保險法》《國務(wù)院關(guān)于建立統(tǒng)一的城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險制度的意見（2014）》，希望社會養(yǎng)老配套家庭養(yǎng)老，緩解家庭養(yǎng)老壓力，從而逐步解決農(nóng)村養(yǎng)老問題。研究發(fā)現(xiàn)公共養(yǎng)老政策會改變家庭預(yù)算約束，從而影響家庭養(yǎng)老模式[1]。那么，父母養(yǎng)老保險參與是否沖擊家庭代際同住，養(yǎng)老保險對家庭居住安排的沖擊又將如何實現(xiàn)？

家庭居住安排的變化意味著家庭資源的重新配置?，F(xiàn)有養(yǎng)老保險對居住安排的研究大多以擴(kuò)大家庭利益實現(xiàn)、傳統(tǒng)文化約束以及個體理性為研究基礎(chǔ)[2-3]。有研究認(rèn)為，“新農(nóng)保”實施提高父母經(jīng)濟(jì)獨立性[1]，降低農(nóng)村老年人在居住意愿和實際安排上與子女合住[4]。不過也有研究認(rèn)為，養(yǎng)老保險減弱了父母同住意愿，但沒有影響家庭居住安排[5]。另有研究認(rèn)為，孝道倫理的存在使擁有養(yǎng)老保險父母的同住偏好得以實現(xiàn)，提高農(nóng)村代際同住[2]。已有研究基于不同情景檢驗養(yǎng)老保險對家庭居住安排的影響，但沒有得到相對一致的結(jié)論。

現(xiàn)實來看，家庭行為受親子兩代行為選擇的影響。由于傳統(tǒng)孝道對家庭行為的約束逐漸減弱，“反饋模式”的代際關(guān)系正在發(fā)生變化[6]，子代贍養(yǎng)父母的責(zé)任倫理弱化，滿足自我需求為特點的經(jīng)濟(jì)理性影響著子女行為[7]，而父母仍保留強(qiáng)烈的責(zé)任理性[8]。因此，基于子女經(jīng)濟(jì)理性和父母責(zé)任理性分析養(yǎng)老保險對居住安排的影響符合實際。同時，代際同住發(fā)生著由價值驅(qū)動向需求驅(qū)動的轉(zhuǎn)變[9]，經(jīng)濟(jì)壓力促使父母選擇與子女同住[10]，另外子女撫育需求吸引家庭做出居住安排的調(diào)整[11]。因此，家庭需求的不同可能影響?zhàn)B老保險和居住安排的關(guān)系。

借鑒上述研究，考慮從居住安排的角度分析養(yǎng)老保險對家庭養(yǎng)老模式的影響，并試圖在以下方面做出貢獻(xiàn)：第一，有別于大量圍繞養(yǎng)老保險政策效果和家庭養(yǎng)老模式轉(zhuǎn)變的研究，研究側(cè)重從家庭倫理轉(zhuǎn)向角度解釋父母保險參與對家庭居住安排的影響。第二，研究試圖基于家庭需求異質(zhì)性，考察不同需求對養(yǎng)老保險與家庭居住安排關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，深入理解家庭行為選擇。

1 理論分析與研究假說

1.1 養(yǎng)老保險與家庭居住安排

家庭代際同住一直是解決家庭養(yǎng)老問題的重要模式，其中父輩權(quán)威地位是家庭養(yǎng)老實現(xiàn)的基礎(chǔ)。隨著子代家庭貢獻(xiàn)的提高、個體財產(chǎn)權(quán)力意識增強(qiáng)，子女試圖脫離父輩家庭、實現(xiàn)“小家庭”的家計獨立[12]，代際同住成為親代資源缺失條件下的選擇，親代通過與子女同住維持生活[10]。親代的“責(zé)任理性”使其選擇盡量自立以減輕子代贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)[13]。農(nóng)村父母擁有養(yǎng)老保險提高了父母獨立生活的能力[14]，降低了父母對子女的經(jīng)濟(jì)依賴[1]。另外，參與養(yǎng)老保險使父母擺脫家庭被動地位的獨立意識得以實現(xiàn)[15]，進(jìn)一步降低代際同住共財?shù)目赡堋?/p>

假說1：父母養(yǎng)老保險參與降低了家庭代際同住。

1.2 父母經(jīng)濟(jì)狀況、養(yǎng)老保險與居住安排

經(jīng)濟(jì)因素是影響家庭居住安排的重要因素。當(dāng)親子雙方無需通過同住改變家庭經(jīng)濟(jì)狀況時，同住的機(jī)會成本會增強(qiáng)[10]。農(nóng)村養(yǎng)老保險堅持“?；?、有彈性、可持續(xù)”的原則，養(yǎng)老保險的保障功能非常有限。現(xiàn)行養(yǎng)老保險制度的預(yù)期養(yǎng)老金財富不能完全滿足未來的養(yǎng)老需求[16]，僅靠養(yǎng)老金無法實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)獨立。同時，現(xiàn)代化程度較低的農(nóng)村父母對子女養(yǎng)老有極強(qiáng)的路徑依賴。因此，有一定經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)的父母參保后經(jīng)濟(jì)自養(yǎng)的可能性更強(qiáng)，更有可能選擇與父母分開居住。

假說2：父母經(jīng)濟(jì)狀況在養(yǎng)老保險和代際同住之間存在調(diào)節(jié)作用，父母有收入、收入水平較高，養(yǎng)老保險對代際同住的抑制作用越大。

1.3 隔代照料、養(yǎng)老保險與居住安排

公共資源缺乏使家庭隔代撫育功能不斷強(qiáng)化，隔代照料已成為家庭撫育的重要形式[17]。由于子代對家庭財富控制權(quán)和個體生活自由的渴望，共財共居的傳統(tǒng)居住模式極易造成父母與子女雙方?jīng)_突積累，進(jìn)而促使家庭做出財務(wù)分開的決定[18]。為降低家庭沖突風(fēng)險，擁有養(yǎng)老保險的老人更可能選擇與子女分開居住的方式提供隔代照料。同時，研究認(rèn)為父母隔代照料遵循“扶弱”“互惠”雙重邏輯[19]，“互惠”邏輯的隔代照料提供，提高代際同住可能。參與養(yǎng)老保險的父母更可能基于“扶弱”邏輯提供幫助，同住的可能性也會明顯降低。

假說3：隔代照料在養(yǎng)老保險和代際同住之間存在調(diào)節(jié)作用，父母提供隔代照料越多，養(yǎng)老保險對代際同住的抑制作用越大。

2 檢驗方法和數(shù)據(jù)說明

2.1 模型設(shè)定

基準(zhǔn)回歸。我國堅持“農(nóng)戶自愿”的參保原則，父母參與養(yǎng)老保險受到家庭因素、個體因素影響，與家庭居住安排可能存在互為因果[20]?？紤]到遺漏變量、反向因果等原因，直接進(jìn)行OLS 或Logistic 回歸的結(jié)果可能有偏且不一致?；谘芯磕康呐c數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，擬使用固定效應(yīng)模型、工具變量法進(jìn)行實證分析。

個體固定效應(yīng)可以在一定程度上控制不隨時間變化的遺漏變量問題，包括養(yǎng)老風(fēng)險偏好以及其他個體、家庭或地區(qū)層面的異質(zhì)性[20]，時間固定效應(yīng)可以解決不隨個體而變但隨時間變化的遺漏變量問題。采用同時固定時間效應(yīng)和個體效應(yīng)的面板固定效應(yīng)模型，模型設(shè)定如下：

其中，i代表成年子女；t代表調(diào)查時點（2015、2018）；LAit為成年子女i在t時點與父母是否同住；PENSIONit代表成年子女i的父母t時點養(yǎng)老保險參與情況；Xit為控制變量（包括父母特征、子女特征以及家庭和居住地特征），α0、α1、α2為待估參數(shù)；λt、μi為不可觀測的時間效應(yīng)和個體效應(yīng)；εit為隨機(jī)誤差項。

另外，一般認(rèn)為工具變量需要滿足兩方面要求：一是與解釋變量高度相關(guān)，二是與被解釋變量無關(guān)。參考賈男和馬俊龍[21]的研究，選擇同縣其他村（社區(qū)）的平均參保率為工具變量。首先，同縣養(yǎng)老保險試點時間、推廣進(jìn)度、參保政策相同，同縣居民參保決策存在趨同性[22]，選擇同縣其他村（社區(qū)）的參保率作為工具變量符合相關(guān)性要求。其次，家庭居住安排選擇主要取決于父母與子女的需求和自身觀念，不會受到其他村（社區(qū)）平均參保率影響，同縣其他村（社區(qū)）的參保率受到樣本個體特征影響，但不會影響個體的居住安排選擇，因此與被解釋變量無關(guān)。另外，后文分析中，同縣其他村（社區(qū)）的平均參保率通過了針對工具變量的相關(guān)檢驗。

2.2 數(shù)據(jù)來源

考慮養(yǎng)老保險實施時間以及現(xiàn)有數(shù)據(jù)追蹤時間①一方面2009 年開始“新農(nóng)?！痹圏c，2014 年建立城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險制度，當(dāng)前研究大多以2012 年、2014 年作為農(nóng)村基本養(yǎng)老保險政策實施節(jié)點。為分析養(yǎng)老保險參與對家庭行為的影響，考慮實施效果的時滯、政策覆蓋范圍變化，因此選擇2015 年和2018 年數(shù)據(jù)；另一方面在數(shù)據(jù)追蹤時點的特點，2015 年前數(shù)據(jù)每隔兩年追蹤一次，而2015 年后為三年追蹤一次，為盡量保持?jǐn)?shù)據(jù)間隔一致性，選擇2015 年和2018 年數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。，使用來自于北京大學(xué)國家發(fā)展研究院中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（China Health and Retirement Longitudinal Survey，CHARLS）2015 年、2018 年數(shù)據(jù)。CHARLS 旨在收集中國45 歲及以上中老年人家庭和個人微觀數(shù)據(jù)，涉及全國28 個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的150 個縣、450 個社區(qū)（村），具有全國代表性。

為研究農(nóng)村父母參與養(yǎng)老保險對家庭居住安排的影響，樣本選擇上保留農(nóng)村戶籍人口樣本，2015年、2018 年未參加以及未領(lǐng)取商業(yè)養(yǎng)老保險、基本養(yǎng)老保險以及政府或事業(yè)單位養(yǎng)老金等的樣本，剔除年齡小于16 歲或正在上學(xué)的子女樣本。根據(jù)家戶編碼對數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配，整理合并父母信息、家庭信息形成短期面板數(shù)據(jù)。

2.3 變量說明

被解釋變量。被解釋變量為家庭居住安排。代際同住體現(xiàn)家庭經(jīng)濟(jì)交往和代際互動，強(qiáng)調(diào)成年子女與父母共居一戶的生活共同體[10]。基于研究以及農(nóng)村父母的強(qiáng)經(jīng)濟(jì)需求，將與父母同住且共享生活收支界定為代際同住，賦值1。

解釋變量。參考已有研究[20]，解釋變量為養(yǎng)老保險參與，包括未滿60 歲父母參保和60 歲及以上父母領(lǐng)保。父母至少一方參與養(yǎng)老保險界定為“養(yǎng)老保險參與”，賦值為1，否則為0。

控制變量。為避免其他可能因素對檢驗結(jié)果的干擾，參考程令國等[1]以及冷熙媛和張莉琴[4]的研究，控制了父母特征、子女特征、家庭和居住地特征等變量。第一類指標(biāo)反映父母特征，包括父母年齡、父母婚姻狀況、父母健康狀況、父母受教育年限。第二類指標(biāo)反映子女特征，包括子女年齡、子女性別、子女婚姻狀況、子女受教育年限、子女收入水平。第三類指標(biāo)反映家庭和居住地特征，包括子女?dāng)?shù)、子女經(jīng)濟(jì)支持和居住地類型。

2.4 描述性統(tǒng)計分析

表2 列出依據(jù)父母養(yǎng)老保險參與情況進(jìn)行分組的相關(guān)變量描述性統(tǒng)計。相比未參與養(yǎng)老保險的樣本，參與養(yǎng)老保險父母與子女分開居住的比例明顯增加，初步證明了假說1，養(yǎng)老保險改變了家庭居住選擇。同時，可以看出參保父母年齡相對較小，更有可能有配偶同住且受教育年限較高、身體狀況更好。從子女特征角度，參保父母子女相對年輕、受教育程度更高、收入水平較好?？傮w來說參加養(yǎng)老保險家庭的生活條件更好，代際同住需求也會相對較小。所以，選擇雙向固定效應(yīng)模型以及工具變量法進(jìn)行相關(guān)估計。

表2 描述性統(tǒng)計Table 2 Descriptive statistics of variables

3 實證結(jié)果分析

3.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表3 采用固定效應(yīng)模型和工具變量法進(jìn)行回歸。Hausman檢驗p 值小于0.01，采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析。列（1）、（4）中使用Logit 模型進(jìn)行雙向固定效應(yīng)回歸，列（2）、（5）參考周廣肅和李力行[23]的研究，將是否同住視為連續(xù)變量。列（3）、（6）采用工具變量法并控制時間影響。其中，列（1）～（3）為未考慮控制變量影響的回歸結(jié)果。表3 所示，無論是固定效應(yīng)模型還是工具變量法，父母參與養(yǎng)老保險促使成年子女與父母分開居住且結(jié)果顯著，充分說明父母參與養(yǎng)老保險促使分開居住，初步證明了假說1。

3.2 穩(wěn)健性檢驗

為進(jìn)一步驗證回歸結(jié)論的有效性，從改變研究方法、替換核心變量以及調(diào)整樣本容量三個方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。首先，表4 列（1）將父母是否參與養(yǎng)老保險作為傾向得分值函數(shù)的被解釋變量，將傾向分值作為控制變量納入模型來解決選擇性偏差問題。列（2）采用面板數(shù)據(jù)GMM 模型克服內(nèi)生性和選擇性偏差問題。結(jié)果均顯示，父母養(yǎng)老保險參與降低子女與父母同住，沖擊傳統(tǒng)家庭居住模式。進(jìn)一步驗證結(jié)論。第二，表4 列（3）替換解釋變量為父母擁有養(yǎng)老保險的人數(shù)，列（4）、列（5）替換被解釋變量為子女是否同?。òㄓH子代經(jīng)濟(jì)獨立和經(jīng)濟(jì)不獨立），并分別采用固定效應(yīng)模型和工具變量法回歸，估計結(jié)果均在1%的水平上顯著，進(jìn)一步驗證前文實證分析的穩(wěn)健性。最后，表5 列（1）～（4）分析父母年齡60歲以上樣本，列（1）（2）被解釋變量為父母與子女是否同住且共享開支，列（3）（4）被解釋變量為父母與子女是否居住分離，一般居住在同一家中為同住，列（5）分析父母與子女同住樣本，探討父母養(yǎng)老保險參與對家庭經(jīng)濟(jì)合作的影響。列（6）（7）保留未獲得經(jīng)濟(jì)支持樣本，無經(jīng)濟(jì)支持父母對子女的經(jīng)濟(jì)依賴性更強(qiáng)，與子女同住可能性更高。表5 中回歸結(jié)果均顯著為負(fù)，再次驗證結(jié)果穩(wěn)健性。

表5 改變樣本容量Table 5 Change sample size

3.3 機(jī)制分析

表6 展示了父母經(jīng)濟(jì)狀況調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果。列（1）、（2）采用父母當(dāng)前是否有收入，列（3）、（4）父母年收入對數(shù)衡量父母經(jīng)濟(jì)狀況。參考王欣星和王新利[24]以及溫忠麟等[25]的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗方法，列（2）、（4）交互項系數(shù)1%水平上顯著為負(fù)，有收入、收入水平較高的父母參與養(yǎng)老保險使其與子女同住的可能性更低，假說2 得到驗證。表7 報告了隔代照料調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果。列（1）、（2）中調(diào)節(jié)變量為父母是否提供隔代照料，列（3）、（4）采用父母年提供隔代照料周數(shù)為隔代照料衡量指標(biāo)。考慮到隔代照料過程中存在親子代經(jīng)濟(jì)互動，被解釋變量采用父母與子女是否同住，即居住分離。列（2）、（4）交互項的系數(shù)體現(xiàn)調(diào)節(jié)效應(yīng)，系數(shù)顯著為負(fù)，表明隔代照料促進(jìn)養(yǎng)老保險參與對代際同住的抑制作用，假說3 成立。

表6 父母經(jīng)濟(jì)狀況調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗Table 6 Moderation effect test of parents' economic condition

表7 隔代照料調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗Table 7 Moderation effect test of grandparenting

4 結(jié)論與建議

通過對養(yǎng)老保險、家庭需求和居住安排三者關(guān)系進(jìn)行研究，得以下結(jié)論：父母養(yǎng)老保險參與使家庭親子雙方同住的概率顯著下降。有經(jīng)濟(jì)收入、經(jīng)濟(jì)狀況較好、提供隔代照料的父母，參與養(yǎng)老保險后與子女同住的可能性更低。家庭代際互動中父母具有極強(qiáng)自立性和邊緣性。

基于以上研究結(jié)論，考慮進(jìn)一步促進(jìn)養(yǎng)老功能實現(xiàn)、代際良性互動：第一，要提高養(yǎng)老保障水平，使農(nóng)村老年人能夠有能力實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)自養(yǎng)以應(yīng)對家庭養(yǎng)老服務(wù)的供給不足；第二，面對農(nóng)村父母在代際關(guān)系中的邊緣地位，有必要進(jìn)一步加強(qiáng)農(nóng)村地區(qū)養(yǎng)老服務(wù)供給，從提高老年人生活需求和精神滿足的角度，加強(qiáng)養(yǎng)老產(chǎn)業(yè)發(fā)展[26]；第三，考慮家庭養(yǎng)老的重要性和必要性，必須加強(qiáng)家庭孝養(yǎng)教育宣傳，同時為撫養(yǎng)老人的子女提供便利以減輕子女負(fù)擔(dān)、保障家庭養(yǎng)老供給，促進(jìn)基于家庭養(yǎng)老實現(xiàn)的代際互動關(guān)系形成。