中國(guó)轉(zhuǎn)型期家庭代際轉(zhuǎn)移的動(dòng)機(jī)研究
——基于CHARLS數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

蘇宗敏

(廣西大學(xué) 商學(xué)院，廣西 南寧 530004)

一、引言

動(dòng)機(jī)，在心理學(xué)上被認(rèn)為是引起個(gè)體活動(dòng)，維持并促使其朝著某一既定目標(biāo)前行的內(nèi)在動(dòng)力。心理學(xué)的研究表明，動(dòng)機(jī)一般涉及行為的發(fā)端、方向、強(qiáng)度和持續(xù)性等。在組織行為學(xué)中，動(dòng)機(jī)主要是指激發(fā)人類行為的心理活動(dòng)過程。通過鼓勵(lì)和激發(fā)，促使人類產(chǎn)生一種內(nèi)部驅(qū)動(dòng)力量，推動(dòng)其朝著所期望的目標(biāo)不斷前進(jìn)的過程。所以，動(dòng)機(jī)是人類大部分行為的基礎(chǔ)。本文擬運(yùn)用經(jīng)濟(jì)學(xué)理論中的效用函數(shù)來(lái)解釋家庭代際轉(zhuǎn)移的動(dòng)機(jī)，假定代際間的經(jīng)濟(jì)支持有利于人們追求效用最大化的目標(biāo)，分別從成年子女、父母的角度出發(fā)，采用效用函數(shù)描述家庭成員代際間的經(jīng)濟(jì)支持行為，然后建立回歸模型實(shí)證分析家庭代際轉(zhuǎn)移的動(dòng)機(jī)。

二、文獻(xiàn)回顧

基于經(jīng)濟(jì)人假設(shè)的主流經(jīng)濟(jì)學(xué)普遍傾向于以效用最大化作為人類經(jīng)濟(jì)行為的價(jià)值基礎(chǔ)。在有關(guān)家庭代際轉(zhuǎn)移動(dòng)機(jī)的研究文獻(xiàn)中最具有代表性的理論解釋是利他主義動(dòng)機(jī)假說(shuō)(altruism motive hypothesis)和交換動(dòng)機(jī)假說(shuō)(exchange motive hypothesis)。

利他主義動(dòng)機(jī)假說(shuō)認(rèn)為，家庭成員之間提供經(jīng)濟(jì)幫助和生活照料是出于利他取向的。根據(jù)該假說(shuō)，如果擁有經(jīng)濟(jì)資源的家庭戶主具有利他主義的感情，他就會(huì)將經(jīng)濟(jì)資源轉(zhuǎn)移給家庭的其他成員，以實(shí)現(xiàn)所有家庭成員消費(fèi)總效用的最大化。此時(shí)，代際轉(zhuǎn)移的目的是家庭利益最大化。Becker等認(rèn)為在利他主義之下的家庭經(jīng)濟(jì)資源配置是非常有效的，它為家庭成員提供了在生命周期內(nèi)存在外部不穩(wěn)定性時(shí)家庭平穩(wěn)消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)保障；否則，家庭成員將需要依靠家庭之外的，諸如借貸或者購(gòu)買保險(xiǎn)等方式來(lái)應(yīng)對(duì)各種風(fēng)險(xiǎn)與不穩(wěn)定性[1]。利他主義動(dòng)機(jī)假說(shuō)認(rèn)為，家庭代際轉(zhuǎn)移是受到成員之間的利他主義感情驅(qū)動(dòng)，但是這種感情很難觀測(cè)和量化，實(shí)證研究的直接數(shù)據(jù)難以獲取，所以，一般需要通過一些間接證據(jù)來(lái)判定，如父母擁有經(jīng)濟(jì)資源的數(shù)量與他們收到成年子女轉(zhuǎn)移支付數(shù)量的相關(guān)程度很低，或者某個(gè)成年子女之間對(duì)父母的轉(zhuǎn)移支付相互獨(dú)立等等，則可以判定家庭代際轉(zhuǎn)移具有利他主義動(dòng)機(jī)[2]。針對(duì)美國(guó)家庭的研究也支持了利他主義動(dòng)機(jī)假說(shuō)[3]。Li 等人的實(shí)證研究表明，中國(guó)父母對(duì)成年子女的代際轉(zhuǎn)移存在利他主義動(dòng)機(jī)，他們通常會(huì)向教育程度和收入較低的子女提供更多的轉(zhuǎn)移[4]。

交換動(dòng)機(jī)假說(shuō)則認(rèn)為，成年子女向父母提供日常生活照料是為了換取父母的遺產(chǎn)或物質(zhì)回饋[5-6]。在交換動(dòng)機(jī)模型中，如果轉(zhuǎn)移方為接受方提供服務(wù)，代際轉(zhuǎn)移就是接受方作為交換而做出的貨幣支付。Cox還總結(jié)了家庭代際轉(zhuǎn)移動(dòng)機(jī)的理論模型，給出判定家庭代際轉(zhuǎn)移動(dòng)機(jī)的具體方法：如果接受方的收入水平與代際轉(zhuǎn)移規(guī)模呈正相關(guān)，則純粹出于交換動(dòng)機(jī)，但如果接受方收入水平與代際轉(zhuǎn)移規(guī)模呈負(fù)相關(guān)，則可能出于利他主義動(dòng)機(jī)或交換動(dòng)機(jī)。無(wú)論家庭代際轉(zhuǎn)移行為是受交換動(dòng)機(jī)還是利他主義動(dòng)機(jī)驅(qū)使，一般其發(fā)生的概率都與轉(zhuǎn)移方的收入水平正相關(guān)，而與接受方的收入水平負(fù)相關(guān)[6]。交換動(dòng)機(jī)的假說(shuō)在發(fā)展中國(guó)家更容易得到驗(yàn)證。Cox和Rank針對(duì)美國(guó)以及Cox等針對(duì)秘魯?shù)膶?shí)證結(jié)果，均支持交換動(dòng)機(jī)假說(shuō)[6-8]。江克忠等研究發(fā)現(xiàn)中國(guó)家庭的代際向上轉(zhuǎn)移規(guī)模與父母的收入水平之間存在顯著正相關(guān)，即隨著父母持有資產(chǎn)增多，獲得成年子女提供經(jīng)濟(jì)幫助的規(guī)模也相應(yīng)增加。這一結(jié)論也支持了中國(guó)家庭代際轉(zhuǎn)移總體呈現(xiàn)交換動(dòng)機(jī)的特征[9]。但是，Knowles和Anker、Robert、Altonji等人的研究均發(fā)現(xiàn)家庭代際轉(zhuǎn)移存在混合動(dòng)機(jī)[10-12]。寧滿秀和王小蓮研究也發(fā)現(xiàn)，交換動(dòng)機(jī)和利他主義動(dòng)機(jī)是隱藏在中國(guó)農(nóng)村家庭代際轉(zhuǎn)移背后的兩種主要?jiǎng)訖C(jī)，在貧困線以上的家庭則以交換動(dòng)機(jī)為主，而在貧困線以下的家庭以利他主義動(dòng)機(jī)為主[13]。

除此之外，關(guān)于家庭代際轉(zhuǎn)移動(dòng)機(jī)的解釋中比較有說(shuō)服力的還有自我中心主義和非預(yù)期的遺產(chǎn)理論。自我中心主義認(rèn)為，父母之所以會(huì)給予子女經(jīng)濟(jì)上的支持或留下遺產(chǎn)，并非是出于利他主義動(dòng)機(jī)或?yàn)榱擞绊懽优男袨?，而只是因?yàn)樗麄儠?huì)從給予的子女經(jīng)濟(jì)支持或留下遺產(chǎn)這一行為本身獲取滿足感，也就是說(shuō)，父母的效用函數(shù)依賴于他們能夠給予子女的經(jīng)濟(jì)支持。非預(yù)期的遺產(chǎn)解釋的是父母去世后的遺產(chǎn)問題。傳統(tǒng)的生命周期模型假設(shè)個(gè)人是理性的，且掌握充分的信息，可以預(yù)測(cè)自己一生的收入，合理計(jì)劃一生的消費(fèi)。所以，人們?cè)噲D使其一生的消費(fèi)保持穩(wěn)定，儲(chǔ)蓄的主要?jiǎng)訖C(jī)是為了滿足退休后的平滑消費(fèi)(即保持退休后的消費(fèi)水平與退休前基本持平)。但是，由于現(xiàn)實(shí)世界有諸多的不確定性，有可能導(dǎo)致他們的實(shí)際壽命短于預(yù)期，積累財(cái)富沒有完全消費(fèi)，便無(wú)意中成為他們留給子女的遺產(chǎn)[14]。

國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究對(duì)家庭代際向上轉(zhuǎn)移，即家庭養(yǎng)老的關(guān)注較多，對(duì)家庭代際向下轉(zhuǎn)移的關(guān)注較少。目前，國(guó)內(nèi)還沒有文獻(xiàn)對(duì)家庭代際向下轉(zhuǎn)移的動(dòng)機(jī)、影響因素等進(jìn)行系統(tǒng)地實(shí)證研究。因此，對(duì)該問題的研究可以看作是當(dāng)代家庭代際轉(zhuǎn)移中一種逆向代際關(guān)系的探討，具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。

三、家庭代際轉(zhuǎn)移動(dòng)機(jī)的理論假設(shè)

借鑒Cox提出的理論模型(記為理論模型Ⅰ)，以家庭為單位考慮效用，假設(shè)成年子女不僅在乎自身的福利狀況，同時(shí)也關(guān)心父母所享有的福利，即家庭總效用是成年子女和父母的福利共同作用的結(jié)果[6]?；诖?，構(gòu)造一種成年子女與父母之間向上轉(zhuǎn)移支付的效用函數(shù)，具體形式為：

Uk=Uk(Ck，Sd，Vp(CP，Sd))

(1)

St.Ck=Ik-T

(2)

CP=IP+T

(3)

Vp(IP+T，Sd)≥V0(IP，0)

(4)

Cox認(rèn)為該理論模型的描述同時(shí)適用于利他主義動(dòng)機(jī)和交換動(dòng)機(jī)的兩種情形，但僅有一種動(dòng)機(jī)在效用函數(shù)的邊界上是有效的。成年子女對(duì)父母的經(jīng)濟(jì)支持行為是基于利他主義動(dòng)機(jī)還是交換動(dòng)機(jī)取決于式(4)是否存在約束。更確切地說(shuō)，如果基于利他主義動(dòng)機(jī)，成年子女對(duì)老年父母提供的經(jīng)濟(jì)支持隨著父母收入的增加而減少，即?T/?IP<0；隨著成年子女收入的增加而增加，即?T/?Ik>0。當(dāng)式(4)不受約束時(shí)，利他主義動(dòng)機(jī)在代際轉(zhuǎn)移行為中占據(jù)主導(dǎo)地位，即代際之間即使發(fā)生沒有互惠的勞務(wù)交換行為，成年子女仍會(huì)向父母提供經(jīng)濟(jì)支持。當(dāng)代際轉(zhuǎn)移行為受到式(4)的約束時(shí)，則表示代際轉(zhuǎn)移以交換動(dòng)機(jī)為主，即成年子女對(duì)父母提供經(jīng)濟(jì)支持是為了補(bǔ)償父母所提供的勞務(wù)Sd[6]。

一般認(rèn)為，家庭代際向上轉(zhuǎn)移是一種基于自愿自主的支付行為，應(yīng)該從經(jīng)濟(jì)支持供給方的角度探尋動(dòng)機(jī)；而家庭代際向下轉(zhuǎn)移則在很大程度上存在非自愿的因素，很可能屬于被動(dòng)的支付行為。所以，在分析家庭向下代際轉(zhuǎn)移動(dòng)機(jī)的時(shí)候，應(yīng)該從經(jīng)濟(jì)支持接受方的角度出發(fā)，將父母對(duì)成年子女的經(jīng)濟(jì)支持行為(即家庭代際向下轉(zhuǎn)移支付)分為依賴動(dòng)機(jī)和索取動(dòng)機(jī)兩種。其中，依賴動(dòng)機(jī)主要表現(xiàn)為成年子女不能自立或自給，沒有獨(dú)立生活的經(jīng)濟(jì)能力，成年后仍然依靠父母的經(jīng)濟(jì)支持來(lái)滿足基本生存需要。依賴動(dòng)機(jī)更容易出現(xiàn)在低收入或無(wú)固定收入的群體中，因?yàn)樗麄儧]有經(jīng)濟(jì)能力養(yǎng)活自己，只能長(zhǎng)期依賴父母。具有穩(wěn)定收入的年輕人群則更傾向于索取動(dòng)機(jī)，這類人群雖然有經(jīng)濟(jì)來(lái)源滿足自身的基本生活需求，但貪圖享受，通過向父母索取經(jīng)濟(jì)支持，來(lái)追求更好的物質(zhì)生活。

考慮到父母對(duì)成年子女經(jīng)濟(jì)支持(向下代際轉(zhuǎn)移支付)的動(dòng)機(jī)與理論模型Ⅰ所描述的情況存在較大區(qū)別，因此在現(xiàn)有研究成果的基礎(chǔ)之上，延伸出另一種效用函數(shù)(記為理論模型Ⅱ)刻畫家庭向下代際轉(zhuǎn)移的動(dòng)機(jī)。

UP=UP(CP，Sd，Vk(Ck，Sd))

(5)

St.CP=IP-T

(6)

Ck=Ik+T

(7)

Vk(Ik+T，Sd)≥V0(Ik，0)

(8)

式(5)中，UP、Vk分別代表父母和成年子女的效用水平，Ck、CP、Sd、Ik、IP、T等的含義與模型Ⅰ相同，并且邊際效用?UP/?CP>0，?UP/?Sd<0，?Vp/?CP>0，?Vp/?Sd>0。式(6)和式(7)分別描述了父母和成年子女所面臨的預(yù)算約束條件，式(8)則描述了存在向下代際轉(zhuǎn)移所帶來(lái)的效用水平Vk要大于(至少等于)不存在轉(zhuǎn)移支付條件下的效用水平V0。一般而言，如果家庭代際向下轉(zhuǎn)移行為是基于依賴動(dòng)機(jī)，則?T/?Ik<0；即轉(zhuǎn)移的規(guī)模隨著成年子女的收入增加而遞減，因?yàn)橐坏┏赡曜优氖杖肽軌蚓S持自身的支出就會(huì)減少對(duì)父母的依賴程度。反之，如果基于索取動(dòng)機(jī)，則?T/?IP>0；即家庭代際向下轉(zhuǎn)移的規(guī)模隨著父母的收入增加而遞增，因?yàn)槌赡曜优J(rèn)為父母擁有足夠的財(cái)富可以供自己揮霍，反而會(huì)變本加厲地繼續(xù)索取。

四、模型設(shè)定

(一)家庭代際轉(zhuǎn)移的選擇行為

建立“面板二值選擇模型”(binary choice model for panel data)分析家庭代際轉(zhuǎn)移的選擇行為，即判斷是否發(fā)生家庭代際轉(zhuǎn)移；并通過“潛變量”(latent variable)——凈轉(zhuǎn)移的回歸方程來(lái)解釋家庭代際轉(zhuǎn)移數(shù)量的影響因素。假設(shè)凈轉(zhuǎn)移量為：

(9)

(i=1，2，…，n；t=1，2，…，T)

(10)

給定xit、β、ui，則有：

(11)

如果ε服從邏輯分布，則為L(zhǎng)ogit模型：

(12)

面板二值選擇模型的估計(jì)方法包括隨機(jī)效應(yīng)、固定效應(yīng)與混合回歸。如果允許個(gè)體效應(yīng)的存在，不同的個(gè)體擁有不同的ui。如果所有解釋變量xit與ui均不相關(guān)，稱式(12)為“隨機(jī)效應(yīng)模型”(Random Effects Model，簡(jiǎn)稱RE)。如果某個(gè)解釋變量xit與ui相關(guān)，則稱式(12)為固定效應(yīng)模型(Fixed Effects Model，簡(jiǎn)稱FE)。

隨著機(jī)器視覺技術(shù)、3 G技術(shù)、電子技術(shù)的不斷發(fā)展以及人們對(duì)農(nóng)產(chǎn)品可視化生產(chǎn)程度和農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全水平要求的不斷提高，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)過程全程可視化監(jiān)控已經(jīng)逐漸成為精準(zhǔn)農(nóng)業(yè)的一個(gè)熱門發(fā)展方向[1]。農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)過程中傳統(tǒng)物理量參數(shù)的監(jiān)控已經(jīng)無(wú)法滿足現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的發(fā)展趨勢(shì)。

(13)

p/(1-p)稱為“幾率”(odds)或“相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)”(relative risk)。另一種解釋：假設(shè)xj增加一單位，從xj變?yōu)閤j+1，記p的新值為p*，則新幾率與原幾率之比可以寫成：

=exp(βj)

(14)

(二)家庭代際轉(zhuǎn)移凈額的影響因素

通過分析影響凈轉(zhuǎn)移額的關(guān)鍵因素來(lái)判斷家庭代際轉(zhuǎn)移的主要?jiǎng)訖C(jī)。凈轉(zhuǎn)移額指的是當(dāng)同時(shí)存在方向相反的轉(zhuǎn)移時(shí)，以轉(zhuǎn)移金額大的一方確定轉(zhuǎn)移的方向，并以兩者的差額為轉(zhuǎn)移的凈額。所以，轉(zhuǎn)移凈額必然大于等于0。因此，將轉(zhuǎn)移凈額作為回歸模型時(shí)，應(yīng)該視為受限被解釋變量。

對(duì)于回歸模型的被解釋變量，可能當(dāng)yit≤c(或yit≥c)時(shí)，所有yit都被歸并為c值。雖有全部觀測(cè)數(shù)據(jù)，但某些數(shù)據(jù)的yit被壓縮在一個(gè)點(diǎn)上，此類數(shù)據(jù)被稱為“歸并數(shù)據(jù)”(censored data)。采用歸并數(shù)據(jù)進(jìn)行的回歸，被稱為“歸并回歸”(censored regression)，yit的概率分布就變成由一個(gè)離散點(diǎn)與一個(gè)連續(xù)分布所組成的混合分布(mixed distribution)。考慮歸并數(shù)據(jù)的面板模型：

(15)

(16)

如果解釋變量xit與個(gè)體效應(yīng)ui相關(guān)，則(15)式為固定效應(yīng)模型(FE)；反之，則為隨機(jī)效應(yīng)模型(RE)。對(duì)于固定效應(yīng)的Tobit模型，由于找不到個(gè)體異質(zhì)性u(píng)i的充分統(tǒng)計(jì)量，故無(wú)法進(jìn)行條件最大似然估計(jì)估計(jì)(MLE)。如果直接在混合Tobit 回歸中加入個(gè)體虛擬變量(使用LSDV法)，估計(jì)結(jié)果也是不一致的。所以，以下研究?jī)H考慮隨機(jī)效應(yīng)的面板Tobit模型。在給定個(gè)體效應(yīng)ui的情況下，個(gè)體i的條件分布可以表示為：

f(yi1，yi2，…，yit|ui)

(17)

類似地，可以通過檢驗(yàn)假設(shè)H0∶σu=0成立與否來(lái)判斷是否存在個(gè)體異質(zhì)性。另外，定義同一個(gè)體i在不同時(shí)期擾動(dòng)項(xiàng)之間的自相關(guān)系數(shù)為：

ρ=Corr(ui+εit，ui+εis)

(18)

(三)變量選擇

結(jié)合中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(簡(jiǎn)稱CHARLS)中的調(diào)查項(xiàng)目，選取與受訪者及其子女的各種社會(huì)特征密切相關(guān)的變量，對(duì)家庭代際轉(zhuǎn)移的動(dòng)機(jī)進(jìn)行實(shí)證分析，由于CHARLS所收集數(shù)據(jù)中涉及受訪者的工資、獎(jiǎng)金、補(bǔ)貼、津貼等數(shù)據(jù)缺失值較多，嚴(yán)重影響了實(shí)證分析的效果，所以考慮引入替代變量。鑒于中國(guó)家庭的高儲(chǔ)蓄率，無(wú)論與低收入國(guó)家還是和發(fā)達(dá)國(guó)家相比皆是如此[15]。通常情況下多數(shù)45歲以上的中老年人已經(jīng)完成大部分的人生財(cái)富積累，有的甚至已啟用這筆財(cái)富來(lái)安度晚年。因此，進(jìn)行實(shí)證分析時(shí)，將受訪者和配偶的流動(dòng)資產(chǎn)替代其收入，即理論模型Ⅰ和理論模型Ⅱ中的IP，選取的變量如表1所示：

表1 變量選擇表

五、模型估計(jì)和結(jié)果分析

為分析家庭代際轉(zhuǎn)移的選擇行為，將表1中的變量引入面板二值選擇模型，即式(12)，具體模型估計(jì)結(jié)果見表2。

如表2所示，LR統(tǒng)計(jì)量為70.79，對(duì)應(yīng)的p值為0.000 0；Wald統(tǒng)計(jì)量為145.76，對(duì)應(yīng)的p值為0.000 0；無(wú)論固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)，面板Logit模型所有系數(shù)(除常數(shù)項(xiàng)外)的聯(lián)合顯著性都很高。但是Hausman檢驗(yàn)的結(jié)果強(qiáng)烈拒絕隨機(jī)效應(yīng)，接受固定效應(yīng)。依據(jù)固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果，受訪者的最高學(xué)歷、健在孩子的數(shù)量、受訪者和配偶的流動(dòng)資產(chǎn)、孩子及其配偶的收入等因素對(duì)家庭代際轉(zhuǎn)移發(fā)生的概率有顯著性影響。其中，受訪者的最高學(xué)歷、受訪者和配偶的流動(dòng)資產(chǎn)增加有助于降低其對(duì)家庭養(yǎng)老的依賴程度，從而降低代際向上轉(zhuǎn)移的概率，但是會(huì)提高向下轉(zhuǎn)移的概率；收入水平高的子女向父母提供經(jīng)濟(jì)支持的概率會(huì)有所上升，并減少向父母尋求經(jīng)濟(jì)幫助的傾向。值得注意的是，健在子女的數(shù)量不僅不會(huì)提高其“養(yǎng)老”的概率，反而會(huì)提高“啃老”的可能性，這與我們的傳統(tǒng)認(rèn)知有所不同。受訪者是否與孩子共同居住、未成年孫子女的數(shù)量、以及孫子女是否得到受訪者照顧等可能與父母提供勞務(wù)相關(guān)的因素均沒有明顯地影響家庭代際轉(zhuǎn)移的選擇行為的發(fā)生概率，代表實(shí)證結(jié)果并沒有明顯支持“成年子女對(duì)父母提供經(jīng)濟(jì)支持是為了補(bǔ)償父母提供的勞務(wù)”，這一“交換動(dòng)機(jī)”的理論假設(shè)。因此，就代際轉(zhuǎn)移的發(fā)生概率而言，可以初步判斷家庭代際向上轉(zhuǎn)移的動(dòng)機(jī)可能以利他主義動(dòng)機(jī)為主，而家庭代際向下轉(zhuǎn)移的則主要是以依賴動(dòng)機(jī)為主。

為了分析家庭代際轉(zhuǎn)移凈額的影響因素，將表1中的變量引入面板Tobit模型，即式(15)，模型估計(jì)結(jié)果見表3。

表2 家庭代際轉(zhuǎn)移的選擇行為模型估計(jì)結(jié)果表

注：表中參數(shù)的估計(jì)值為幾率比(odds ratio)，括號(hào)中的數(shù)值代表標(biāo)準(zhǔn)差，***、**、*分別代表在1%、5%、10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著性，下同。LR和Wald統(tǒng)計(jì)量括號(hào)中的數(shù)值代表p值。數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查http：//charls.pku.edu.cn/zh-CN，下同。

如表3所示，回歸模型的混合效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果基本保持一致；LR 統(tǒng)計(jì)量和Wald統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)都顯示面板Tobit模型所有系數(shù)(除常數(shù)項(xiàng)外)的聯(lián)合顯著性很高。LR檢驗(yàn)的結(jié)果認(rèn)為存在個(gè)體效應(yīng)，故隨機(jī)效應(yīng)的面板Tobit回歸更為合理。根據(jù)表4的回歸結(jié)果，受訪者的健康狀況、最高學(xué)歷、婚姻狀態(tài)、受訪者和配偶的流動(dòng)資產(chǎn)、未成年孫子女?dāng)?shù)量、與子女聯(lián)系的頻率、子女及其配偶的總收入等因素都會(huì)對(duì)家庭代際轉(zhuǎn)移的規(guī)模產(chǎn)生顯著影響。一方面，健康狀況不佳、處于單身(離異、喪偶、從未結(jié)婚)等狀態(tài)的受訪者對(duì)子女的依賴程度更高，對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)支持的“剛需”較強(qiáng)，因此獲得的代際經(jīng)濟(jì)支持凈額明顯增加。而受教育程度更高、擁有流動(dòng)資產(chǎn)較多的受訪者則對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)支持的“剛需”較弱，所以向上轉(zhuǎn)移的規(guī)模有所降低。而與父母聯(lián)系的頻率偏低、自身需要撫養(yǎng)的未成年孩子較多、收入水平較高的成年子女也許因?yàn)闊o(wú)法經(jīng)常在生活上照料老年父母，所以傾向于為之提供更多的經(jīng)濟(jì)幫助。另一方面，受教育程度高、擁有流動(dòng)資產(chǎn)較多、與子女聯(lián)系并不密切、孫子女?dāng)?shù)量較多的受訪者傾向給予成年子女更多的經(jīng)濟(jì)幫助，而健康狀況不佳、處于單身(離異、喪偶、從未結(jié)婚)等狀態(tài)的受訪者則可能因?yàn)樽灶櫜幌荆黠@減少了家庭代際向下轉(zhuǎn)移的規(guī)模。

根據(jù)父母的流動(dòng)資產(chǎn)對(duì)家庭代際雙向(向上/向下)轉(zhuǎn)移的凈額均為正向影響，而成年子女的收入水平對(duì)家庭代際向上轉(zhuǎn)移的凈額有正向影響，對(duì)家庭代際向下轉(zhuǎn)移的凈額有負(fù)向影響，結(jié)合家庭代際轉(zhuǎn)移選擇行為的分析結(jié)果，可以進(jìn)一步推斷當(dāng)代中國(guó)的家庭代際轉(zhuǎn)移是一種混合了多種邏輯的復(fù)雜社會(huì)現(xiàn)象，同時(shí)表現(xiàn)出多種支付動(dòng)機(jī)，即利他主義動(dòng)機(jī)與交換動(dòng)機(jī)并存。實(shí)證結(jié)果還顯示，在家庭代際向上轉(zhuǎn)移時(shí)，成年子女的收入水平對(duì)轉(zhuǎn)移凈額的影響程度明顯大于父母的流動(dòng)資產(chǎn)所帶來(lái)的影響，因此可以判斷家庭代際向上轉(zhuǎn)移以利他主義動(dòng)機(jī)為主；在家庭代際向下轉(zhuǎn)移時(shí)，父母的流動(dòng)資產(chǎn)對(duì)轉(zhuǎn)移凈額起到了正向作用，而成年子女的收入水平對(duì)轉(zhuǎn)移凈額起到了負(fù)向作用，因此可以判斷家庭代際向下轉(zhuǎn)移以依賴動(dòng)機(jī)為主。

表3 家庭代際轉(zhuǎn)移凈額影響因素模型估計(jì)結(jié)果表

表4 子女是否工作對(duì)家庭代際轉(zhuǎn)移影響的差異性檢驗(yàn)表

注：工作包括務(wù)農(nóng)、掙工資工作、從事個(gè)體、私營(yíng)活動(dòng)或不拿工資為家庭經(jīng)營(yíng)活動(dòng)幫工等。

如表4所示，子女是否參加工作與家庭代際轉(zhuǎn)移的支付方向有著非常顯著的關(guān)聯(lián)。如果成年子女正在工作，具有比較穩(wěn)定的收入來(lái)源，那么普遍都會(huì)愿意給父母的老年生活提供力所能及的經(jīng)濟(jì)幫助。有工作仍舊需要父母經(jīng)濟(jì)援助的年輕人屬于社會(huì)中的少數(shù)群體。如果成年子女沒有工作，無(wú)穩(wěn)定的收入來(lái)源，那么靠父母的經(jīng)濟(jì)支助過日子的可能性將大大提高。這也再次印證了家庭代際向上轉(zhuǎn)移以利他主義動(dòng)機(jī)為主，而家庭代際向下轉(zhuǎn)移以依賴動(dòng)機(jī)為主的結(jié)論。

六、結(jié)論與啟示

顯然，當(dāng)代際經(jīng)濟(jì)支持行為很可能直接影響那些帶有公共轉(zhuǎn)移支付性質(zhì)的社會(huì)保障制度的實(shí)施效果時(shí)，分析家庭代際經(jīng)濟(jì)支持行為的動(dòng)機(jī)對(duì)于公共經(jīng)濟(jì)政策的制定至關(guān)重要。因?yàn)?，公共轉(zhuǎn)移支付會(huì)對(duì)以交換動(dòng)機(jī)為主的家庭代際經(jīng)濟(jì)支持將產(chǎn)生“擠入效應(yīng)”，加強(qiáng)了收入再分配的效果，即在不降低家庭養(yǎng)老經(jīng)濟(jì)支持水平的同時(shí)，公共養(yǎng)老金支付的增加將有助于降低老年貧困的發(fā)生率，提高老年人口的生活保障程度[7]。從社會(huì)福利角度來(lái)看，這樣的政策改進(jìn)是帕累托有效的[16]。相反，對(duì)基于利他主義動(dòng)機(jī)的家庭代際經(jīng)濟(jì)支持行為而言，公共轉(zhuǎn)移支付會(huì)對(duì)家庭養(yǎng)老產(chǎn)生強(qiáng)烈的“擠出效應(yīng)”，從而降低家庭養(yǎng)老的負(fù)擔(dān)。當(dāng)然，老年人并非一個(gè)具有完全同質(zhì)性的整體，同一公共政策的實(shí)施對(duì)于不同特征的老年人，可能產(chǎn)生不同的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)[13]。

結(jié)合實(shí)際國(guó)情來(lái)看，無(wú)論是家庭代際向上轉(zhuǎn)移中的利他主義動(dòng)機(jī)，還是家庭代際向下轉(zhuǎn)移中的依賴動(dòng)機(jī)，都是基于轉(zhuǎn)移的接受方?jīng)]有充足的經(jīng)濟(jì)資源滿足自身生活需要而產(chǎn)生的。目前，中國(guó)社會(huì)尚未實(shí)現(xiàn)全面小康，家庭代際轉(zhuǎn)移的功能主要體現(xiàn)在滿足家庭成員的基本生活需求。老年人口是社會(huì)的弱勢(shì)群體，隨著年齡的不斷增長(zhǎng)，他們無(wú)法繼續(xù)從事社會(huì)勞動(dòng)工作，收入水平必然有所下降，但是各種生活支出卻很可能不降反升。例如，根據(jù)自然規(guī)律，老年人的生理機(jī)能開始退化，健康狀況也隨著年齡的增長(zhǎng)而衰弱，多數(shù)老年人都會(huì)受到疾病的困擾，所以醫(yī)療保健支出勢(shì)必會(huì)增加。但是，中國(guó)的社會(huì)保障水平偏低，仍然不具備足夠的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)和社會(huì)條件通過公共轉(zhuǎn)移支付的形式解決龐大的老年人口的養(yǎng)老問題。因此，私人轉(zhuǎn)移支付必須發(fā)揮作用來(lái)填補(bǔ)公共轉(zhuǎn)移支付留下的空白。而且，中國(guó)自古以來(lái)就有“養(yǎng)兒防老”的文化傳統(tǒng)，贍養(yǎng)老人是子女責(zé)無(wú)旁貸的義務(wù)。如果，當(dāng)前中國(guó)家庭代際向上轉(zhuǎn)移以利他主義動(dòng)機(jī)為主，那么成年子女對(duì)父母的經(jīng)濟(jì)支持主要是出于對(duì)他們的關(guān)愛，同時(shí)沒有預(yù)期借此換取其他利益，這種為了家庭的共同福祉而進(jìn)行的私人轉(zhuǎn)移支付，是需要成年子女付出一定代價(jià)的。有的經(jīng)濟(jì)理論將撫養(yǎng)子女視作一種投資，雖然家庭代際轉(zhuǎn)移中難以避免地存在某些功利性因素，但不可否認(rèn)的是親情、責(zé)任和義務(wù)等也發(fā)揮著非常重要的作用。所以，基于利他主義的私人轉(zhuǎn)移支付不能完全用理性的經(jīng)濟(jì)學(xué)思維去解釋，因?yàn)榍楦泻偷赖碌纫蛩氐挠绊懖荒苄∮U。但是，無(wú)私地犧牲個(gè)人利益也是有一定限度的，如果父母養(yǎng)老長(zhǎng)期依靠子女的經(jīng)濟(jì)支持，那么其可持續(xù)性是值得商榷的。所以，當(dāng)利他的私人轉(zhuǎn)移支付達(dá)到一定承受的限度時(shí)，發(fā)揮公共轉(zhuǎn)移支付的調(diào)節(jié)作用是必然的選擇。

就基于依賴動(dòng)機(jī)的家庭代際向下轉(zhuǎn)移而言，好吃懶做也許并非成年子女的本意，如果他們有能力通過自己的工作獲得穩(wěn)定的收入，且足以支付其生活成本時(shí)，自然會(huì)減少對(duì)父輩的經(jīng)濟(jì)依賴。但在現(xiàn)實(shí)社會(huì)中，許多年輕人在大學(xué)畢業(yè)之后，過著十分拮據(jù)的生活。由于收入微薄，“月光”基本成了他們生活的常態(tài)。年輕人通常需要娶妻生子、安家置業(yè)，其支出水平可能要比退休人群更高，因此也需要與之相匹配的更高的收入水平。但現(xiàn)實(shí)往往是殘酷的，《2016年中國(guó)大學(xué)生就業(yè)壓力調(diào)查報(bào)告》顯示：相較于上一年，2016年全國(guó)本科及以上學(xué)歷畢業(yè)生的月薪期望值呈現(xiàn)出一種普降趨勢(shì)，即總體平均期望月薪值由2015年的6 000元左右，降至2016年的不足5 000元。報(bào)告還指出，對(duì)比2014—2016年，大學(xué)畢業(yè)生的期望薪酬水平一直呈現(xiàn)出總體下降的趨勢(shì)?？梢哉f(shuō)，在物價(jià)上漲幅度較大，資產(chǎn)價(jià)格水平普遍偏高的情況下，大學(xué)畢業(yè)生總體平均期望薪酬水平的降低就意味著年輕人變窮的趨勢(shì)已經(jīng)形成。比如，年輕人的工資收入遠(yuǎn)遠(yuǎn)無(wú)法趕上飆漲的房?jī)r(jià)，不談一線大城市動(dòng)輒近千萬(wàn)的商品房，就連二、三線城市的房?jī)r(jià)也早已破萬(wàn)，所以每月只有幾千元工資的年輕人多數(shù)是拿不出購(gòu)房首付款的，這時(shí)候就需要父母拿出積蓄幫助年輕的子女們安家置業(yè)。于是，家庭代際向下轉(zhuǎn)移正在成為越來(lái)越普遍的現(xiàn)象。在年輕群體日益貧窮的大趨勢(shì)下，“買不起房子，養(yǎng)不起孩子”是當(dāng)代眾多年輕人的生活寫照，但是依賴年邁父母繼續(xù)供養(yǎng)的“啃老”之舉也絕非長(zhǎng)久之計(jì)。公共政策對(duì)于解決廣大年輕人群入不敷出的困境，讓年輕一代有機(jī)會(huì)通過誠(chéng)實(shí)勞動(dòng)、合法經(jīng)營(yíng)創(chuàng)造比父輩更多的財(cái)富，從而“擠出”家庭向下代際轉(zhuǎn)移，有著不可推卸的責(zé)任。