养老保险改变农村家庭同住安排吗？——基于家庭需求调节效应的分析

朱凯如

（青岛大学经济学院，青岛 266061）

第七次全国人口普查数据显示，2020 年中国家庭户平均规模仅为2.62 人，家庭结构中“一代户”比重为49.5%，较2010 年上升15.33%，而“二代户”“三代户”比重分别下降11.1%、5.0%，家庭结构核心化进一步加剧，老年空巢化、居住分离化现象凸显。农村地区老年人收入较低、社会养老资源供给不足的情况下，家庭居住安排的变化必然对农村养老提出新的要求。

面对日益严重的人口老龄化问题，中国政府积极推进农村养老保险实施，先后颁布《国务院关于开展新型农村社会养老保险试点的指导意见（2009）》《中华人民共和国社会保险法》《国务院关于建立统一的城乡居民基本养老保险制度的意见（2014）》，希望社会养老配套家庭养老，缓解家庭养老压力，从而逐步解决农村养老问题。研究发现公共养老政策会改变家庭预算约束，从而影响家庭养老模式[1]。那么，父母养老保险参与是否冲击家庭代际同住，养老保险对家庭居住安排的冲击又将如何实现？

家庭居住安排的变化意味着家庭资源的重新配置。现有养老保险对居住安排的研究大多以扩大家庭利益实现、传统文化约束以及个体理性为研究基础[2-3]。有研究认为，“新农保”实施提高父母经济独立性[1]，降低农村老年人在居住意愿和实际安排上与子女合住[4]。不过也有研究认为，养老保险减弱了父母同住意愿，但没有影响家庭居住安排[5]。另有研究认为，孝道伦理的存在使拥有养老保险父母的同住偏好得以实现，提高农村代际同住[2]。已有研究基于不同情景检验养老保险对家庭居住安排的影响，但没有得到相对一致的结论。

现实来看，家庭行为受亲子两代行为选择的影响。由于传统孝道对家庭行为的约束逐渐减弱，“反馈模式”的代际关系正在发生变化[6]，子代赡养父母的责任伦理弱化，满足自我需求为特点的经济理性影响着子女行为[7]，而父母仍保留强烈的责任理性[8]。因此，基于子女经济理性和父母责任理性分析养老保险对居住安排的影响符合实际。同时，代际同住发生着由价值驱动向需求驱动的转变[9]，经济压力促使父母选择与子女同住[10]，另外子女抚育需求吸引家庭做出居住安排的调整[11]。因此，家庭需求的不同可能影响养老保险和居住安排的关系。

借鉴上述研究，考虑从居住安排的角度分析养老保险对家庭养老模式的影响，并试图在以下方面做出贡献：第一，有别于大量围绕养老保险政策效果和家庭养老模式转变的研究，研究侧重从家庭伦理转向角度解释父母保险参与对家庭居住安排的影响。第二，研究试图基于家庭需求异质性，考察不同需求对养老保险与家庭居住安排关系的调节作用，深入理解家庭行为选择。

1 理论分析与研究假说

1.1 养老保险与家庭居住安排

家庭代际同住一直是解决家庭养老问题的重要模式，其中父辈权威地位是家庭养老实现的基础。随着子代家庭贡献的提高、个体财产权力意识增强，子女试图脱离父辈家庭、实现“小家庭”的家计独立[12]，代际同住成为亲代资源缺失条件下的选择，亲代通过与子女同住维持生活[10]。亲代的“责任理性”使其选择尽量自立以减轻子代赡养负担[13]。农村父母拥有养老保险提高了父母独立生活的能力[14]，降低了父母对子女的经济依赖[1]。另外，参与养老保险使父母摆脱家庭被动地位的独立意识得以实现[15]，进一步降低代际同住共财的可能。

假说1：父母养老保险参与降低了家庭代际同住。

1.2 父母经济状况、养老保险与居住安排

经济因素是影响家庭居住安排的重要因素。当亲子双方无需通过同住改变家庭经济状况时，同住的机会成本会增强[10]。农村养老保险坚持“保基本、有弹性、可持续”的原则，养老保险的保障功能非常有限。现行养老保险制度的预期养老金财富不能完全满足未来的养老需求[16]，仅靠养老金无法实现经济独立。同时，现代化程度较低的农村父母对子女养老有极强的路径依赖。因此，有一定经济基础的父母参保后经济自养的可能性更强，更有可能选择与父母分开居住。

假说2：父母经济状况在养老保险和代际同住之间存在调节作用，父母有收入、收入水平较高，养老保险对代际同住的抑制作用越大。

1.3 隔代照料、养老保险与居住安排

公共资源缺乏使家庭隔代抚育功能不断强化，隔代照料已成为家庭抚育的重要形式[17]。由于子代对家庭财富控制权和个体生活自由的渴望，共财共居的传统居住模式极易造成父母与子女双方冲突积累，进而促使家庭做出财务分开的决定[18]。为降低家庭冲突风险，拥有养老保险的老人更可能选择与子女分开居住的方式提供隔代照料。同时，研究认为父母隔代照料遵循“扶弱”“互惠”双重逻辑[19]，“互惠”逻辑的隔代照料提供，提高代际同住可能。参与养老保险的父母更可能基于“扶弱”逻辑提供帮助，同住的可能性也会明显降低。

假说3：隔代照料在养老保险和代际同住之间存在调节作用，父母提供隔代照料越多，养老保险对代际同住的抑制作用越大。

2 检验方法和数据说明

2.1 模型设定

基准回归。我国坚持“农户自愿”的参保原则，父母参与养老保险受到家庭因素、个体因素影响，与家庭居住安排可能存在互为因果[20]。考虑到遗漏变量、反向因果等原因，直接进行OLS 或Logistic 回归的结果可能有偏且不一致。基于研究目的与数据结构，拟使用固定效应模型、工具变量法进行实证分析。

个体固定效应可以在一定程度上控制不随时间变化的遗漏变量问题，包括养老风险偏好以及其他个体、家庭或地区层面的异质性[20]，时间固定效应可以解决不随个体而变但随时间变化的遗漏变量问题。采用同时固定时间效应和个体效应的面板固定效应模型，模型设定如下：

其中，i代表成年子女；t代表调查时点（2015、2018）；LAit为成年子女i在t时点与父母是否同住；PENSIONit代表成年子女i的父母t时点养老保险参与情况；Xit为控制变量（包括父母特征、子女特征以及家庭和居住地特征），α0、α1、α2为待估参数；λt、μi为不可观测的时间效应和个体效应；εit为随机误差项。

另外，一般认为工具变量需要满足两方面要求：一是与解释变量高度相关，二是与被解释变量无关。参考贾男和马俊龙[21]的研究，选择同县其他村（社区）的平均参保率为工具变量。首先，同县养老保险试点时间、推广进度、参保政策相同，同县居民参保决策存在趋同性[22]，选择同县其他村（社区）的参保率作为工具变量符合相关性要求。其次，家庭居住安排选择主要取决于父母与子女的需求和自身观念，不会受到其他村（社区）平均参保率影响，同县其他村（社区）的参保率受到样本个体特征影响，但不会影响个体的居住安排选择，因此与被解释变量无关。另外，后文分析中，同县其他村（社区）的平均参保率通过了针对工具变量的相关检验。

2.2 数据来源

考虑养老保险实施时间以及现有数据追踪时间①一方面2009 年开始“新农保”试点，2014 年建立城乡居民基本养老保险制度，当前研究大多以2012 年、2014 年作为农村基本养老保险政策实施节点。为分析养老保险参与对家庭行为的影响，考虑实施效果的时滞、政策覆盖范围变化，因此选择2015 年和2018 年数据；另一方面在数据追踪时点的特点，2015 年前数据每隔两年追踪一次，而2015 年后为三年追踪一次，为尽量保持数据间隔一致性，选择2015 年和2018 年数据进行研究。，使用来自于北京大学国家发展研究院中国健康与养老追踪调查（China Health and Retirement Longitudinal Survey，CHARLS）2015 年、2018 年数据。CHARLS 旨在收集中国45 岁及以上中老年人家庭和个人微观数据，涉及全国28 个省（自治区、直辖市）的150 个县、450 个社区（村），具有全国代表性。

为研究农村父母参与养老保险对家庭居住安排的影响，样本选择上保留农村户籍人口样本，2015年、2018 年未参加以及未领取商业养老保险、基本养老保险以及政府或事业单位养老金等的样本，剔除年龄小于16 岁或正在上学的子女样本。根据家户编码对数据进行匹配，整理合并父母信息、家庭信息形成短期面板数据。

2.3 变量说明

被解释变量。被解释变量为家庭居住安排。代际同住体现家庭经济交往和代际互动，强调成年子女与父母共居一户的生活共同体[10]。基于研究以及农村父母的强经济需求，将与父母同住且共享生活收支界定为代际同住，赋值1。

解释变量。参考已有研究[20]，解释变量为养老保险参与，包括未满60 岁父母参保和60 岁及以上父母领保。父母至少一方参与养老保险界定为“养老保险参与”，赋值为1，否则为0。

控制变量。为避免其他可能因素对检验结果的干扰，参考程令国等[1]以及冷熙媛和张莉琴[4]的研究，控制了父母特征、子女特征、家庭和居住地特征等变量。第一类指标反映父母特征，包括父母年龄、父母婚姻状况、父母健康状况、父母受教育年限。第二类指标反映子女特征，包括子女年龄、子女性别、子女婚姻状况、子女受教育年限、子女收入水平。第三类指标反映家庭和居住地特征，包括子女数、子女经济支持和居住地类型。

2.4 描述性统计分析

表2 列出依据父母养老保险参与情况进行分组的相关变量描述性统计。相比未参与养老保险的样本，参与养老保险父母与子女分开居住的比例明显增加，初步证明了假说1，养老保险改变了家庭居住选择。同时，可以看出参保父母年龄相对较小，更有可能有配偶同住且受教育年限较高、身体状况更好。从子女特征角度，参保父母子女相对年轻、受教育程度更高、收入水平较好。总体来说参加养老保险家庭的生活条件更好，代际同住需求也会相对较小。所以，选择双向固定效应模型以及工具变量法进行相关估计。

表2 描述性统计Table 2 Descriptive statistics of variables

3 实证结果分析

3.1 基准回归结果

表3 采用固定效应模型和工具变量法进行回归。Hausman检验p 值小于0.01，采用固定效应模型进行分析。列（1）、（4）中使用Logit 模型进行双向固定效应回归，列（2）、（5）参考周广肃和李力行[23]的研究，将是否同住视为连续变量。列（3）、（6）采用工具变量法并控制时间影响。其中，列（1）～（3）为未考虑控制变量影响的回归结果。表3 所示，无论是固定效应模型还是工具变量法，父母参与养老保险促使成年子女与父母分开居住且结果显著，充分说明父母参与养老保险促使分开居住，初步证明了假说1。

3.2 稳健性检验

为进一步验证回归结论的有效性，从改变研究方法、替换核心变量以及调整样本容量三个方面进行稳健性检验。首先，表4 列（1）将父母是否参与养老保险作为倾向得分值函数的被解释变量，将倾向分值作为控制变量纳入模型来解决选择性偏差问题。列（2）采用面板数据GMM 模型克服内生性和选择性偏差问题。结果均显示，父母养老保险参与降低子女与父母同住，冲击传统家庭居住模式。进一步验证结论。第二，表4 列（3）替换解释变量为父母拥有养老保险的人数，列（4）、列（5）替换被解释变量为子女是否同住（包括亲子代经济独立和经济不独立），并分别采用固定效应模型和工具变量法回归，估计结果均在1%的水平上显著，进一步验证前文实证分析的稳健性。最后，表5 列（1）～（4）分析父母年龄60岁以上样本，列（1）（2）被解释变量为父母与子女是否同住且共享开支，列（3）（4）被解释变量为父母与子女是否居住分离，一般居住在同一家中为同住，列（5）分析父母与子女同住样本，探讨父母养老保险参与对家庭经济合作的影响。列（6）（7）保留未获得经济支持样本，无经济支持父母对子女的经济依赖性更强，与子女同住可能性更高。表5 中回归结果均显著为负，再次验证结果稳健性。

表5 改变样本容量Table 5 Change sample size

3.3 机制分析

表6 展示了父母经济状况调节效应回归结果。列（1）、（2）采用父母当前是否有收入，列（3）、（4）父母年收入对数衡量父母经济状况。参考王欣星和王新利[24]以及温忠麟等[25]的调节效应检验方法，列（2）、（4）交互项系数1%水平上显著为负，有收入、收入水平较高的父母参与养老保险使其与子女同住的可能性更低，假说2 得到验证。表7 报告了隔代照料调节效应回归结果。列（1）、（2）中调节变量为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数为隔代照料衡量指标。考虑到隔代照料过程中存在亲子代经济互动，被解释变量采用父母与子女是否同住，即居住分离。列（2）、（4）交互项的系数体现调节效应，系数显著为负，表明隔代照料促进养老保险参与对代际同住的抑制作用，假说3 成立。

表6 父母经济状况调节效应检验Table 6 Moderation effect test of parents' economic condition

表7 隔代照料调节效应检验Table 7 Moderation effect test of grandparenting

4 结论与建议

通过对养老保险、家庭需求和居住安排三者关系进行研究，得以下结论：父母养老保险参与使家庭亲子双方同住的概率显著下降。有经济收入、经济状况较好、提供隔代照料的父母，参与养老保险后与子女同住的可能性更低。家庭代际互动中父母具有极强自立性和边缘性。

基于以上研究结论，考虑进一步促进养老功能实现、代际良性互动：第一，要提高养老保障水平，使农村老年人能够有能力实现经济自养以应对家庭养老服务的供给不足；第二，面对农村父母在代际关系中的边缘地位，有必要进一步加强农村地区养老服务供给，从提高老年人生活需求和精神满足的角度，加强养老产业发展[26]；第三，考虑家庭养老的重要性和必要性，必须加强家庭孝养教育宣传，同时为抚养老人的子女提供便利以减轻子女负担、保障家庭养老供给，促进基于家庭养老实现的代际互动关系形成。