韩国农村家庭养老模式及其对中国的启示——基于韩国KLoSA微观数据的分析

林海波,杨黎源,刘 莉

（1.宁波大红鹰学院,浙江宁波315175;2.中共宁波市委党校,浙江宁波315012）

1　引言

社会保障成为近年来政府和百姓的关注焦点,农村养老保障因为基础差、替代率和覆盖面低,更是成为其中的讨论热点。养老保障的直接目标可以归结成两个:一是最基础的保障;二是幸福感的增加。中国农村由于自20世纪60年代就开始执行诸如“五保户”制度之类的保障措施并运行平稳,尽管对于极端贫困人口的扶助途径仍需完善,但是现有财政和民间能够用于保证老人最低生活保障的资金能力是充足的。现在需厘清的是政府在农村养老保障体系中的责任边界。老龄化的迅速到来,使得财政在原来现收现付制的养老金负担之上又加上了一项扩大覆盖面的任务。在此背景下,制度设计如何确定社会养老和家庭养老的比重,是方案设计的重点。

农村养老保障制度的完善是我国向城乡一体化和福利国家转型的基本要求。由于财政能力限制,在农村养老待遇确定型（defined benefits,DB）安排不可行的情形下,开始探索缴费确定型（defined contribution,DC）。而DC制度涉及到代际捆绑程度、缴费率和替代率的最终目标等具体问题。在老人无力缴费的情况下,如果是倾向于子女缴费,则又牵涉到年金制度,使得企业负担被引入讨论从而使问题复杂化。另外子女缴费的本质,实际是子女用于家庭养老资金的一种代理储蓄。代理储蓄意味着政府具有保值增值的责任,在我国金融体系、金融产品和金融人力资源都不尽如人意的情况下,政府通过高行政成本进行资金归集并承担这项增量资金的管理责任,不一定是合意的安排。如果不倾向于子女缴费,则农村养老制度设计还可以是家庭养老结合基础保障。例如收入锚定补助,这是对于基本贫困的良好救助机制（当然收入的锚定是否可行,需要研究）。那么问题可以归结为:（1）是否中国农村养老制度安排中应该强调家庭养老的作用;（2）更妥当的农村老人养老保障DC制度的整体目标设计,包括缴费率、替代率等的分阶段目标的设定。对于这些全新的探索,理论界和政府更多地借鉴智利经验并且吸收了其他欧美国家的做法。但这些国家的处境和中国现阶段多有不同,智利之所以可以借鉴是其相对于欧美国家在经济发展阶段上和我国更加相似,但是文化差异以及由文化差异带来的家庭养老的作用却不易比较。同文化圈的日本已经跨越了家庭养老的阶段,那么,地理距离最近的韩国由于同样的儒家家庭孝道基础和孝道文化转变的共同性、同样的生产主义淡化转向的阶段、同样的老龄化压力以及与我国发达地区相似的发展阶段,更有可能成为我国农村养老保障制度设计的经验借鉴对象。

2　研究设计和方法

韩国农村养老以家庭养老为主,但是也提供了坚实的基本社会保障。那么究竟是家庭养老还是社会养老更加能够提升老年人口的幸福感呢?

福利国家的目的是要保证大多数人的幸福感,所以福利国家的发展也是大多数人的幸福感趋向最优的过程。关于幸福感来源的研究中,Amartya Sen认为个人选择应该优于帕累托一致性条件,也就意味着主观幸福感是个人的最终目的[1]。毫无疑问,把收入当作决定效用的唯一标准,再用效用定义幸福的思路过于简化。心理学使用了主观福利（subjective well-being,SWB）并且基于大样本调查来讨论经济发展和主观幸福感的关系。Carol graham在做了关于SWB实证分析文献的梳理和总结之后,得出收入和幸福关系在超过一个临界点后呈现不相关[2],这个结论也被称为Easterlin悖论[3]。田国强、杨立岩通过加入一个“攀比”因素,在个人理性选择和社会幸福最大化之间构建了一个打通经济学幸福感和心理学自评幸福度的分析框架[4]。他们的实证表明非物质因素和攀比因素显著影响了主观幸福感,老年人口的攀比因素逐渐减弱,而非物质因素愈加重要。如果幸福感是最终目的,那么家庭养老和社会养老对于幸福感的影响程度就需要考量。这些问题是研究韩国农村家庭养老的切入点,同时也是中国农村社会保障借鉴韩国经验的出发点。

基于以上分析,提出以下命题。

命题1:非基本补助型的半强制社会保障可以提高幸福感;

命题2:家庭养老不单纯是子女金钱帮助;

命题3:家庭养老和社会养老存在替代关系。

第一个命题是一个准备性的命题,韩国的NPS（National Pension Service）是准强制型的,并且领取社保的人数目前较少,安慰作用大于实际作用。如果命题1成立,那么意味着中国现行基本保障和缴费账户联结的政策也是能提高幸福感的。我们定义一个狭义的只包含子女金钱支持的家庭养老和广义的包括亲情慰藉在内的家庭养老,命题2用来检验这样的狭义和广义家庭养老的有用性（后文家庭养老如不特别注明皆指广义家庭养老）。另外如果命题2成立,那么鼓励子女和老人共处就是好的政策选择。命题2和命题3如果都成立,则意味着没有必要设定很高的替代率,因为如果命题2不成立,而命题3成立,则无论是有子女帮助老人缴纳新农保还是子女直接金钱赡养,替代性意味着就是左手与右手的关系,社保实际就是起一个强制储蓄的作用。由于保证收益率不是一项非常容易把控的工作,如果收益率不能达到目标而由财政补缺的风险就更加不可控,那么基于DC制的替代率目标的高低就不是一个很有意义的问题了。如果命题2和命题3同时成立,则对于农村老人家庭来说新农保和非金钱的家庭照料就是“鱼与熊掌”的选择,也就是说如果家庭养老和新农保互相存在挤出效应,那么政府提高替代率的工作在财政资源限定的条件下就不用快马加鞭,而改善农村老年人口家庭养老的照料措施可能更加急迫。

基本的技术方案是:对于命题1,直接考察参加社保（新农保）对于幸福感的影响;对于命题2,如果家庭养老中非物质因素有显著作用,并且子女金钱支持作用不显著,则家庭养老作用显著。对于命题3,建立双向影响测定模型,考察家庭养老和社保（新农保）参与是否关系负向。

关于老年人口福利测量,有采用经济指标和幸福感指标或者直接讨论参保影响因素（默认参保即福利改进）三种方法,本文采用幸福感自评作为指标,理由是:第一,自评幸福感是相对于参保与否更加终极的目标;第二,在引入家庭收入作为控制变量的模型中,参保与否和家庭经济收入有内生性,即互为因果,而家庭收入和幸福感之间的关系更加单向,逻辑上体现的内生性小。

在方法上,由于考量参与社保对于幸福感的边际影响程度,而幸福感在这里设置为定序变量,所以使用离散被解释变量Logistic模型,韩国KLoSA提供了多期同样本跟踪数据,为使用更加可靠的固定效应事件分析法提供了条件。作为稳健性检验,利用面板数据的定序被解释变量随机效应模型来验证固定效应模型的可靠性。

具体地,我们把固定效应模型设定为:

两式相减得:

其中,Pit是因变量为1的概率,β1是自变量的边际影响,β2是时变控制变量的边际影响,β3是非时变控制变量的边际影响,vi表示未被观测到的变量在个体间的差异情况,εit表示残差项。式（1）代表t期,式（2）为t+1期,两式相减为式（3）,注意到式（3）中非时变控制变量和遗漏变量已经被差分去除,这样就达到了控制遗漏变量的目的。式（1）实际是随机效应模型,较之于式（1）,式（3）更加接近于自然实验法,当然其中隐含一个很大的假设:同一样本在不同时期除了事件发生（解释变量）,其他因素没有任何改变。而式（1）单独一个截面,极其容易形成观测偏误,面板数据能够稍微改善这样的偏误,好处在于能够检测遗漏变量的可能影响。固定效应和随机效应模型的选择,实际是偏差（小）和效率（高）的权衡选择[5]。这里要考察参保NPS或者是子女孝顺对于自评幸福感的影响,牺牲效率减小偏差是第一选择。但是由于固定效应系数标准误通常要比随机效应模型的标准误大很多,相应P值也大,所以也需要随机效应来检验系数方向的稳健性。

3　数据和变量选取

3.1　数据来源

韩国老年人口历年调查数据（Korean Longitudinal Study of Aging）是韩国的大型家户微观调查之一,由韩国职业信息中心（Korea Employment Information Service（KEIS））组织,从2006年开始第一次调查,调查样本为45岁以上成年人（可用于比较的其他国家类似样本如中国CHARLS数据、日本JSTAR、印度LASI、英国ELSA、美国HRS及墨西哥MHAS）,包含全国999个社区中7 574个家庭的11 796个调查样本,目前为止进行了2006年、2008年、2010年和2012年四次基线调查。涵盖受访者基本情况、子女、健康、收入、财产、社保和自评各项满意度的详细信息。

3.2　变量设定

3.2.1　被解释变量

自评生活幸福感作为被解释变量,使用数据库中的自评生活满意度,原始数据是等距变量（从0到10分成11级,为细致起见,没有做进一步的归类处理）。

3.2.2　解释变量

关于老年人幸福感的影响因素,按照张磊等[6]的总结:人格、自我效能感、应对方式、社会支持、亲子支持、生活事件等变量均与老年SWB相关,社会养老保障既可以作为社会支持也可以内化为自我效能的增加,理论上应该对幸福感有影响。社会养老保障用是否参加NPS作为度量指标（尽管韩国NPS理论目标是100%的覆盖率,但是到2010年,参加NPS的人数为1 910万,占目标参保人数的62%）,这个指标也在后文检验命题3所用模型中作为被解释变量。

家庭养老使用子女金钱支持（包括日常性赠送金钱和非日常性赠送金钱数量）和子女关怀频率（包括子女会见次数和子女电话次数）作为表征,子女见面次数、子女电话次数、子女金钱支持为所有子女加总,这两个特征反映了子女的孝顺程度,也把这一指标加入了模型,结果和子女金钱支持和子女会见和电话次数等一致,为避免共线性,所以没有直接采用这个变量,只是在稳健性检验环节作为检验使用。

3.2.3　控制变量

年龄、经济状况、婚姻状况、教育程度、健康程度等一般社会学变量被作为控制变量。社会支持、自我效能感、应对方式等变量由于数据缺乏,没有好的替代指标,所以没有被纳入控制变量,但是由于我们主要考量固定效应模型中两个主要解释变量的边际影响,所以缺失这些变量不会影响研究结果。经济状况使用家庭年收入指标（包括工资、房租收入、自营收入、社保收入,家庭其他收入,不包含子女金钱支持）,家庭资产包括房产估值、家庭成员（配偶）资产、金融资产、股票、债券、存款和其他金融资产。在实证过程中发现家庭收入这个变量缺失值太多,而且几期跟踪调查的结果差别不大,在使用固定效应模型时,造成样本量急剧缩小,且在大多数模型中系数不显著,所以在实证结果中没有呈现。子女数量不必然和家庭养老有关系,所以也归入控制变量类别。子女会见加总次数、子女电话联络加总次数、收入和资产类指标都取对数。到2010年,仅有230万人领取了社保养老金[7],所以不使用社保领取收益作为控制变量。

3.3　数据描述性统计

本文使用了KLoSA第一次调查（2006年）、第三次调查（2010年）和第四次调查（2012年）数据（没有使用2008年第二次调查的原因是正在经历金融危机,担心数据有些失真）。被解释变量和解释变量的原始数据的描述性统计见表1。

表1　原始数据统计分析表

调查样本中居住地为农村受访者和居住地为城市受访者的数量比是3∶1,实际实证中分类了农村受访者和做了地区虚拟变量的回归,单独分类农村受访者结果和总体结果相近,而地区变量系数不显著。

4　关于命题的实证结果分析

关于命题1,首先使用固定效应模型,然后采用向后逐步回归的随机效用模型（因为是定序因变量面板数据Logistic回归,所以本文使用stata14版本软件）,具体结果见表2。

表2　幸福感影响因素实证结果

模型1是固定效应,模型2—6是定序因变量面板logistic模型,使用向后分步回归得到。这样做既可以检验模型1的系数,又便于进行更细致的分析。结果表明:第一,年龄对于生活满意度有正面影响,这是通常所说的中年危机,跨过中年,危机感会减轻,但是到了高龄,由于对生命的眷恋,会有少许的哀伤（年龄平方有微弱的负面影响）。第二,婚姻状态有正面影响,模型1中再婚使得生活满意度有33.6%（（e0.29-1）=0.336）的改善概率。第三,子女数量的影响在模型1中统计不显著,所以后面的模型就没有加入这个变量（实际上我们使用固定效应模型也是分步和嵌套回归,无论如何设定,都无法使得子女数量的系数显著）。第四,健康是非常重要的影响因素。自评健康提高一个级别,可以使得自评满意度提升的机会成倍增加（（e0.83-1）=1.29）。第五,教育程度也是幸福感非常重要的因素,而且教育程度是十级分类,多受一个层次的教育,可以使得幸福度提升（（e0.3-1）=0.35）。收入提升幸福感,没有出现Easterlin悖论。第六,参与社保促进了生活满意度的提升,子女的亲情支持亦对生活满意度提升有正面的影响,这是本文的重点,这样就验证了命题1和命题2。但是不管在哪个模型中,子女金钱支持的系数都不够显著。韩国进入了发达国家行列,按照田国强、杨立岩[4]的研究,在发达国家中老年人更愿意给予而不是收受子女金钱。模型3把模型2的两个非金钱因素用子女孝顺替代,保留子女金钱支持后,年龄因素更加不显著。子女经济支持的作用也完全没有了统计可靠性。模型4加入子女孝顺（非金钱）变量,模型5加入参保因素后,经济收入的影响系数的显著性开始变小,社保因素显著改善了自评满意度。模型6使用子女满意度指标,显示子女金钱支持仍然和幸福感无关,甚至社保影响开始变得不显著,说明子女关系对于幸福感的影响可能大于社保。这进一步验证了命题2。

关于命题3,社会养老是否挤出家庭养老,抑或家庭养老是否挤出社会养老,如果社会养老挤出家庭养老,即社保使得老人获得成年子女的经济转移变少则老人的福利状况不一定能够改善。韩国鼓励子女对于老人的孝敬,但是如Jinkook Lee等[8]指出,针对韩国数据的实证很少,其本人也是通过观察NPS实行后韩国贫困人口问题来评价两种养老模式的替代性,而不是使用直接的样本指标。

关于挤出效应,一般使用子女经济支持指标,而这里基于命题2的假设,即家庭养老不能简单用金钱表征,所以使用经济支持和家庭亲情支持两个指标。依据Cox和Fafchamps的理论模型[9],构建计量模型如下:

Familysi是家庭养老系列因素,enrnps为是否参加NPS,X代表其他控制变量,因为使用固定效应模型,同式（1）-式（3）的过程,使用式（4）等式右边对其滞后期做差分,得出参保对于家庭养老影响的固定效应:

另外,从参保率和缴费率政策制定角度出发,家庭养老对于参保是否有反向挤出效应呢?以参保机率为被解释变量构建参保因素模型,观察家庭养老对于参保概率的影响系数是否为负,如果为负,则存在家庭养老对于社会养老的挤出效应（见表3）。

注:***、**、*分别表示在1%、5%、10%情况下通过显著性检验。系数下方为Z统计量。

从模型7、模型8和模型9的实证结果可以清晰地看到,参加NPS对子女金钱支持有挤出作用（P值0.11,接近0.1）,参加NPS对于子女亲情支持（探望次数）的影响统计不显著（p值0.35）。由于家庭代际关系的复杂性,这几个变量的解释力度不是很强,但是,我们关心的是参加社保对于家庭养老的影响,而不是研究家庭关系的全部,所以模型7调整R平方达到0.29也是可以接受的。模型8的解释度更低,不过代际亲情有更加多样化的影响因素,所以能够接受更低的解释度。当然,正如王志刚等[10]指出的,生活照料和精神慰藉涉及各个方面,不是一个子女探望或者子女电话就可以完全表征的。我们定义子女金钱支持为狭义家庭养老,而子女金钱支持和亲情慰藉为广义家庭养老,则参与社保对于农村狭义家庭养老有挤出作用,对于农村广义家庭养老没有挤出作用。根据上文通过模型1至模型6对于假设2的论证,广义家庭养老才是幸福感的源泉。

5　结论及启示

根据韩国KLoSA微观数据反映的老年人口养老状况看,第一,子女的亲情支持促进了老年人幸福感的提升,参加社保亦对幸福感提升有正面影响,但子女金钱支持对于老年人的幸福感没有显著影响,韩国家庭养老在各种养老方式中占据重要地位。第二,参加社保对子女向父母的直接经济转移有挤出作用。第三,教育程度也是影响幸福感的非常重要的因素。上述三点,对我国农村养老制度改革和具体方案设计有一定启示意义。

其一,家庭养老是中国社会传统的养老方式,在当前社会化养老还没有较好发展的情况下,在政策上仍应大力推进和鼓励家庭养老。在经济上比中国发达的韩国都无法保证农村的社会养老,意味着中国农村可能很长时间内都要以家庭养老为主。由于家庭养老的传统和优势,那么鼓励子女和老人共处就是较好的政策选择,参保行为对于幸福感有提升作用,但这个作用不能被子女的孝顺所取代,子女孝顺不应仅仅表现为金钱资助,心理慰藉、家人团聚、亲情照料是十分必需的。在养老问题上,除了政府提供基本的保障外,重构乡村道德秩序也是建构农村养老保障体系的重要一环。

其二,中国现行农村养老保障基本待遇和缴费关联的政策（家庭捆绑缴费机制）是合理和有效的。一些讨论认为不应该把基本保障和DC养老金制度捆绑在一起[11]。其理由主要有两个:一是基本养老保障（第一支柱）应该由政府责无旁贷地承担;二是社会养老对于家庭养老可能有挤出效应。关于第一点,在引言中已有论及,针对中国农村的较高管理成本,捆绑制是在保证第一支柱实际效果前提下的一种降低行政成本的灵活处置。关于第二点挤出效应,在韩国数据的实证中,发现社会养老对广义家庭养老没有明显的挤出效应,即使社会养老挤出了一些子女的直接金钱转移,但是通过假设2的实证,说明子女金钱转移不一定能提高老人的幸福感,但通过社保转移却可以提高老人的幸福感（韩国的NPS领取社保的人数目前较少,安慰作用大于实际作用,即使这样的安慰作用仍然提高了幸福感）。韩国农村经济情况类似于我国江浙地区农村,由此为捆绑制新农保的正确性提供了经验证据。

其三,我国农村养老保险不必设定很高的缴费率和替代率。有人批评韩国准强制性社保的效果,替代率的不断降低和缴费率的不断提高也为人诟病。关于亲情支持和子女金钱支持越多的家庭是否越不倾向于参加社保问题,模型7—9判断了家庭养老和社会养老在金钱上有挤出影响,高替代率一定意味着较高的缴费率,这样就会挤出家庭养老部分,而家庭养老是需要加以保护和鼓励的（这个和家庭缴费捆绑制度不冲突,因为家庭缴费捆绑不意味着高的缴费率）。另一方面,无论是有子女帮助老人缴纳新农保还是子女直接金钱赡养,替代率实际上就是左手与右手的关系,社保只是起着强制储蓄作用。在养老缴费收益率和财政补缺的风险不可控的情况下,耗费高昂的行政成本来提高农保缴费率以促成这样的强制储蓄就变得不是那么急切了,而健全农村老年人口的家庭照料可能显得更为重要。

其四,由于中国不同地区的经济情况差别很大,韩国经验可能更加适合于东部发达地区农村,但是韩国大力提倡传统孝道文化、鼓励家庭养老的做法可以成为我国农村养老的借鉴。与此同时,各地政府可以辅以发展新型城镇化的社区养老,支持有老人需要赡养的子女回乡创业,通过营造和谐安康的社会环境等措施,保障农村老年人体面而有尊严的晚年生活。

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