城乡居民养老保险对代际经济支持的影响——基于中介效应模型的研究

刘 佩，孙立娟

(对外经济贸易大学 保险学院，北京 100029)

一、引言

十九大以来，乡村振兴作为一项战略目标被提升到前所未有的高度，其中完善农村养老保障制度是一项重要工作。在人口老龄化过程中，农村地区面临着更高的养老风险：一方面，随着经济发展，大量青壮年外出务工，出现大量“留守老人”“空巢老人”，导致农村人口老龄化高于全国平均水平；另一方面，农村社会事业发展严重滞后，农村居民的养老、医疗保障制度尚不健全，一系列人口结构变化和经济社会发展对我国农村养老保障工作提出了更高要求。

2009年，国务院发布《关于开展新型农村社会养老保险试点指导意见》，确定在农村地区开展新型农村养老保险(简称“新农保”)，以保障农村居民年老时的基本生活。2011年，国务院又发布《关于开展城镇居民社会养老保险试点的指导意见》，决定为城镇地区没有参保基本职工养老保险的居民建立养老保险，并于2014年将二者合并为城乡居民养老保险。城乡居民养老保险实行社会统筹与个人账户相结合的模式，社会统筹部分由基础养老金支付，完全由国家财政承担；个人账户部分主要强调个人的缴费义务，设置不同的缴费档次，地方政府会根据个人的缴费进行补贴。由于缴费差异和地区差异，领取水平差异较大。2019年，农村居民养老金的全国平均水平大约为每年1200元，参考2018年国家贫困线标准的3200元，目前的养老金保障水平仍处于较低水平。并且，在2015年的中国综合社会调查(CGSS)数据中，接近一半的45岁以上受访者认为有子女的老人养老责任应该由子女承担。(1)2015年的中国综合社会调查(CGSS)数据库中，关于养老观念的问题是：认为有子女的老人的养老责任应该由谁承担？(1.主要由政府负责；2.主要由子女负责；3.主要由老人自己负责；4.政府/子女/老人责任均摊。在45岁及以上的样本中，对应以上四个回答分别为868、3931、581、2851，还有75个缺失值，占比分别是10.45%、47.33%、6.99%、34.32%、0.9%)。由此可见，无论是现实情境下的理性选择还是主观的养老意愿和养老观念，社会养老在农村地区的保障作用有待提高，家庭养老依然是农村养老支持体系中的核心。

家庭养老的实质是代际交换(穆光宗、姚远，1999)[1]，子女为老年父母提供经济支持、生活照料和精神慰藉等多方面支持(穆光宗，2002)[2]，父母也在为子女提供力所能及的帮助，如照料孙辈、家务料理等。现有文献基本证实了居民养老保险对老人的福利效应，如减少贫困(范辰辰、陈东，2014)[3]、促进消费(岳爱等，2013)[4]、提高养老质量(张晔等，2016)[5]、提升幸福感(杨胜利等，2016)[6]等，但关于居民养老保险对子女提供经济支持的影响研究还没有达成一致结论，且少有对其影响机制进行研究。因此，使用2013年和2015年中国健康与养老追踪调查(CHARLS)数据，以60岁及以上的农村老年人为研究对象，采用IV-Tobit模型，考察养老保险对子女提供经济支持的影响，并使用中介效应模型探究其作用机制，有助于清晰认识养老保险对家庭资源配置的影响，对进一步优化居民养老保险制度设计、提高政策效果具有重要的意义。

文章结构安排如下：第二部分是文献综述和理论假设；第三部分是理论模型；第四部分是数据来源和变量的描述性统计；第五部分是实证检验结果；第六部分是稳健性检验和讨论；第七部分是结论及政策建议。

二、文献综述与理论假设

主要从转移动机和家庭代际交往研究居民养老保险对代际经济支持的影响。在不同的转移动机下，养老金收入对代际经济支持的影响方向是相反的；家庭代际交往关系的复杂性和异质性则可能会导致政策效果在不同地区和不同人群之间有所差异，因此结合已有文献和现实国情进行研究至关重要。

在理论文献中，解释私人转移的动机包括利他动机和交换动机。利他动机主张私人转移是为了让转移接受方过得更好，收入越低的人收到私人转移的概率和数量越高(Barro,1974;Becker,1974)[7～8]，转移以金钱、实物或者遗产的形式出现。如Laitner & Juster(1996)研究发现，在一定范围内，父母倾向于给未来预期收入较低的子女留下较多的遗产[9]。然而，Altonji et al.(1992)使用美国收入动态面板研究数据检验了利他主义模型的可靠性[10]，并于1997年检验了利他主义程度，结果均拒绝利他动机模型假设[11]。相比之下，交换动机得到了更多的实证检验。交换动机认为收入越高，获得私人转移的概率和数量越高，或者说私人转移是为了交换某一种服务(Bernheim et al.,1985; Cox，1987)[12～13]，其核心特征是“交换”，如给出的转移与收到的转移表现为正相关关系(Cox and Rank，1992；Cox and Jakubson，1995；Cox et al.，1998)[14～16]、陪伴时间或提供的其他服务与收到的转移呈现正相关关系(Lillard et al.，1997；Künemund and Rein，1999)[17～18]，或者是收入更高的转移接受方对其提供的服务要求更高的付费(Aldieri and Fiorillo，2015)[19]。更多研究则表明，家庭的异质性较大，单一动机无法解释复杂的家庭代际交往关系，其动机可能因群体、收入水平不同而有所差异(Park ，2003)[20]。Kazianga(2006)使用布基纳法索的数据证实，利他动机在中等收入人群中明显，在低收入人群中则不明显[21]。Brown et al.(2008)的混合动机模型证明，存在一个父母收入的阈值，在阈值下表现为利他动机，在阈值上表现为交换动机[22]。Wu and Li(2014)对中国家庭进行研究，在考虑了老年人的医疗支出之后，子女与父母之间的经济转移支持利他动机，交换动机只存在于针对儿子，交换的服务是照顾孙子[23]。Cai et al.(2006)对中国城镇老人研究发现，在低收入老人中，子女的经济转移更多表现为利他动机，当老年人陷入贫困时，子女会增加转移支付[24]。Lei et al.(2012)研究中国家庭内部的经济交往发现，子女给父母的经济转移与子女的教育、经济状况以及父母的经济状况有关[25]。

基于不同的研究对象和研究方法，公共转移对私人转移的影响没有形成一致的结论。有大量研究证实了公共转移或者养老金计划降低了收到转移的概率(Fan，2010)[26]，对私人转移存在部分挤出作用(Cox et al.，1992; Cox et al.，2004; Jensen,2004；陈华帅、曾毅，2013)[27～30]，甚至完全的挤出作用(Juarez，2009)[31]。但也有学者得出了不同的结论，认为养老金计划不会挤出私人转移，或者这种作用在不同群体之间是不同的。Künemund和 Rein( 1999)对美国、德国、加拿大、日本和英国这5个国家的数据进行研究，并未发现养老金对子女的转移支付具有替代效应[18]。Kazianga(2006)则认为这种挤出效应在低收入人群中不明显[21]。江克忠等(2013)对中国的研究发现，在交换动机主导下，社会保障收入不会挤出代际经济支持[32]。张川川与陈斌开(2014)研究发现，对于已经获得转移支付的老年人，新农保收入对他们获得的私人转移数额不存在显著影响[33]。宁满秀(2015)利用2011年CHARLS数据研究发现，在新农保实施初期，“家庭捆绑”机制并没有对传统家庭养老产生强烈的挤出效应[34]。王翌秋与陈青霞(2017)使用2011年和2013年CHARLS数据的研究发现养老金收入不仅不会降低子女的代际支持，反而提高了子女的经济支持[35]。

虽然对养老金的挤出作用的研究很多，但是研究其影响机制的文献较少。本文认为可以从家庭资源配置的角度进行分析。在中国农村，家庭文化浓厚，养儿防老观念根深蒂固，出于对子女的爱护和自身的情感需求，很多老人都主动承担了孙辈照料的责任，同时还承担了家庭的农业劳作，甚至从事一些非农工作赚取收入以减轻子女负担。有大量研究发现养老金收入可以缓解资金约束，影响老年人的劳动供给(Bertrand，2003；黄宏伟等，2014；张川川等，2015；Li et al.，2018；Wang et al.,2018)[36～40]，甚至提高提前退休概率(Filho,2008)[41]，并且这种影响在不同性别、教育水平、年龄的群体中存在异质性(Ruhm，1996；Wang and Marcotte,2007；French et al.,2012)[42～44]。劳动时间降低后，老人有更多的时间用于闲暇(Cheng et al.,2018)[45]或者其他家庭活动，如照料孙辈。有研究表明照料孙辈的需求会显著影响劳动供给甚至退休决策(Hochman and Lewin-Epstein,2013)[46]。如Lumsdaine et al.(2015) 发现孙辈照料会影响女性的劳动供给和退休决策[47]。李琴与周先波(2018)使用2011年和2013年CHARLS数据的研究发现，养老保险降低了老年人的资金约束，老年人直接增加了对小孩的照料时间[48]。而代际经济支持可能是对老人提供孙辈照料服务的一种付费，王翌秋与陈青霞(2017)的研究结果也证实了老年人照顾孙辈的时间与来自子女的经济支持呈正相关关系[35]。

基于已有的研究，本文试图解决和回答以下几个问题：养老保险对代际经济支持是否有影响，挤入还是挤出？影响渠道如何？此影响在不同群体间是否存在异质性？

提出如下研究假设:

假设1：养老保险会影响代际经济支持，通过收入和孙辈照料两个渠道影响代际经济支持。一方面，养老保险直接增加了老年人的收入,另一方面，养老保险收入放松了老年人的资金约束，老年人会减少劳动时间，从而增加照料孙辈的时间。

假设2：成年子女会根据父母的经济状况和照料孙辈的时间来给予父母经济支持。

假设3：成年子女与父母之间的经济支持同时受利他动机和交换动机的影响。

三、理论模型

基于已有文献研究，借鉴李琴与周先波(2018)的方法[48]，建立一个理论模型。

设老年人的总时间是T，分配于闲暇L和劳动H，闲暇时间包括真正的闲暇时间l和照料小孩的时间Lc，照料孙辈的时间所占比例为θ，即L=l+Lc=(1-θ)L+θL。假定θ是常数，则其总时间T分配在真正的休息时间(l)、照料孩子(Lc)以及劳动时间(H)，即T=L+H=l+Lc+H。记w为劳动的平均小时工资，P为养老金收入，A为外生给定的其他财富如储蓄或者投资收入等，因此老年人的收入为wH+A+P。

transfer是成年子女提供给老年父母的经济支持即代际经济支持。假设子女对父母的经济状况较为了解，代际经济支持是其父母经济状况和孙辈照料时间的线性函数，即transfer=a+b(wH+A+P)+øLc。其中，ø>0,即成年子女希望父母多花时间照顾子女。b∈(-1,1)，出于理性经济人的基本假定，|b|≠1，以保证成年子女从自己与父母的经济交往中始终可以得到正回报。

设C为老年人的消费，其资金约束为C≤wH+A+P+transfer。老年人的效用函数为U(C，L)，假设它是拟凹函数，则满足：

(1)

C′(L)=-U2/U1<0，U(C,L) 还满足：

(2)

老年人先最大化其消费C和总闲暇时间L,然后根据比例θ将总闲暇时间分配于真正休息和照顾家里的小孩，其最优化问题是：

(3)

该最优化问题的解为L*,满足：

U2((1+b)(wT+A)+a+(1+b)P+(øθ-w-bw)L*,L*)=(w+bw-øθ)U1((1+b)(wT+A)+a+(1+b)P+(øθ-w-bw)L*,L*)

(4)

(5)

对公式(4)两边关于P求偏导，得：

(6)

公式(6)的分母和U1总为正,因此∂L*/∂P的正负取决于(U12-U2U11)的符号，假设总闲暇是正常品，当U12-U2U11>0时，养老金P对老年人总闲暇时间的影响为正。

因此养老金对老年人孙辈照料时间和劳动时间的影响分别是：

(7)

由公式(7)可知，养老金对老年人的孙辈照料时间的边际影响为正，对劳动时间的边际影响为负，即有了养老保险之后老年人会减少其劳动时间，增加照料孙辈的时间。

养老保险对代际经济支持transfer的影响是：

(8)

从公式(8)无法直观判断其正负，其正负取决于ø、θ、b、w的符号和大小。

从以上理论分析可知，养老保险不仅会影响老年人的劳动供给，也可能会改变家庭内部的资源配置，其影响路径如图1。一方面，养老保险收入改善了老年人的经济状况，出于某种动机，成年子女会调整提供给老年父母的经济支持，这是直接效应。另一方面，老年人有了养老保险收入之后，资金约束得到放松，出于对闲暇的偏好，老年人可能会降低其劳动时间，这会产生两个间接效应：一是劳动时间降低，其收入会减少；二是老年人的劳动时间降低后有更多的闲暇时间用于照料孙辈，子女会根据父母收入和照料孙辈的时间变化来调整其经济支持。因此，多个渠道的总效应可能为正，也可能为负，取决于ø、θ、b、w的符号和大小，即各个家庭内部父母与成年子女的禀赋和偏好，这也可能正是现有文献结论不一致的内在原因之一。以下实证分析中，将利用中介效应方法对各个渠道进行检验，研究养老保险对代际经济支持的影响。

图1 养老保险影响代际经济支持的路径图

四、数据来源及变量设定

文中所用数据来自健康与养老追踪调查数据(CHARLS)。CHARLS数据是由北京大学国家发展研究院主导的两年一次的追踪调查数据，调查对象为中国45 岁及以上居民。全国基线调查于2011年开展，覆盖150个县级单位，450个村级单位，约1万户家庭中的1.7万人参与，目前有2013年及2015年两次追踪调查。CHARLS数据主要涵盖了受访者的人口学背景，工作、退休和养老金情况，健康状况和医疗保障情况、详细的家庭收入、支出和资产状况等，是社会学、经济学、人口学等研究的重要数据来源。使用2013年和2015年两期调查数据，选择60岁及以上的农村老人，在剔除关键变量缺失的样本之后，分别得到2512个、2949个个体数据。

纳入研究基本信息 共纳入15项RCT[9-20]，均在英文期刊发表，合计12 755例患者，均为随机双盲、多中心临床研究。各项研究中试验组与对照组在年龄、性别比例、病程、治疗周期以及治疗前PASI评分、体表面积权重、生物制剂治疗史 （入组前接受优特克单抗、阿达木单抗、依那西普等治疗）等一般资料均衡，有可比性。纳入各项研究疗程在12～52周不等，但纳入分析的数据均为12周末。见表1。

(一)变量选取及设定

考察养老保险对农村家庭代际经济支持的影响及可能的影响渠道，关键变量如下，其数据说明见表1。

被解释变量是成年子女给父母双方的经济支持总数，包括现金帮助和实物帮助，存在大量零值数据，采用取对数处理(2)存在大量零值数据，取log(养老金收入+1)，后文的工资收入、照料时间、劳动时间、农业用地面积、生活支出变量做同样处理。。

核心解释变量是指是否参保居民养老保险。该变量存在内生性问题，可能存在一些不可观测的因素，同时影响了老年人的参保决策和代际经济支持，或者存在遗漏变量等问题。本文采用工具变量来减少内生性问题的影响，工具变量的条件是与内生变量高度相关，与扰动项无关。选择同一社区(村庄)参加居民养老保险的比例作为工具变量。在农村，农村居民的决策受邻居影响较大，而一个社区(村庄)的参保比例与老人收到的代际经济支持以及居民的个体和家庭特征无关，因此满足工具变量的要求。后文的IV-Tobit估计结果的Wald检验也支持了该工具变量的有效性。

中介变量包括过去一年的劳动时间以及用于照料孙辈的总时间。劳动时间分为农业劳动和非农业劳动。对于老年人及其配偶同时照顾几个孩子的情况，将每个小孩的照料时间加总，得到全照料时间总数。

控制变量包括个人特征(如年龄、性别、婚姻状态、健康状况、受教育程度)和家庭特征(如家庭规模、家庭人均年消费、家庭人均农业用地面积)，为控制时间固定效应，加入年份虚拟变量。

表1 变量说明

(二)描述性统计

表2记录了描述性统计结果。从结果看，参保个体收到的代际经济支持高于未参保组和总体平均水平。未参保组个体的工资收入高于参保组，参保组的工资收入低于总体平均水平。参保组个体照料孙辈的总小时数略低于总体均值，低于参保组。参保组个体的农业劳动时间高于未参保组，非农劳动时间低于总体平均水平和未参保组。从控制变量看，参保组的男性比例、在婚比例、教育水平、健在子女数、家庭规模、略高于未参保组和全样本均值，参保组的平均年纪、患慢性病比例、家庭人均消费和人均农业用地面积低于全样本均值和未参保组。

表2 变量的描述性统计结果

表2(续)

(三) 计量模型选择

从理论模型分析可知，养老保险可能会通过老年人的工资收入和照料孙辈的时间影响子女提供的代际经济支持。基于2013年和2015年CHARLS数据，按中介效应检验流程步骤对理论假设进行验证。中介效应模型可以分析自变量对因变量影响的过程和作用机制,相比单纯分析自变量对因变量影响的同类研究,中介分析不仅方法上有进步，而且往往能得到更多更深入的结果，经过多年的发展，目前普遍认为比较好的检验方法是Bootstrap 法直接检验系数乘积(Zhao et al.,2010;温忠麟、叶宝娟，2014)[49～50]。

第一步，在控制工作收入、照料时间和其他变量X的情况下，考察居民养老保险对代际经济支持的边际影响，此时得到的是居民养老保险对代际经济支持的总效应，计量模型为：

(9)

(10)

(11)

第三步，在分离出工资收入和孙辈照料时间的作用后，考察居民养老保险对代际经济支持的直接影响：

(12)

若以上渠道效应显著，则说明居民养老保险通过影响工资收入和孙辈照料时间进而影响代际经济支持的假设是可信的，但是，居民养老保险又是如何影响工资收入和孙辈照料时间的呢？本文认为可能的影响机制是，老年人有养老金收入之后，会减少劳动时间，从而增加其孙辈照料时间，劳动时间降低的同时工资收入也会降低，子女根据父母的收入和照料时间的变化来调整经济转移。

若工资收入的渠道效应显著， 则在方程(10)的基础上，按照以下步骤估计：

首先，在控制其他变量X的情况下，考察居民养老保险对农业劳动时间和非农业劳动时间的边际影响，模型为：

(13)

(14)

其次，在控制劳动时间和其他变量X的情况下，考察居民养老保险对工资收入的直接影响：

(15)

若照料时间渠道效应显著，结合方程(11)、(12)、(13)、(14)的估计结果，在控制劳动时间和其他变量X的情况下，考察居民养老保险对照料时间的直接影响：

(16)

在以上估计结果的基础上，根据前文的中介效应检验流程进行检验。

五、实证分析结果及讨论

(一)养老保险对代际经济支持的影响研究

表3的模型(1)～(4)分别是用IV-Tobit对方程(9)、(10)、(11)、(12)的估计结果。按照中介效应检验流程，首先，检验养老保险对代际经济支持的总边际效应。

从模型(1)的结果看，在控制其他变量的情况下，在1%显著性水平上，有养老保险的老人收到的代际经济支持比没有养老保险的老人平均多出157.5%。假设2和3部分成立，即子女对父母的经济支持与父母的孙辈照料时间显著正相关，符合交换动机的特征，但是与父母工作收入的正相关关系不显著。

其次，依次检验养老保险对中介变量的边际影响以及居民养老保险对代际经济支持的直接影响。

模型(2)的结果可以看出，养老保险对工资收入的边际影响在5%水平上显著为负。在1%水平上，男性老人的工资收入显著高于女性，年龄变量显著为负，教育变量显著为正，家庭人均年消费的边际影响在5%显著性水平上显著为正。在10%显著性水平上，家庭规模变量显著为负，婚姻、是否有慢性病、健在子女数、人均农业用地面积、年份变量不显著。

模型(3)的结果表明，养老保险对照料时间的边际影响在1%水平上显著为正。在1%显著性水平上，年龄变量显著为负，健在子女数、家庭规模、人均年消费变量、年份变量显著为正。婚姻变量在10%水平上显著为正。性别、受教育年限、是否有慢性病变量不显著。

模型(4)报告了养老保险对代际经济支持的直接影响。在分离了工作收入和照料时间对代际经济支持的影响之后，在1%水平上，养老保险对代际经济支持的直接影响降低至147.4%，照料时间对代际经济支持的边际影响显著为正。工资收入对代际经济支持的边际影响为正，但是不显著。其他控制变量的边际影响符号和显著性不变，只是数值稍微变化。

表3 IV-Tobit模型估计结果(养老保险对代际经济支持的影响)

表3(续)

根据以上结果，照料时间在两步估计过程的系数都是显著的，说明这一中介变量的间接效应是显著的，而工资收入有一个估计系数不显著，需要用Bootstrap方法检验其渠道效应是否显著，结果如表4。参保对代际经济支持的直接影响显著，但是通过工资收入的间接影响不显著。因此可以终止对这一渠道的分析。

表4 工资收入的Bootstrap中介效应检验结果

最后，报告中介效应量,结果见表5。养老保险对代际经济支持的直接效应为正，通过照料时间的影响效应显著为正，占直接效应的20.15%；工资收入的渠道效应为负，属于遮掩效应，但是不显著；总的间接效应占比仅为16.15%。

表5 养老保险影响代际经济支持的渠道效应

(二)照料时间的影响渠道研究

进一步对方程(13)、(14)、(16)进行估计，研究养老保险如何影响照料时间，主要解释变量的估计结果如表6。从模型(1)的回归结果看，居民养老保险对照料时间的总效应在1%水平上显著为正。模型(2)、(3)分别是可能的中介变量的估计结果，在1%显著性水平上，参保会显著降低非农劳动时间，对农业劳动时间的边际影响是显著为正的，但是降低的非农劳动时间多于增加的农业劳动时间，因此总体劳动时间是减少的，支持了假设1，即参保会降低老人的劳动供给，增加孙辈照料时间。模型(4)报告了在分离劳动时间之后养老保险对照料时间的直接影响。可以看出，养老保险对照料时间的边际影响依然显著为正，数值稍微有所降低，农业劳动时间对照料时间的边际影响显著为正。农业劳动时间在两步估计结果中都显著，因此通过农业劳动时间影响照料时间的渠道效应是显著的。

表6 IV-Tobit估计结果(养老保险对照料时间的影响)

从表6的估计结果看，需要对非农劳动时间变量进行中介效应检验。表7报告了非农业劳动时间的Bootstrap中介效应检验结果，可以看出非农劳动时间对照料时间的直接效应和间接效应都不显著。

表7 非农劳动时间的Bootstrap中介效应检验结果

最后报告间接效应、直接效应、总效应及其占比。结果见表8，养老保险对照料时间的直接影响占大部分，通过农业劳动时间的影响显著，且占比达到26.23%，但是通过非农劳动时间的间接影响不显著。

表8 养老保险影响照料时间的渠道效应

(三)性别差异

在表3和表6的估计结果中，性别变量都是显著的。为验证性别是否会对结果造成不同的影响，按性别分组进行估计，结果见表9。从结果看，养老保险对代际经济支持、工资收入、照料时间的影响因性别而不同。与女性相比，养老保险对男性收到的代际经济支持的影响更大。若参加养老保险，男性的工资收入显著降低，照料时间显著增加，而对女性的影响则不显著。

进一步研究养老保险影响照料时间的性别差异和影响渠道，估计结果如表10。从结果看，养老保险显著增加了男性老年人的孙辈照料时间，对女性的照料时间的影响则不显著。养老金收入对农业劳动时间的边际影响差异不大，对女性非农劳动时间的影响大于男性。

以上结果表明，养老保险的作用渠道可能是：养老金收入放松了家庭的资金约束，老人的劳动时间降低，增加了照料孙辈的时间，进而获得子女更多的经济支持。具体来说，男性老人降低劳动时间之后，有更多的时间用于照顾孙辈，获得更多的经济支持；女性减少的非农劳动时间更多，但是女性增加的照料时间和代际经济支持比男性少，这可能是由于农村女性参加的非农劳动本来就不多，并且承担了绝大部分的孙辈工作，因此边际效应不显著，这也符合农村社会“男主外、女主内”的家庭分工模式。当然这个假设需要进一步的研究来证实。

表9 按性别分组的估计结果

表10 按性别分组的照料时间的影响渠道估计结果

表10(续)

六、稳健性检验

为了检验结果的稳健性，用面板数据的混合OLS回归进行估计，结果如表11。可以看出，与前文的IV-Tobit估计的系数正负性和显著性一致，只是数值稍微有所差别，这也证实了估计结果的可信度。

表11 面板OLS回归结果

七、结论与政策建议

(一)研究结论

利用2013年和2015年的CHARLS数据，以60岁及以上老年人为研究对象，运用IV-Tobit模型估计了城乡居民养老保险对农村家庭代际经济支持的影响，并使用中介效应模型探究了可能的影响渠道。结果表明，参加养老保险对老年人收到的代际经济支持的总效应是显著为正的，在控制工资收入、照料时间的条件下，养老保险对代际经济支持的直接影响依然显著为正。从影响渠道看，养老保险通过工资收入的间接影响为负，但是不显著；通过照料时间的间接影响显著为正，占比间接影响的20.15%，这证实了家庭内部的交换动机，交换的服务是孙辈照料。

进一步研究了养老保险对照料时间的影响机制，结果表明，养老保险对照料时间的总效应显著为正，在控制农业劳动时间和非农业劳动时间的条件下，养老保险对照料时间的直接影响依然显著为正。从影响渠道看，养老保险通过农业劳动时间的间接影响显著为正，其间接效应占比26.23%，通过非农业劳动的间接效应为负，但是不显著。

以上估计结果均呈现出明显的性别差异，因此分性别样本进行估计，结果发现，养老保险对代际经济支持、工资收入、照料时间的影响因性别而不同。与女性相比，养老保险对男性收到的代际经济支持的影响更大。养老保险可能是通过显著降低男性劳动供给，从而增加夫妻俩的孙辈照料时间，进一步影响代际经济支持。

(二)政策建议

城乡居民养老保险作为保障农村居民生活的政策，旨在提高老年人福利，降低子女负担。从研究结果看，养老保险初步达到了引导家庭资源配置的作用。养老保险不仅没有挤出代际经济支持，反而对代际经济支持有促进作用，老年人用于照顾孙辈的时间显著增多，这有利于儿童的成长，提高未来的人力资本。但是仍然存在一些问题，养老保险虽然降低了老年人的劳动供给，但是主要是减少非农业劳动时间，农业劳动反而增加了，这可能的解释是，养老保险的保障水平较低，不足以让老年人放弃农业劳动带来的收益。因此，在未来的发展中，建议在财政可持续的范围内，逐步加大对城乡居民养老保险的补贴制度，提高保障水平。