新型农村社会养老保险是否会挤占农村居民生育意愿——基于CGSS 数据库实证分析

李真

（南开大学金融学院 天津市 300350）

生育问题在我国经济发展进程中一直扮演着重要角色。为促进经济发展，新中国成立后，干预性的计划生育政策主要经历了四个阶段：第一个阶段是1949-1953 年的鼓励生育阶段，这个阶段属于中国人口的调整期；第二个阶段是1954-1977 年的宽松计划阶段，这个阶段人口出现井喷式增长，总和生育率达到6 左右；第三个阶段是1978-2013 年的严格计划生育阶段，这个阶段总和生育率从6 降到2.5，1991 年后进入1 时代，2013 年总和生育率为1.65；第四阶段是2014 年至2021 年5 月31 日，从“单独二孩”到“全面二孩”。但放开二胎的政策并没有显著提高居民的生育意愿，世界银行研究数据显示，2018 年中国总和生育率为1.69，远远低于人口更替水平2.1，中国已经进入人口老龄化阶段。2021 年6 月1 日，为提高生育意愿、改善人口结构，中国又放开了“三胎政策”，政策效果有待进一步检验。生育意愿的持续降低和预期寿命的不断延长导致社会人口结构严重失衡，劳动供给短缺，阻碍经济发展。影响生育意愿的因素有很多，其中社会保障对生育意愿的影响引起广泛讨论。中国在2009 年开始在农村地区试点推广新型农村社会养老保险（以下简称“新农保”），当年试点覆盖了全国10%的县区，之后政策进入加速推广、快速拓面的阶段。新农保基金由个人缴费、集体补助、政府补贴构成，政府补贴标准不低于每人每年30 元，东部地区政府更是给予保费50%的补贴。对于满60岁的农户，政府直接发放养老金，但前提是其子女购买了新农保，这在一定程度上提高了新农保的覆盖比率。新农保对家庭经济福利、居民个体福利、市场劳动供给等都会造成一定程度影响，本文主要探讨新农保对农村居民生育意愿的影响。

一、文献综述

中国老年人主要通过政府的养老保险制度、家庭养老的代际转移支付以及老年人自我储蓄三种模式进行养老，理性经济人会根据政府养老保险模式和子女数量等外部条件来选择其中一种模式进行养老，以实现家庭福利最大化，政府养老保险模式会影响家庭生育子女的数量。生育行为已经不是一种“自发”的行为，而是一种深思熟虑之后的结果。Becker（1960）首次提出生育意愿是一项家庭决策，需要放在效用最大化的框架中进行讨论分析。Becker 和Barro（1988）以及Barro 和Becker（1989）首次提出内生增长模型，并初步探讨了社会保障费率的提高对生育意愿的负向影响。生育意愿受到“消费动机”和“投资动机”的共同影响，对于“消费动机”，父母享受孩子的数量和质量带来的满足感，这种满足感会随着代际转移减弱，孩子的子女不会给自己带来满足效应（Zhang 和Zhang，2007）。Bental（1989）提出人们想生孩子也有可能是出于“投资动机”，即期望在老年时孩子为自己提供养老服务。当居民生育意愿中“投资动机”心理占据上风时，以社会养老保险为代表的“社会养老”会部分替代“养儿防老”，降低生育意愿。

养老保险对居民生育意愿的影响是“收入效应”和“替代效应”双重作用的结果。部分学者认为养老保障会对生育意愿产生“挤出效应”，即养老保险的“替代效应”大于“收入效应”。Guinnane（2008）对生育意愿下降的研究进行了总结，指出慷慨的养老保险制度会对生育意愿产生负向影响。Hirazawa 和Yakita（2009）指出养老保险覆盖率较高的地区居民生育意愿下降0.5%左右。Fenge 和Scheubel（2016）对德国19 世纪的历史数据进行了研究，发现社会保障覆盖越多的地方生育意愿越低。秦雪征（2010）指出社会养老保险使“自我保险”转变为“社会安全网”模式，降低了居民对“养儿防老”的需求，进而生育动机降低。王浩名和柳清瑞（2015）使用中国和东盟的数据进行分析得出，社会养老保险费率的提高会降低结婚率和生育意愿。王天宇和彭晓博（2015）利用OLG 理论分析和实证分析的方法研究得出，新农保会使居民再想要孩子的意愿降低3%-10%。陈欢和张跃华（2019）使用CGSS 数据库分析指出养老保险会降低居民的生育意愿，其中总生育意愿降低14.1%，生儿子意愿下降7.2%，生女儿意愿下降5.4%。

也有部分学者认为养老保险对生育意愿的影响会因为不同国家和所处的经济发展阶段不同而有所差别，适当的养老金水平会提高生育意愿。Ehrlich 和Lui（1991）指出，现收现付制的养老保险制度会降低生育意愿，但结果也会随着经济发展阶段的不同而有所差别。Ehrlich 和Kim（2007）分析了养老保险的“社会安全网”对“养儿防老”的替代效应，也认为其替代效应会因不同经济体的变化有较大差别。Wigger（1999）在内生增长模型中分析养老金对生育意愿的影响时发现，养老金有可能会提高生育意愿。Wang（2015）指出，不同养老金待遇对生育意愿和失业率的影响会有所不同，较高的养老金待遇有可能会提高生育意愿，降低失业水平，但较低的养老金待遇会导致生育意愿和失业率一同恶化。Cigno（1993）对意大利的养老金和生育意愿进行研究时发现，完全积累制下的养老金会降低生育意愿，但这一影响非常微弱，只有0.02%。张川川和陈斌开（2014）使用CHARLS 的数据分析了以“新农保”为基础的“社会养老”能否替代“家庭养老”，研究结果发现，新农保会挤出老年人获得的私人转移支付，但挤出效果有限。Boldrin 等（2015）认为研究养老保险制度和生育意愿的关系要针对特定国家和地区的初始条件和发展路径进行研究。李光勇（2003）指出，家庭保障具有伦理和情感保障功能，尤其是农村家庭更甚，这是社会化的养老保障制度无法替代的特征。中国传统的“孝道”文化使中国和西方国家的养老模式存在较大差异，“养儿防老”思维根深蒂固，农村地区更严重。在该传统观念解除之前，新农保对农村居民的“养儿防老”的养老模式的替代作用有限，养老保险对生育意愿的“挤出效应”不确定。康传坤和孙根紧（2018）使用2013 年的CGSS 数据分析了养老保险制度对生育意愿的影响，结果发现参加基本养老保险会使城镇居民的生育意愿降低13%-17%，但对农村居民的生育意愿没有显著影响。受到农村社会经济发展水平和文化水平限制，农村地区以“社会养老”替代“家庭养老”的保障模式还需要发展很长的一段时间。在“社会养老”对“养儿防老”替代作用有限的基础上，社会养老金的转移支付又会放松当代预算约束，提高农村居民生育意愿，养老保险对农村居民的生育意愿存在多重交叉影响。

综上所述，国内外专家学者的已有研究为本文深入分析养老保险对于中国农村地区居民生育意愿的影响提供了有益借鉴。新农保作为中国农村地区覆盖面最广的社会保障体系之一，对参保人群的重大经济行为和家庭决策具有深远影响。中国农村地区受传统文化影响较深，生育意愿受到养老保险的影响较其他地区会有所不同，厘清社会保险对农村地区生育意愿的影响，对优化农村地区人口结构、健全养老保障体制机制以及充分落实好“三胎政策”具有重要意义。

二、理论模型

本部分建立一个简单两期OLG 模型（Feng 和Meier，2005），两期分为青年时期t 和老年时期t+1。假设模型中参与的每一个个体都是同质的，且都是理性决策者，目标是实现两期效用最大化。讨论的问题是个体如何在实现家庭效用最大化的前提下权衡“社会养老”还是“养儿防老”，新农保是否会对个体的生育动机产生“挤出效应”。假设个体在青年时期取得的收入是y，消费是c，储蓄是s，想要生育孩子的数量为n，做出的是否参与新农保的决策为I={0，1}。养育孩子需要付出时间成本和资金成本，我们现将其统一为成本φ（n）=nk，其中φ′（n）＞0，φ″（n）≤0，即养育孩子的成本随孩子的数量增加而增加，但增加的幅度随孩子数量的增加而降低，养育孩子具有规模效应。新农保的保费为π，对父母的转移支付为B。在年老时期的收入为养老金P，储蓄本息s（1+r），来自子女的转移支付B=nδ，B′，＞0，B″≤0，即父母收到的来自子女的转移支付随子女数量的增加而增加，但增加幅度随子女数量的增加而降低，消费为c。

个体一生的效用为μ（c，c，n），消费和子女都被视为正常品，边际效用为正。

参考王天宇、彭晓博（2015），我们将个体的效用函数写为对数形式，即

其中，ρ 是孩子数量相对消费的效用权重，β 为效用的主观意愿贴现因子。

由一阶条件解出最优生育数量：

根据Robert 和Fenge（2016）养老保险会部分替代子女的养老职能，挤出子女对父母的转移支付，因此B′＜B。我们假设孩子既具有消费效应又具有投资功能，所以，假定生孩子本身带来的效用ρ 小于抚养孩子的成本k，即ρ＜k。（8）式中分母（ρ-k）（1+β）δ＜0，（k-ρ）P＞0，βδπ＞0，βδ（B-B′）＞0，所以βδπ-βδ（B-B′）+（k-ρ）P符号不确定，因此△n 的符号不确定，需要进行具体实证分析。

对△n 做简单的比较静态分析可知，∂△n/∂△B＜0，即养老保险对子女转移支付的“挤出效应”越强，人们的生育动机降低的概率越大。

三、数据、变量与实证方法

（一）数据

本文所使用的数据来自于中国综合社会跟踪调查（China General Social Survey，CGSS）。考虑到数据的可得性及实际参考意义，选用2012、2013、2015 和2017 年数据中的农村居民数据作为研究样本。同时，本文删除了城镇居民部分，只分析养老保险对农村居民生育意愿的影响。

（二）主要变量设定

1.生育意愿。参考陈欢和张跃华（2019），本文的被解释变量是“生育意愿”，其中包含总生育意愿、生育儿子意愿和生育女儿意愿。支撑该解释变量的数据来自于CGSS 问卷调查中关于“如果没有计划生育你想生几个孩子，其中想生几个女儿，几个儿子”的问题。有效样本中意愿生育0 个占比0.65%，1个占比13%，2 个占比65.45%，3 个及以上占比20.9%。考虑到样本离差值的影响，在做泊松回归时对计数生育变量和家庭收入做了1%缩尾处理。

2.主要解释变量。新农保在2009 年的成立初期，居民可领取的基础养老金是55 元，后来随着经济发展水平的不断提高，该基础养老金有所提高。2021 年，山东、长沙等地把基础养老金金额提高到120 元。由于基础养老金金额提高有限，且因不同地区的经济水平不同，基础养老金金额会有所差距，统计困难。因此，本文在研究新农保对生育意愿影响时，只研究参与新农保这种行为对生育意愿影响。参考马光荣和周广肃（2014），在模型中，把“是否参加了新农保”设定为虚拟变量，参加取值为1，未参加取值为0。

3.控制变量。控制变量分为个体特征变量、配偶特征变量和家庭特征变量。个体特征变量主要包括年龄、性别、民族、婚姻、受教育程度、健康状况、工作性质、养老观念认知和是否具有医疗保险。年龄根据受访者的出身年月和相应的调查时间得到，并只保留了65 岁以下的样本；性别不同会影响生育意愿，性别“男”取值1，“女”取值0；理论上讲，少数民族宗族意识更强烈，会有更强的生育意愿，对此我们加入了民族变量，“汉族”取值0，其他取值1；对于婚姻变量，初次结婚有配偶取值1，其他取值0；受教育程度变量按照受教育年限赋值，小学之前取值1，小学毕业取值6，初中毕业取值9，高中毕业取值12，大专及本科毕业取值16，研究生及以上毕业取值19；对于自评健康状况分为“很不健康”“比较不健康”“一般”“比较健康”“很健康”五种情况，其中，“很不健康”为1 分，“比较不健康”为2 分，“一般”为3 分，“比较健康”为4 分，“很健康”为5 分；工作性质不同，社会地位、收入稳定情况和价值观都会有差异，本文对于党政机关、事业单位和国企单位取值1，其他取值为0；养老观念的不同也会影响生育意愿，问卷中针对养老意愿分为“国家养老”“子女养老”“个人养老”，对其分别设置虚拟变量，“是”取值1，“否”取值0；是否具有医疗保险问题中，“是”取值1，“否”取值0。配偶特征变量也包含年龄、受教育程度、工作性质。家庭特征变量主要是家庭收入，对家庭收入取对数。

（三）主要变量描述性统计

表1 列出了被解释变量和主要解释变量的均值，以及参加新农保与否之间的差值。从表1 可以看出，参保农户在总生育意愿、生育儿子意愿、生育女儿意愿方面均高于未参保农户，这可能是因为农户在国家提高转移支付的基础上放松了当代预算约束，提高了生孩子的意愿。参保农户平均年龄高于未参保农户，这符合保险学中逆向选择的原理，高年龄的农户更愿意参与养老保险，以便在60 岁后获得养老金。由于参保农户年龄较大，因此其平均受教育年限、健康状况略低于未参保农户，非参保农户中也有更多的人在机关、事业单位和国企单位中工作。但从养老观念上来讲，参保农户相较于非参保农户，在个人养老和共同养老的态度上更加积极，而非参保农户在政府养老和子女养老上态度更加积极。这说明，参保农户更希望通过自己购买养老保险进行养老，而非参保农户更想依靠政府和子女。但总体来讲，希望依靠子女养老意愿远远大于其他几种选择，说明无论参保者和非参保者都将养老责任更多的寄托在子女身上，这符合农村较为浓重的“养儿防老”文化。

表1 被解释变量和主要解释变量描述性统计

（四）模型构建

1.泊松回归模型。参照陈欢和张跃华（2019），基本的泊松回归模型设置如下：

式（9）中Y为农户的生育意愿，其中包括总生育意愿、生育儿子意愿和生育女儿意愿，pen_insurance为核心解释变量，X是控制变量，year为时间控制变量，d为地区控制变量。

2.Logit模型和Probit模型。Logit 和Probit 模型适用于被解释变量为0-1 变量的二值选择模型，事件的发生概率依赖于解释变量，即P（Y=1）=f（X）。由于本模型在研究中，每个居民的决策是独立发生的，生育意愿的决策会受到居民参加新农保决策的影响，对此，Logit 和Probit 模型适用于新农保对生育意愿的影响分析。将生育意愿转化为0-1 变量，将“生育意愿小于等于1”的变量取值为0，将“生育意愿大于等于2”的变量取值为1，分析新农保对农村居民想要生2个以上孩子意愿的影响。参照王天宇和彭晓博（2015），基本模型设计如下：

3.内生性问题的处理。上述模型存在的内生性问题主要来源于：一是参保农户和非参保农户存在异质性，而且这部分异质性无法被观测，这有可能导致扰动项和被解释变量具有相关性，影响计量结果；二是生育意愿与是否参保有可能存在反向因果关系，子女较多的家庭有可能降低对新农保的购买意愿。对此，本文使用倾向得分匹配（Propensity Score Matching，PSM）和工具变量法来解决上述内生性问题。倾向得分匹配是根据可观测的变量，在控制组中寻找和处理组相近的样本，并根据匹配后的样本计算平均处理效应（AverageTreatmentEffectonTheTreated，ATT）。倾向得分匹配分为最邻近匹配（Nearest neighbor matching，NNM）、半径匹配（Radius matching）和核匹配（Kernel Matching）。倾向得分匹配虽然会减少样本之间的差异，但由于不可观测变量的存在，结果仍然会存在偏差。对此，本文借鉴陈欢和张跃华（2019）使用所在村居民新农保参加比例作为工具变量做进一步稳健性检验。

四、实证结果分析和稳健性检验

（一）泊松回归结果分析

表2 回归结果显示，新农保对总生育意愿和生育儿子意愿具有显著正向作用，和没有参加新农保的农户相比，新农保使农户总生育意愿增加1.8%，使生儿子的意愿增加1.6%，对生女儿的意愿没有显著影响。这符合研究预期，因为新农保和其他养老保险的不同点在于政府对其进行较多补贴，农户缴纳较少保费即可在60 岁以后享受领取养老金的待遇，新农保的收入效应更显著，农户愿意在放松预算约束的情况下提高生育孩子的数量，进而提高个人效用。泊松回归结果显示个体在新农保的影响下对生育儿子的意愿增加较少，表明养老保险一定程度上弱化了“养儿防老”观念。控制变量中，个人特征中的年龄、民族、婚姻对生育意愿具有显著正向影响，教育程度、健康状况、养老观念中支持个人养老的观念、配偶的工作性质、配偶受教育年限对生育意愿具有显著负向影响。年龄的增长会提高生育意愿，这是由于对年龄大的个体而言，子女陪伴相对于消费的效用更高，因此更愿意多生育孩子。少数民族的宗族观念更加深厚，更愿意生育更多的孩子，且生育男孩的意愿高于生育女孩的意愿。稳定的婚姻会提高个体总体生育意愿，但对男孩和女孩各自的生育意愿影响不显著。教育程度的提高会降低生育意愿，其原因在于，一是教育程度的提高会提高生育孩子的机会成本，二是高教育程度的家庭更注重孩子的质量而不是数量。健康状况越好，其需要子女的陪伴越少，因此个体越健康，生育意愿越低，对生育男孩和女孩没有显著影响。个体支持个人养老的观念对生育意愿具有负向影响，且较大的降低了生育男孩的意愿，对生育女孩没有显著影响。购买养老保险的方式属于个人养老行为，如果个体支持个人养老则更偏向于购买养老保险来养老，因而会大大降低其“养儿防老”的意愿。个体工作性质提高了对女孩的生育意愿，说明工作在事业单位的个体相对男孩来讲更喜欢生女孩。

表2 泊松回归结果

表3 是加入了现有孩子数量的泊松回归结果。控制现有孩子数量是因为个体受农村传统文化及外界压力影响，基本至少会生一个孩子，但是否选择生第二个孩子就更多的和家庭投资决策相关。对此，我们在控制家庭现有孩子数量的基础上，再次考察了新农保对家庭生育意愿的影响，结果显示，控制18 周岁以下孩子数量、现有儿子数量和现有女儿数量的基础上，新农保仍然使生育意愿分别提高2.2%、1.5%和2.0%，其中在控制儿子数量的基础上分析新农保对家庭生育意愿影响时，其基本在10%的显著性水平下显著。

表3 控制已有孩子数量的泊松回归结果

（二）Logit 模型和Probit 模型结果分析

受到心理、家庭及社会等外界因素影响，居民大多会默认至少生一个孩子，而生两个以上孩子会更多受到经济、养老等各方因素的影响，是家庭深思熟虑之后的一个决策。对此，本部分将意愿生育孩子的数量分为两个以上及其它，使用Logit 模型和Probit模型分别考察新农保对农村居民生育两个以上孩子的影响，表4 结果显示，新农保会显著提高农村居民生育两个以上孩子的意愿。

表4 Logit 模型和Probit 模型结果

（三）稳健性检验

考虑到参保者和非参保者之间的异质性以及新农保和生育意愿之间的反向因果关系，我们继续使用近邻一对一倾向得分匹配对上述结果进行稳健性检验。

表5 列出了倾向得分匹配法得到的平均处理效应（ATT），其与泊松回归得到的结果相符合，新农保对总生育意愿和生育儿子意愿产生显著正影响，且在去除不可观测性的个体差异之后，该正向影响增大，对生育女孩的意愿没有显著影响。

表5 倾向得分匹配法估计结果

使用“所在村新农保参加比例”作为工具变量得到的估计结果如表6 所示，一阶段工具变量F 值大于10，因此不存在弱工具变量的情况。从估计结果来看，参加新农保会使农村居民的总生育意愿提高3.5%，生儿子的意愿提高1.5%，对生育女儿的意愿没有显著影响。使用工具变量的估计结果和使用泊松回归模型估计的结果基本保持一致，因此我们认为新农保对农村居民生育意愿的影响中“收入效应”大于“替代效应”，参加新农保会提高农村居民的生育意愿。

表6 工具变量估计结果

（四）进一步讨论

为进一步讨论新农保对不同收入群体的不同影响效果，我们将个体家庭年收入进行高中低三个层次划分。据该样本统计，家庭年收入13000 元在25%分位点，家庭年收入47000 在75%分位点，因此，我们将家庭年收入低于13000 元的个体归为低收入组，家庭年收入在13000-47000 元之间的个体归为中等收入组，家庭年收入在47000 元以上的个体归为高收入组，分别在各个组内做泊松回归。

由于篇幅限制，表7 只列出了新农保对总生育意愿的影响，低收入组中新农保仅对男孩的生育意愿有显著影响，因此，列出了其对男孩生育意愿的影响结果。总体来看，新农保对生育意愿具有显著正向影响。从估计系数来看，新农保对中等收入组家庭（家庭年收入在13000-47000 元）的家庭影响最大，会使其生育意愿提高6.58%；其次是高收入组（家庭收入在47000 元以上），会使其生育意愿提高4.39%；最后是低收入组，虽是正向影响，但是影响不显著。通过数据统计分析发现，低收入家庭和其他组别相比，其意愿生育孩子的数量更多。对于农村低收入家庭来讲，“养儿防老”的观念更深，受经济条件影响较小。年收入在13000-47000 元的中等收入家庭，其家庭收入不高，但也有支配家庭决策的能力，所以新农保通过转移支付带来的预算约束宽松最能影响这部分家庭的生育决策，高收入家庭次之。

表7 按收入分样本回归结果

五、总结

在中国生育意愿持续走低、人口老龄化问题严重、人口结构逐渐失衡的时代背景下，研究生育意愿问题具有重要意义。本文参照Becker（1960），认为生育是一项家庭的经济决策，需放在经济模型中分析，目标是实现理性经济人的效用最大化。首先通过构建两阶段OLG 模型进行理论分析，结果显示新农保对个体生育意愿既有“收入效应”，也有“替代效应”；其次，为分析“收入效应”和“替代效应”的大小关系，使用CGSS 的2012 年、2013 年、2015 年 和2017年的混合截面数据，利用Possion 回归、Logit 和Probit回归模型实证分析新农保对生育意愿的影响，并使用倾向得分匹配法和工具变量法对实证结果进行了检验。结果表明，和城镇地区不同，在农村地区，新农保对农村居民的生育意愿具有显著正向影响，在控制已有儿子数量的基础上影响会减弱，但仍然对其生育意愿具有显著正向影响。

新农保对农村居民生育意愿具有显著正向影响的原因在于：一是养老保险对“养儿防老”的“替代效应”远低于城镇地区。由于农村地区相对闭塞，“养儿防老”“多子多福”的传统思想仍然深入人心，在此情况下，儿女带来的效用要远远大于其他消费效用，新农保无法很好的替代儿女带来的养老效用。二是养老保险给农村居民带来的“收入效应”相比城镇居民更高。农村居民为养老保险缴费收到国家至少50%的补贴，且已经到60 岁以上的农村居民可以直接领取基础养老金，这使农村居民领取的养老金远高于其付出的成本，“收入效应”相对城镇居民更加显著。综上，新农保对农村居民生育意愿产生正向影响。

这一研究结论对我国生育政策的颁布具有重要意义。目前，我国人口老龄化严重、社会结构失衡，亟需提高生育意愿来平衡社会人口结构。为进一步提高人口出生率，中国在2021年6月1日放开了“三胎政策”。提高居民生育意愿有利于改善我国人口结构、落实积极应对人口老龄化国家战略以及保持我国人力资源禀赋优势。计划生育政策的实施效果需要配套的社会保障机制协同进行才能达到预期的效果，在农村地区，养老保险制度虽然会部分替代“个人养老”，但其通过政府的转移支付放松当代预算约束提高了居民对生育的投资，生育意愿会增加，这为“三胎政策”在农村地区的稳步落实创造了条件。