城乡养老保险统筹是否影响子女经济支持？

初立苹　许宇星

摘 要：基于CHARLS数据，使用双重差分法评估城乡养老保險统筹对子女经济支持的影响。结果表明：城乡养老保险统筹使农村老年人收到的子女经济支持总额增加24.9%，这种提升作用主要通过降低农村老年人劳动供给时间、增加照料孙辈的时间得以实现。同时城乡养老保险统筹对子女经济支持的促进效应在与子女同住、经济支持来源于儿子的农村老年人中更加显著。鉴于此，政府应逐步提高养老保险统筹层次，有序缩小城乡居民的养老保险待遇差距。

关键词： 城乡养老保险统筹；子女经济支持；双重差分法；孙辈照料

中图分类号：F842 文献标识码： A 文章编号：1003-7217（2023）06-0021-07

一、引言与文献综述

自20世纪90年代以来，我国老龄化问题日益凸显。第七次人口普查数据显示，60岁及以上人口比例为18.7%，其中65岁及以上人口比例为13.5%，表明我国人口老龄化呈加速趋势[1，2]。根据2018年中国综合社会调查数据，在45岁及以上的农村居民中，认为有子女的老人养老责任应由子女承担的比例接近60%，说明家庭养老在农村仍占主流。然而随着经济社会发展，农村家庭结构逐渐走向小型化、少子化，使得家庭内部的养老资源在不断弱化①；同时，大量农村青壮年外出务工，造成农村老年人与子女生活空间上分离，传统“侍奉在侧”的家庭养老模式将逐渐被打破[3，4]，这些对我国农村养老保障制度提出更高的要求[5]。

2009年9月国务院决定开展新型农村社会养老保险（简称“新农保”）试点工作，逐步解决农村居民老有所养的问题。然而城乡养老保障体系分割依旧存在，而且农村居民养老成本也在不断上升。在此背景下，2014年2月国务院决定将城镇居民社会养老保险与新农保两项制度合并实施，建立城乡居民基本养老保险（简称“城乡居民养老保险”），这一举措称为城乡养老保险统筹②。城乡养老保险统筹使得农村居民与城镇居民享受同等养老待遇，并与其他社会保障政策相配套，进一步发挥家庭养老等传统养老模式的积极作用，显著提升了养老保障体系的公平性。

理论上，养老保险制度会影响子女对父母的经济支持（简称“子女经济支持”）。现有研究大多关注新农保对子女经济支持的影响，但尚未得出一致结论。一类观点认为，新农保会“挤出”子女经济支持，这种观点的理论基础是利他主义动机[6，7]。原因在于，老年人通过领取养老金来改善生活质量，进而减轻对子女依赖程度，自然也减弱子女对父母的赡养行为 [8-10]。另一类观点则认为，新农保会“挤入”子女经济支持，这种观点的理论基础是交换动机。交换动机的核心在于“交换”，私人转移支付是为了获取接收方的遗产或服务，例如提供家庭劳务或照料孙子女等[11]，接受转移方的收入与其获取私人转移支付的概率呈正相关关系[12，13]。此外，也有研究表明新农保与子女经济支持之间不存在显著关系[14-16]。

与此同时，学者们重点探究了城乡养老保险统筹对居民生活的影响。随淑敏等发现，统筹之后的城乡居民养老保险提高居民储蓄率，这一促进效应对于低收入家庭、45岁以上的参保者以及农村居民更为明显[17]。刘奥龙发现，城乡养老保险统筹降低农业人口劳动供给时间，而且这种影响在劳动者性别以及不同地区存在着差异[18]。乔晗和刘奥龙也发现城乡养老保险统筹使农村家庭消费支出增加，农村家庭的消费结构有所优化[19]。

通过既有文献的梳理，可以看出关于子女经济支持的研究成果较丰富，但仍有待拓展。一是大多数研究以是否参保这一个体行为为研究视角，少有文献从养老保险制度发展来探讨对子女经济支持的影响。二是多数学者以统筹之后的城乡居民养老保险为研究主题，但鲜有探讨政策实施效果。基于此，本文使用双重差分法来评估统筹政策实施前后子女经济支持的变化，并通过理论模型进一步探究养老保险统筹政策影响子女经济支持的作用机制。

二、理论分析

城乡养老保险统筹改善了以往因户籍制度导致的城乡养老保障体系分割的局面，进一步缩小了城乡差距，提升了农村居民享受的养老待遇。养老保障水平的提高会使得农村老年人劳动供给水平发生变化，主要体现在，农村老年人分配给劳动的时间会显著减少[18]，而劳动时间减少后，老年人有更多闲暇时间，也就意味着老年人用于照料孙辈的时间会有所增加[20]。

参考李琴和周先波[21]的研究，通过构建理论模型进一步阐述农村老年人参与照料孙辈的时间与子女经济支持的关系。

假设农村老年人除去劳动时间以外，剩余时间为其闲暇时间，但老年人可能参与照料孙辈，故其闲暇总时间L分为两部分，一部分为照料孙辈的时间LC，另一部分为真正的闲暇时间l。假设农村老年人按照一定的比例θ来分配时间，则L=LC+l=θL+（1－θ）L。为简单起见，假定θ为常数，则其总时间（即1天24小时）分配在自己真正休闲（l）、照料孙辈（LC）和劳动（H）三个方面，w为农村老年人从事劳动的平均小时工资，P为养老金收入，T为子女的转移支付（即经济支持），A为初始财富。设C为老年人的消费，其约束满足C≤wH+A+P+T。设老年人效用函数为U（C，L），假设它为拟凹函数，则满足以下条件：

根据式（10）可知，农村老年人照料孙辈的时间与子女经济支持之间为正相关关系，说明家庭内部的代际交换中存在交换动机而非利他动机，与许多研究一致[12，20]。城乡养老保险统筹实施后农村老年人劳动供给时间减少，照料孙辈的时间增加，而根据式（10）子女将给予父母更多经济支持以补偿父母提供照料孙辈的服务。据此提出如下假设：

假设1 城乡养老保险统筹通过增加农村老年人照料孙辈的时间，进而使得子女经济支持增加。

进一步，相较于未与子女同住的农村老年人，与子女同住的农村老年人更可能参与照料孙辈这一过程，进而使得子女给予的经济支持有所增加。此外，儿子是农村家庭养老的主要责任承担者，女儿在农村家庭养老中更多的是起到补充作用而非替代作用[3]，因此城乡养老保险统筹对来自儿子和来自女儿的经济支持影响也可能存在差异。据此提出如下假设：

假设2 城乡养老保险统筹的实施效果会因农村老年人居住模式、经济支持来源的不同而有所差异。

三、数据来源、识别策略与变量说明

（一）数据来源

原始数据来自2013年与2018年CHARLS数据。CHARLS数据是北京大学国家发展研究院主导，旨在收集我国45岁以上中老年人健康、工作和养老等方面的一套高质量微观数据库。针对原始数据做以下处理：一是利用个人编码以及家庭编码将两期数据中家庭和个人信息相匹配，保留45岁以上、具有农村户籍的样本，剔除关键变量的异常值及缺失值；二是将样本限定在参加新农保或城乡居民养老保险的个体，以排除参与其他种类的养老保险可能带来的影响。

（二）识别策略

采用双重差分模型（DID），利用两次差分来消除不随时间变化的因素所产生的影响。具体来说，将2013年参与新农保但2018年参与城乡居民养老保险的居民作为处理组（视作参与城乡养老保险统筹），而将2013年和2018年都参与新农保的居民作为控制组（视作未参与城乡养老保险统筹），以此来构建如下的双重差分模型：

Yit=β0+β1Treati×Postt+β2Xit+ωh+ τt+εit（11）

其中，i表示居民個体，t表示时期。Yit为被解释变量，表示子女经济支持。Treati和Postt均为虚拟变量。其中Treati为政策虚拟变量，表示居民是否参与城乡养老保险统筹，若2013年参与新农保，2018年参与城乡居民养老保险定义为1；2013年与2018年都参与新农保则定义为0。Postt为年份虚拟变量，若年份为2013年，则Postt=0；若年份为2018年，则Postt=1。Xit表示一系列可观测的控制变量，包括个体层面和家庭层面的变量。ωh为家庭固定效应，以表示无法观测的变量，例如家庭环境和规范[22]；τt为年份固定效应；εit为随机干扰项。

（三）变量定义与说明

1.被解释变量。以子女给父母的转移支付（现金帮助和实物帮助之和）来衡量作为被解释变量的子女经济支持。由于存在较多零值，采用取对数的方式进行处理。

2.核心解释变量与控制变量。以是否参与城乡养老保险统筹（Treati）和年份虚拟变量（Postt）的交乘项作为核心解释变量。控制变量方面，分为个体层面和家庭层面的控制变量。其中，个体层面的控制变量包括性别（女性=0，男性=1）、年龄、婚姻状况（已婚且与配偶同住=1，其他=0）、受教育年限、是否患有慢性病（患有慢性疾病=1，其他=0）。家庭层面的控制变量包括家庭子女数目、家庭年收入、子女收入水平（参考宁满秀[14]的研究，利用父母对子女收入水平的评价来替代，将没有收入赋值1，少于2000元赋值2，以此类推）、是否与子女同住（与子女同住或与子女同住一个院子=1，其他=0）③。

四、实证结果与分析

（一）基准回归结果

首先考察城乡养老保险统筹对农村老年人收到子女经济支持的影响（见表1）。由于经济支持可能在年龄层面存在差异，参考郝春虹等[16]的研究，采用聚类到年龄层面的聚类稳健标准误。其中表1列（1）～列（4）分别展示了不加入任何控制变量、单独加入个体层面的控制变量、单独加入家庭层面的控制变量、同时加入个体层面和家庭层面的控制变量的估计结果，可以发现交乘项系数在5%水平下显著，并且系数大小在0.249～0.289之间，变化范围不大，说明回归结果较为稳健。这里主要分析列（4）的回归结果，交乘项系数为0.249，说明参与城乡养老保险统筹会使得农村老年人获得的子女经济支持增加24.9%，并且在5%水平下显著。

子女给予父母经济支持的方式有很多，例如现金转移、实物转移、定期转移支付、不定期转移支付等。相较于不定期转移支付，定期转移支付不仅体现子女对父母经济上的支持，更是对父母精神上的慰问；而相较于现金转移，实物转移更能体现子女对父母日常生活照料上的关心[23]。这意味着不同方式的经济支持背后蕴含的意义会有所不同，城乡养老保险统筹对不同方式的经济支持影响可能也存在着差异。

表2报告了针对不同方式的经济支持进行估计的回归结果。由列（1）和列（2）可知，城乡养老保险统筹使得农村老年人收到子女的现金转移增加30.7%，而且在5%水平下显著，但对农村老年人收到子女的实物转移未能产生显著影响。列（3）和列（4）表明，城乡养老保险统筹对子女定期现金转移以及定期实物转移均不产生显著影响，表明城乡养老保险统筹实施前后，农村老年人收到子女定期转移支付变化不明显。综合来看，城乡养老保险统筹主要增加子女对老年人现金转移而非实物转移，同时子女对老年人的定期转移支付并没有发生变化，也说明城乡养老保险统筹并没有进一步促进子女对老年人的精神支持与慰问。

（二）稳健性检验

1.安慰剂检验。参考Liu和Lu的研究[24]，使用安慰剂检验，通过重复多次随机设定处理组，然后观察交乘项系数的分布来判断基准回归的结果是否稳健。本文进行了随机设定Treat与随机设定Treat×Post两种情形的分析。在第一种情形中，按照基准回归中处理组的个数随机抽取样本个体作为处理组，生成安慰剂检验的虚拟变量Treatfake，继而构建安慰剂检验交乘项Treatfake×Post，并代入基准回归模型中；在第二种情形中，按照基准回归中处理组的个数随机设定Treat×Post，代入基准回归模型。将上述过程重复500次，并将交乘项的系数统计出来制作相应的核密度分布。无论哪种情形，交乘项系数估计值集中在零附近，说明安慰剂检验的交乘项并不会对被解释变量产生影响。同时仅有极少数估计值大于基准回归的结果。简言之，基准回归的估计结果并没有因为非观测因素而导致严重偏误，说明基准回归结果较稳健④。

2.PSM-DID检验。双重差分法虽然可以解决不可观测变量所带来的遗漏变量问题，但是仍不能去除处理组和控制组在可观测特征上所存在的差异，故进一步使用倾向得分匹配双重差分法（PSM-DID）来解决这一问题。在倾向得分匹配过程中，采用kernel匹配方法，默认使用二次核函数，带宽选择0.06，匹配后进行平衡性检验。结果表明，经过匹配后，各变量在处理组和控制组之间的偏差绝对值均在10%以内，且所有变量T检验的P值均大于10%，即各变量经过匹配后，处理组和控制组之间不存在显著差异。PSM-DID估计结果见表3列（1），城乡养老保险统筹使得农村老年人收到的子女经济支持增加25.3%，而且在5%水平下显著。此外，分别使用最近邻匹配和卡尺匹配进行估计⑤，结果见表3列（2）和列（3），可以发现城乡养老保险统筹对子女经济支持的提升作用依旧显著。

3. 面板固定效应估计。考虑到上述双重差分模型设定中涉及的个体并非全部追踪，进一步对数据进行筛选，只保留2013年和2018年两期调查均参与的居民，最终得到的样本量为8412，并使用面板固定效应模型，估计结果见表3列（4），可以发现面板固定效应模型的估计结果略大于基准回归，仍在5%水平下显著，表明基准回归模型的估计结果较为稳健。

4.Abadie SDID。双重差分结果的可信性依赖于平行趋势假设，然而由于数据年份较少，无法直接检验平行趋势假设。基于此，借鉴已有研究的做法[25]，采用再加权半参数双重差分法（SDID）进行稳健性检验。该方法的主要思想是在两期平衡面板数据中，利用半参数加权方式，使得处理组与控制组之间的样本特征更加均衡，最后通过比较加权后处理组和控制组的被解释变量两期内的变化量来度量政策效应。SDID估计量表达式为

其中，D=1表示参与者接受处理；ΔYt表示t

期与基期之间被解释变量的变化量；Xb为参与者在基期的特征变量；π（Xb）=P（D=1|Xb）为Abadie权重，表示给定参与者基期的特征变量，其在处理组的条件概率（也称为倾向得分）。

由于該方法需要使用两期平衡面板数据，为此在对数据进行处理后得到两期平衡面板数据，继而进行SDID估计，结果见表3列（5），交乘项系数在10%水平下显著，与基准回归估计结果基本一致。

五、进一步分析

（一）机制检验

上述估计结果均表明城乡养老保险统筹使得农村老年人收到的子女经济支持显著增加，在此基础上，进一步探讨其背后可能的机制。交换动机是子女给予父母经济支持的重要原因，而子女对父母的经济支持与父母为孩子提供服务呈正相关关系[26]。实际上，父母参与照料孙辈本质上是对子女时间的转移，父母帮忙照料孙辈的时间增加，进一步缓解成年子女抚养孩子的压力，这样子女增加对父母的经济支持以作为补偿[20，22]。为验证上述机制，将农村老年人照料孙辈的时间作为被解释变量，是否参与城乡养老保险统筹作为解释变量进行检验。

关于父母照料孙辈的时间，使用每周照料孙辈小时数以及过去一年父母照料孙辈总小时数来衡量。从表4可以发现，交乘项系数均显著为正，说明城乡养老保险统筹使得农村老年人增加对孙辈的照料时间，而且交换动机使得子女对父母的经济支持显著增加，假设1成立。

进一步，本文探究城乡养老保险统筹如何影响农村老年人照料孙辈的时间。城乡养老保险统筹会使得农业人口劳动供给时间显著减少[18]，意味着当老年人劳动供给时间减少时，将会有更多时间分配给照料孙辈。为验证该机制是否成立，参考杨瑞龙等[20]、王建英等[27]的研究，将农村老年人劳动供给时间分为农业劳动时间和非农劳动时间。其中，农业劳动时间采用老年人每日参与农业劳动的小时数来衡量，而非农劳动时间采用老年人每日参与非农劳动的小时数来衡量。

表5列（1）汇报了城乡养老保险统筹对农村老年人农业劳动时间的影响，交乘项的系数为-0.68，且在5%水平下显著，说明城乡养老保险统筹使农村老年人农业劳动时间减少。列（2）表明，城乡养老保险统筹未能显著增加农村老年人非农劳动时间。进一步检验农业劳动时间对照料孙辈时间的影响，结果见表5列（3）和列（5），农业劳动时间的系数估计值在10%的水平下显著为负，说明农业劳动时间与照料孙辈的时间呈负相关关系。从列（4）和列（6）来看，非农劳动时间并不会影响农村老年人照料孙辈的时间。综合来看，城乡养老保险统筹通过影响农村老年人劳动供给时间来影响农村老年人照料孙辈的时间。具体地讲，城乡养老保险统筹使得农村老年人农业劳动时间显著减少，进而增加其参与照料孙辈的时间，而对非农劳动时间无显著影响，同时非农劳动时间与照料孙辈的时间之间并无相关性。

（二）异质性分析

基准回归的结果表明，城乡养老保险统筹会使得农村老年人收到的子女经济支持增加，但是这种影响可能会掩盖不同群体之间的异质性。本文从居住模式以及经济支持来源两个维度进行分析，以是否与子女居住构造居住模式变量，以经济支持来源于女儿还是儿子构造经济支持来源变量进行异质性分析（见表6）。从列（1）和列（2）可以看出，城乡养老保险统筹对与子女同住样本的影响在5%的水平下显著为正，而对不与子女同住的农村老年人影响并不显著。可能的原因在于，相较于不与子女同住的样本，与子女同住的农村老年人更有可能参与照料孙辈，进而使得其收到的子女经济支持数额增加，作为其照料孙辈的补偿。表6中列（3）和列（4）表明，城乡养老保险统筹使农村老年人收到来自儿子的经济支持增加35.8%，且在5%的水平下显著为正；使其收到来自女儿的经济支持增加11%，但并不显著。相对来说，城乡养老保险统筹使得农村老年人收到来自儿子的经济支持显著增加，究其原因在于，在农村地区，儿子是家庭养老的主要责任承担者，而女儿仅起补充作用，而非并列作用[3，28]，假设2成立。

六、结论与政策建议

基于2013年与2018年CHARLS数据，采用双重差分法来评估城乡养老保险统筹对子女经济支持的影响。研究发现，城乡养老保险统筹使得农村老年人收到的子女经济支持总额增加24.9%，其中现金转移增加30.7%，而实物转移、定期现金转移、定期实物转移无明显变化。进一步研究发现，这一影响主要是通过减少农村老年人劳动供给时间来增加照料孙辈的时间，进而增加子女对父母的经济支持。其中城乡养老保险统筹政策使得农村老年人农业劳动时间显著减少，进而增加其参与照料孙辈的时间，而对非农劳动时间无显著影响，同时非农劳动时间与照料孙辈的时间之间并无相关性。异质性分析表明，城乡养老保险统筹对子女经济支持的促进效应主要发生在与子女同住以及经济支持来源于儿子的老年人。

基于上述研究结论，得出以下建议：第一，政府部门应继续将城乡养老保险统筹作为养老保险改革的重点，逐步提升居民养老保险统筹层次，加大政府对农村地区的扶持力度，有序缩小城乡养老保险的缴费、投资与待遇方面的差距，力争实现“城乡居民养老待遇均等化”，让经济发展的成果能够为更多民众共享，提升人民群众的幸福感与获得感。第二，不断强化家庭养老为主、社会养老为辅的养老理念，在进一步强化家庭养老的过程中，利用社会各种养老资源来弥补农村家庭养老的短板与不足，例如根据农村地区经济发展水平，建立以家庭为主、社区为辅的互助性养老保障体系，通过社会组织的参与为农村老年人提供生活照料和精神慰藉服务，从而实现对家庭养老的有效补充。第三，在城乡养老保险统筹实施过程中考虑出台融合居住模式与子女性别的差异化养老保险待遇政策，例如，对于那些独居、膝下儿子数目较少的农村老年人，政府加大缴费过程中的补贴力度，同时在生活照料、精神慰藉方面给予适当帮扶照料。

注释：

① 根据第七次人口普查数据，平均每个家庭户人口为2.62人，比2010年第六次人口普查数据的3.10人减少了0.48人。

② 参考《国务院关于开展新型农村社会养老保险试点的指导意见》（国发〔2009〕32号）、《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》（国发〔2014〕8号）。

③ 受篇幅限制，控制变量具体定义及描述性统计结果未予汇报，如有需要可联系作者。

④ 受篇幅限制，安慰剂检验以及平衡性检验的结果未予汇报，如有需要可联系作者。

⑤ 关于最近邻匹配，采取有放回的、一对四匹配。关于卡尺匹配，将卡尺值设定为0.05。上述两种方法均通过平衡性检验，基于篇幅限制未予汇报。

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（责任编辑：厉 亚）

Does the Integrated Urban-Rural Pension Insurance Affect Children’s Financial Support？

—An Empirical Analysis Based on CHARLS

CHU Liping，XU Yuxing

Abstract：Based on the CHARLS， this paper utilizes a difference-in-differences model to examine the impact of the integrated urban-rural insurance policy on children’s financial support. The study shows that the total amount of financial support received by the rural elderly from their children has increased by 24.9% after the implementation， and this improvement is primarily achieved by reducing the labor supply time for rural elderly and increasing the time spent caring for grandchildren. Furthermore， the promotion effect of the integrated urban-rural insurance policy on children’s economic support is most pronounced among rural elderly people who live with their children and receive economic support from their sons.Therefore， the government should gradually improve the level of social insurance integration and progressively narrow the gap in pension benefits between urban and rural residents.

Key words：integrated urban-rural insurance policy；financial support for children；difference-in-differences model；grandchild care

收稿日期： 2022-11-14； 修回日期： 2023-07-25

基金項目：教育部人文社会科学研究规划基金项目（23YJA790010）

作者简介： 初立苹（1982—），女，吉林松原人，博士，上海对外经贸大学金融管理学院副教授，硕士生导师，研究方向：养老保险与企业年金。