子女?dāng)?shù)量、社會(huì)保障供給對(duì)代際轉(zhuǎn)移方向的影響
——基于CFPS2018調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

賈洪波， 謝沁璇

(北京航空航天大學(xué) 社會(huì)保障研究中心， 北京 100083)

中國自2000年進(jìn)入老年型社會(huì)以來，人口老齡化狀況持續(xù)發(fā)展，人口老齡化壓力日益嚴(yán)峻。據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2020》數(shù)據(jù)顯示，2019年中國65歲及以上人口為17 603萬人，占人口總數(shù)的12.60%[1]。第七次全國人口普查結(jié)果顯示，2020年 “65歲及以上人口為19 064萬人，占人口總數(shù)的13.50%……人口老齡化程度進(jìn)一步加劇，未來一段時(shí)期將持續(xù)面臨人口長期均衡發(fā)展的壓力”[2]。老人比重的提高必然會(huì)加大對(duì)家庭養(yǎng)老、社區(qū)養(yǎng)老和政府提供的社會(huì)保障支持等養(yǎng)老保障的需求。中國政府提供的養(yǎng)老支持主要側(cè)重對(duì)老人經(jīng)濟(jì)收入方面的支持，包括養(yǎng)老金、醫(yī)療保險(xiǎn)、退休金和其他類型的社會(huì)補(bǔ)助。然而，福利供給模式正在由福利國家轉(zhuǎn)向福利社會(huì)。國家作為福利多元供給的主體之一，目前對(duì)老人養(yǎng)老支持的程度是有限的。中國深受“孝道”文化影響，“贍養(yǎng)老人”的觀念源遠(yuǎn)流長。目前，子女的經(jīng)濟(jì)支持是老人養(yǎng)老的重要支撐之一。同時(shí)，子女還能為老人提供情感慰藉和照料支持。可見，多子多福引致的子女贍養(yǎng)這一家庭保障制度與正式的政府提供的社會(huì)保障一樣，均對(duì)養(yǎng)老保障起著不可替代的作用。父母為了減輕子女的生活負(fù)擔(dān)，也會(huì)給予子女相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)和照料支持。例如，許多父母為子女購房提供如首付款等支持，多數(shù)父母會(huì)對(duì)子女的教育進(jìn)行投入，這使得父代對(duì)子代經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移不小。父代還通常會(huì)幫助子代照料孫代等。在此背景下，多子帶來的可能不是多福，也有可能是父代更多的經(jīng)濟(jì)和照料負(fù)擔(dān)。在計(jì)劃生育政策的實(shí)施和其他若干因素的共同作用下，中國進(jìn)入后人口轉(zhuǎn)變時(shí)期，人口總和生育率下降、家庭結(jié)構(gòu)小型化，加之人口流動(dòng)頻繁和城市化的發(fā)展以及父母和子女分開居住的趨勢增強(qiáng)等，都在客觀上減少了父代和子代之間的往來。因此，有必要系統(tǒng)分析當(dāng)前的子女?dāng)?shù)量與代際轉(zhuǎn)移情況，從而為平衡家庭保障(贍養(yǎng))和政府提供的社會(huì)保障之間的關(guān)系提供學(xué)術(shù)參考。

一、文獻(xiàn)綜述

學(xué)術(shù)界對(duì)子女?dāng)?shù)量、社會(huì)保障供給與代際轉(zhuǎn)移關(guān)系的研究主要從三個(gè)方面展開。

第一，子女?dāng)?shù)量影響代際轉(zhuǎn)移，具體細(xì)分為子女總數(shù)量、性別和孩次等變量對(duì)代際轉(zhuǎn)移的影響。國外關(guān)于子女?dāng)?shù)量對(duì)向上代際轉(zhuǎn)移影響的研究結(jié)論并不一致。例如，Logan和Bian根據(jù)中國的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，子女規(guī)模的增加會(huì)增加非同居子女向上的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)移支付概率，其中喪偶的母親相較于喪偶的父親會(huì)有更大的概率得到經(jīng)濟(jì)支持[3]。Zimmer和Kwong研究表明，子女?dāng)?shù)量的增加不僅會(huì)增加父母從子女那里得到經(jīng)濟(jì)援助的概率，還會(huì)擠出父母得到的其他形式的經(jīng)濟(jì)支持[4]。但是Lam和Schoeni得出了不同的結(jié)論，認(rèn)為子女?dāng)?shù)量對(duì)向上代際轉(zhuǎn)移沒有顯著影響[5]。國外對(duì)于子女?dāng)?shù)量影響向下代際轉(zhuǎn)移的研究結(jié)論比較一致，不少學(xué)者認(rèn)為子女?dāng)?shù)量與向下的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)移規(guī)模呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。例如，?slund和Gr?nqvist認(rèn)為，在富裕國家，隨著孩子的數(shù)量增多，向下的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)移會(huì)減少[6]。Emery指出，少子家庭的子女會(huì)比多子家庭的子女有更大概率得到父母的經(jīng)濟(jì)支援[7]。國內(nèi)對(duì)子女?dāng)?shù)量影響代際轉(zhuǎn)移的研究較少。對(duì)于子女?dāng)?shù)量的增加能否提高老人養(yǎng)老供給水平的議題存在不同的觀點(diǎn)，且多數(shù)研究集中于向上的代際轉(zhuǎn)移。一種 觀點(diǎn)認(rèn)為多子多福，即隨著子女?dāng)?shù)量的增加，老人受到代際支持的概率和規(guī)模也會(huì)增加，這是因?yàn)樽优g存在“孝順攀比”現(xiàn)象。例如，陶裕春和申昱研究發(fā)現(xiàn)，子女的數(shù)量越多，子女越傾向給予父母較多的經(jīng)濟(jì)支持[8]。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為子女?dāng)?shù)量對(duì)老人受到的代際支持沒有影響。例如，謝桂華研究發(fā)現(xiàn)，子女?dāng)?shù)量對(duì)老人受到的照料轉(zhuǎn)移沒有顯著影響[9]。夏傳玲和麻鳳利也發(fā)現(xiàn)，子女?dāng)?shù)量對(duì)老人的經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)、照顧轉(zhuǎn)移和情感慰藉均沒有直接影響[10]。性別和孩次對(duì)于代際轉(zhuǎn)移的影響也沒有得到一致的結(jié)論。周律等通過對(duì)巢湖地區(qū)調(diào)研數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，子女性別對(duì)向上代際的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)移沒有顯著影響，但子女序次對(duì)于父母得到的經(jīng)濟(jì)支持有顯著影響，父母得到的經(jīng)濟(jì)支持與年長子女的收入水平呈正相關(guān)關(guān)系，與年幼子女的收入水平呈負(fù)相關(guān)關(guān)系[11]。楊菊華和李路路對(duì)東亞國家和地區(qū)代際互動(dòng)的情況進(jìn)行了比較，發(fā)現(xiàn)獨(dú)生兒子給父母提供的經(jīng)濟(jì)和情感撫慰支持的可能性更低[12]。雷曉燕通過對(duì)中年女性調(diào)研發(fā)現(xiàn)，不同性別子女向下的代際轉(zhuǎn)移存在差異，女兒得到母親經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)移支持的概率大于兒子[13]。張航空指出，不同性別的代際支持存在差異。在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)移方面，女兒給予父母實(shí)物的概率更大，兒子幫助父母繳納醫(yī)藥費(fèi)的概率更大；在照顧轉(zhuǎn)移方面，女兒打電話聯(lián)系關(guān)心父母的概率更大，兒子上門探望父母的概率更大[14]。

第二，社會(huì)保障供給影響代際轉(zhuǎn)移的研究。Rein認(rèn)為，在福利發(fā)展比較成熟的德國、美國和英國等國家，社會(huì)保障的轉(zhuǎn)移支付對(duì)于代際轉(zhuǎn)移沒有擠出效應(yīng)[15]。但是，Cox和Jimenez對(duì)秘魯家庭的實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，沒有參加社會(huì)保障的老人相比參加過社會(huì)保障的老人受到子女經(jīng)濟(jì)支持的概率高出20%[16]。Jensen以南非老人數(shù)據(jù)為例進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)老人獲得政府的養(yǎng)老金收入會(huì)將離家子女對(duì)老人的經(jīng)濟(jì)支持?jǐn)D出約25%～30%[17]。Juarez研究墨西哥1996—2004年的收入和支出調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老補(bǔ)助金對(duì)向上代際的私人經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)移支付具有擠出作用，額外的養(yǎng)老補(bǔ)助金也會(huì)減少老人向下代際的照顧轉(zhuǎn)移時(shí)間[18]。此外，國內(nèi)在這方面的文獻(xiàn)也尚未取得一致結(jié)論。一方面，社會(huì)保障供給會(huì)擠出代際轉(zhuǎn)移。張航空和孫磊認(rèn)為，社會(huì)保障政策對(duì)向上的代際經(jīng)濟(jì)支持有擠出效應(yīng)[19]。蔣承和趙曉軍認(rèn)為，老人參加社會(huì)保障會(huì)擠出子女照料父母的時(shí)間[20]。另一方面，社會(huì)保障供給會(huì)擠入代際轉(zhuǎn)移。胡宏偉等通過城鄉(xiāng)居家養(yǎng)老服務(wù)的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，老人參加醫(yī)療保障會(huì)增加子女對(duì)老人的代際轉(zhuǎn)移額度[21]。陳欣欣和董曉媛認(rèn)為，父代的社會(huì)保障收入增加會(huì)提升老人的經(jīng)濟(jì)地位，從而增加子女對(duì)老人的照料頻率[22]。劉佩和孫立娟研究發(fā)現(xiàn)，隨著老人的社會(huì)保障收入增加，子女會(huì)給予老人更多的代際經(jīng)濟(jì)支持，因?yàn)樽优J(rèn)為老人擁有更多的時(shí)間和財(cái)力，可以幫助他們照料孫子孫女，基于社會(huì)交換心理，子女會(huì)給予父母更多的經(jīng)濟(jì)支持[23]。

第三，子女?dāng)?shù)量影響社會(huì)保障供給的研究。Showers和Shotick通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，對(duì)于老年家庭而言，家庭規(guī)模每減少一個(gè)單位，會(huì)導(dǎo)致家庭每季度參與社會(huì)保險(xiǎn)的支出減少24.42美元[24]。Gutter和Hatcher主要研究黑人和白人參加人身保險(xiǎn)的差異，其研究結(jié)果表明，家庭規(guī)模和是否擁有子女對(duì)于黑人和白人參加人身保險(xiǎn)都沒有顯著影響[25]。Gandolfi和Miners探究了夫妻之間參加人身保險(xiǎn)是否存在差異，發(fā)現(xiàn)家庭人口數(shù)量對(duì)參加人身保險(xiǎn)的規(guī)模有著顯著影響[26]。而國內(nèi)研究則多側(cè)重對(duì)農(nóng)村家庭的研究。樊綱治和王宏揚(yáng)研究發(fā)現(xiàn)，家庭規(guī)模大和老人占比高會(huì)增強(qiáng)家庭對(duì)于人身保險(xiǎn)的需求[27]。許恒周等研究發(fā)現(xiàn)，子女?dāng)?shù)量和子女性別對(duì)養(yǎng)老保障模式選擇沒有直接影響[28]。雍嵐等研究發(fā)現(xiàn)，子女規(guī)模的增多對(duì)農(nóng)民工參加養(yǎng)老保險(xiǎn)的意愿有替代作用[29]。尹秀芳研究發(fā)現(xiàn)，兒子和女兒數(shù)量的增加都會(huì)減少家庭成員參加商業(yè)保險(xiǎn)的概率，但擁有同樣數(shù)量兒子與擁有同樣數(shù)量女兒的家庭相比，前者參加商業(yè)保險(xiǎn)的概率更低[30]。聶建亮和鐘漲寶通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，子女?dāng)?shù)量的增多并不能減輕父代的養(yǎng)老擔(dān)心，只有良好的父子關(guān)系才能有效降低農(nóng)民工的養(yǎng)老擔(dān)心[31]。

綜上所述，既有文獻(xiàn)主要從實(shí)證分析的角度進(jìn)行研究，國外文獻(xiàn)對(duì)向上或向下兩個(gè)方向的代際轉(zhuǎn)移都有研究，而國內(nèi)文獻(xiàn)則多集中于對(duì)向上代際轉(zhuǎn)移單方向的研究。國內(nèi)外的研究均沒有取得完全一致的結(jié)論，這可能與研究對(duì)象特定的國別、地域和文化有很大關(guān)系。既有研究對(duì)于代際轉(zhuǎn)移的研究還不全面，如只著眼于研究代際轉(zhuǎn)移的一個(gè)方向，沒有研究代際轉(zhuǎn)移的雙向流動(dòng)，或者只研究經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移，忽略了照顧代際轉(zhuǎn)移等；既有多數(shù)文獻(xiàn)研究的變量只包括了父母或子女其中一方的人口學(xué)特征，沒有將雙方的人口學(xué)特征都納入研究；既有多數(shù)文獻(xiàn)主要考察養(yǎng)老保障對(duì)代際轉(zhuǎn)移的影響，忽略了現(xiàn)實(shí)中給老人提供支持的社會(huì)保障項(xiàng)目，如醫(yī)療保險(xiǎn)、農(nóng)業(yè)補(bǔ)助、撫恤金和低保等其他政府轉(zhuǎn)移支付對(duì)代際轉(zhuǎn)移的影響；既有文獻(xiàn)通常研究子女?dāng)?shù)量、社會(huì)保障供給和代際轉(zhuǎn)移變量三者兩兩之間的關(guān)系，研究三者整體關(guān)系的并不多見。下文試圖在上述方面補(bǔ)足和豐富既有研究，在同時(shí)考慮代際轉(zhuǎn)移方向、父代和子代雙方人口學(xué)特征以及老人參加社會(huì)保障項(xiàng)目現(xiàn)實(shí)情況的基礎(chǔ)上，探討子女?dāng)?shù)量和社會(huì)保障供給對(duì)代際轉(zhuǎn)移方向的影響。

二、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源

研究采用的數(shù)據(jù)來源于2018年中國家庭追蹤調(diào)查問卷(China Family Panel Studies 2018，CFPS2018)。該問卷由北京大學(xué)發(fā)放、回收和統(tǒng)計(jì)，主要以家庭和個(gè)人為單位，涵蓋了經(jīng)濟(jì)情況、社會(huì)福利和人口健康等主題。問卷的樣本覆蓋了25個(gè)地區(qū)，規(guī)模接近16 000戶。問卷以家庭為單位進(jìn)行調(diào)查，原因在于家庭中成員的數(shù)據(jù)完備，有利于展開深入的研究，因此，依據(jù)該問卷的調(diào)查數(shù)據(jù)，選取了滿足個(gè)體存活子女?dāng)?shù)量大于0且子女年齡大于或者等于18歲的 60歲 及以上老人的數(shù)據(jù)。因?yàn)槿绻优挲g太小，可能沒有能力為父代提供經(jīng)濟(jì)支持，進(jìn)而會(huì)影響代際轉(zhuǎn)移的整體分析結(jié)果，因此將此類樣本刪除。經(jīng)過數(shù)據(jù)清洗后，最終選擇2 604個(gè)家庭樣本，3 718個(gè) 父代個(gè)體樣本，6 103個(gè)子代個(gè)體樣本。

(二)變量選取及賦值

1.自變量選取及賦值

研究的核心自變量為子女?dāng)?shù)量。該自變量的統(tǒng)計(jì)來源于家庭問卷中的子女樣本編碼，并分別對(duì)每位 老人的子女樣本編碼進(jìn)行數(shù)量的總和計(jì)算，最終結(jié)果即為每位老人的子女?dāng)?shù)量。家庭結(jié)構(gòu)特征根據(jù)每位老人子女的性別分布情況賦值，分為三類：兒子數(shù)量>女兒數(shù)量，賦值為“1”；兒子數(shù)量=女兒數(shù)量，賦值為“0”；兒子數(shù)量<女兒數(shù)量，賦值為“-1”。父代人口特征賦值如下：父代最高學(xué)歷文盲賦值為“0”，小學(xué)賦值為“1”，初中賦值為“2”，高中/中專/技校/職高賦值為“3”，大專賦值為“4”，大學(xué)本科賦值為“5”，碩士及以上賦值為“6”；父代年齡按照父母的實(shí)際年齡賦值；父代性別男性賦值為“1”，女性賦值為“0”；父代戶籍農(nóng)業(yè)戶口賦值為“1”，非農(nóng)業(yè)戶口賦值為“0”；父代婚姻狀況在婚賦值為“1”，非在婚(離異或喪偶)賦值為“0”。子代人口特征賦值如下：子代最高學(xué)歷賦值規(guī)則與父代相同；子代年齡依據(jù)子代的平均年齡賦值；子代稅后年收入根據(jù)子代稅后年收入的平均值進(jìn)行統(tǒng)計(jì)并作對(duì)數(shù)處理；子代的婚姻狀況則分為在婚數(shù)量和非在婚數(shù)量，以實(shí)際統(tǒng)計(jì)情況賦值。

2.中介變量選取及賦值

研究的中介變量的選取主要來源于父母參加社保的情況，即個(gè)人問卷中的問題結(jié)果。“您是否參加(領(lǐng)取)養(yǎng)老金？”，參加(領(lǐng)取)賦值為“1”，反之為“0”；“您享有哪些醫(yī)療保險(xiǎn)？”的結(jié)果統(tǒng)計(jì)，若參加醫(yī)療保險(xiǎn)項(xiàng)目大于0，賦值為“1”，若選擇“以上都沒有”則賦值為“0”；是否領(lǐng)取其他政府補(bǔ)助來源于問題“過去12個(gè)月，您家是否收到過政府以現(xiàn)金或?qū)嵨镄问桨l(fā)放的各類補(bǔ)助？”，是則賦值為“1”，否則賦值為“0”。

3.因變量選取及賦值

研究的因變量為代際轉(zhuǎn)移方向，分別為經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移方向和照顧代際轉(zhuǎn)移方向，均為多分類的類別變量。經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移方向的取值等于“子女對(duì)父代的經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移總額”減去“父代對(duì)子女的經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移總額”，其中經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移的數(shù)額為上一年的總額，差額大于0，賦值為“3”；差額小于0，賦值為“2”；差額等于0，賦值為“1”。照顧代際轉(zhuǎn)移方向的取值等于“子女對(duì)父代的照顧代際轉(zhuǎn)移總額”減去“父母對(duì)子女的照顧代際轉(zhuǎn)移總額”，其中照顧代際轉(zhuǎn)移的數(shù)值取值為一個(gè) 月中照顧的天數(shù)。差額大于0，賦值為“3”；差額小于0，賦值為“2”；差額等于0，賦值為“1”。

(三)研究假設(shè)

假設(shè)1：子女?dāng)?shù)量越多，經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移方向向上和向下的概率均會(huì)越大。

假設(shè)2：子女?dāng)?shù)量越多，照顧代際轉(zhuǎn)移方向向上和向下的概率均會(huì)越大。

假設(shè)3：父母參與社會(huì)保障項(xiàng)目會(huì)增加向下經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移的概率，減小向上經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移的概率。

假設(shè)4：父母參與社會(huì)保障項(xiàng)目會(huì)增加向下照顧代際轉(zhuǎn)移的概率，減小向上照顧代際轉(zhuǎn)移的概率。

假設(shè)5：參加社會(huì)保障在子女?dāng)?shù)量對(duì)經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移方向的影響中起中介作用。

假設(shè)6：參加社會(huì)保障在子女?dāng)?shù)量對(duì)照顧代際轉(zhuǎn)移方向的影響中起中介作用。

三、實(shí)證分析

(一)回歸分析

分別以經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移方向和照顧代際轉(zhuǎn)移方向?yàn)橐蜃兞?，將上文各變量納入無序多分類Logistic回歸模型中，結(jié)果如下：

1.子女?dāng)?shù)量對(duì)經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移方向的影響

如表1所示，Logistioc回歸模型通過了顯著性檢驗(yàn)且有一定的擬合度。由該模型結(jié)果可知，子女?dāng)?shù)量對(duì)向上和向下的經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移均有正向顯著影響，即隨著子女?dāng)?shù)量的增長，代際之間發(fā)生經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移的概率會(huì)增大。

表1 子女?dāng)?shù)量對(duì)經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移方向影響的回歸結(jié)果

2.子女?dāng)?shù)量對(duì)照顧代際轉(zhuǎn)移方向的影響

如表2所示，Logistioc回歸模型通過了顯著性檢驗(yàn)且有一定的擬合度。由該模型結(jié)果可知，子女?dāng)?shù)量對(duì)向上照顧代際轉(zhuǎn)移和向下照顧代際轉(zhuǎn)移均有正向顯著影響。可見，隨著子女?dāng)?shù)量的增加，代際間發(fā)生照顧代際轉(zhuǎn)移的概率會(huì)增大。

表2 子女?dāng)?shù)量對(duì)照顧代際轉(zhuǎn)移方向影響的回歸結(jié)果

3.社會(huì)保障供給對(duì)經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移方向的影響

如表3所示，Logistic回歸模型通過了顯著性檢驗(yàn)且有一定的擬合度。由該模型結(jié)果可知，是否參加養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)向下的經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移具有顯著影響，是否參加醫(yī)療保險(xiǎn)和是否領(lǐng)取其他政府補(bǔ)助對(duì)向下經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移不具有顯著影響。其中，相較于未參加養(yǎng)老保險(xiǎn)的老人，參加養(yǎng)老保險(xiǎn)的老人更容易發(fā)生向下的經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移，其概率為未參加養(yǎng)老保險(xiǎn)老人的1.654倍。這可能是因?yàn)轲B(yǎng)老保險(xiǎn)為老人提供了穩(wěn)定的收入，老人的經(jīng)濟(jì)也變得相對(duì)寬裕，因此增加了老人對(duì)子女進(jìn)行經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移的概率。而關(guān)于向上的經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移，是否參加醫(yī)療保險(xiǎn)和是否領(lǐng)取其他政府補(bǔ)助在一定 程度上都擠出來自子女的經(jīng)濟(jì)支持。其中，相較于未參加醫(yī)療保險(xiǎn)的老人，參加醫(yī)療保險(xiǎn)的老人受到子女經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移的概率更小，是未參加醫(yī)療保險(xiǎn)老人的 0.662倍； 相較于未領(lǐng)取其他政府補(bǔ)助的老人而言，領(lǐng)取政府補(bǔ)助的老人更不易受到來自子女的經(jīng)濟(jì)資助，概率為未領(lǐng)取其他政府補(bǔ)助老人的0.672倍。

表3 社會(huì)保障供給對(duì)經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移方向影響的回歸結(jié)果

4.社會(huì)保障供給對(duì)照顧代際轉(zhuǎn)移方向的影響

如表4所示，Logistic回歸模型通過了顯著性檢驗(yàn)且有一定的擬合度。由該模型結(jié)果可知，父母是否參加醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)向下的照顧代際轉(zhuǎn)移具有顯著影響，其余的自變量對(duì)照顧代際轉(zhuǎn)移不具有顯著影響。其中，參加醫(yī)療保險(xiǎn)的老人更易發(fā)生向下的照顧代際轉(zhuǎn)移，概率是未參加醫(yī)療保險(xiǎn)老人的1.132倍?？梢姡鐣?huì)保障供給與照顧代際轉(zhuǎn)移方向的關(guān)聯(lián)性不大。這可能是因?yàn)檎疹櫞H轉(zhuǎn)移的影響因素更多是與父代和子代的居住距離、父代的健康情況以及子代是否擁有子女等變量有關(guān)。

表4 社會(huì)保障供給對(duì)照顧代際轉(zhuǎn)移方向影響的回歸結(jié)果

(二)中介效應(yīng)分析

社會(huì)保障一方面會(huì)增加參加社會(huì)保障項(xiàng)目的父代的可支配收入，另一方面也會(huì)影響參加社會(huì)保障項(xiàng)目的父代是否會(huì)爭取其他收入的動(dòng)機(jī)和行為，從而會(huì)對(duì)父代的收入和閑暇產(chǎn)生影響，進(jìn)一步會(huì)影響子女?dāng)?shù)量和代際轉(zhuǎn)移方向之間的關(guān)系。那么，社會(huì)保障是否對(duì)子女?dāng)?shù)量和代際轉(zhuǎn)移方向之間的關(guān)系起中介作用呢？筆者將子女?dāng)?shù)量作為自變量，經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移方向和照顧代際轉(zhuǎn)移方向作為因變量，分別檢驗(yàn)是否參加養(yǎng)老保險(xiǎn)、是否參加醫(yī)療保險(xiǎn)以及是否領(lǐng)取其他政府補(bǔ)助的中介效應(yīng)。

1.是否參加養(yǎng)老保險(xiǎn)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

如表5所示，模型1是子女?dāng)?shù)量對(duì)是否參加養(yǎng)老保險(xiǎn)的二元Logistic回歸。結(jié)果表明，子女?dāng)?shù)量越多，老人參加養(yǎng)老保險(xiǎn)的概率越大。模型2為子女?dāng)?shù)量與是否參加養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移方向的Logistic回歸。結(jié)果表明，對(duì)向上的經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移，Za×Zb的95%置信區(qū)間為[-0.0213,0.0013]，置信區(qū)間包含0，中介效應(yīng)不顯著①。同理，對(duì)于向下的經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移，Za×Zb的95%置信區(qū)間為[-0.0060,0.0180]，置信區(qū)間包含0，中介效應(yīng)也不顯著。模型3為子女?dāng)?shù)量與參加養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)照顧代際轉(zhuǎn)移方向的Logistic回歸。結(jié)果表明，對(duì)向上的照顧代際轉(zhuǎn)移，Za×Zb的95%置信區(qū)間為[-0.0140, 0.0070]，置信區(qū)間包含0，中介效應(yīng)不顯著；對(duì)向下的照顧代際轉(zhuǎn)移，Za×Zb的95%置信區(qū)間為[-0.0160,0.0020]，置信區(qū)間包含0，中介效應(yīng)也不顯著。

表5 是否參加養(yǎng)老保險(xiǎn)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

2.是否參加醫(yī)療保險(xiǎn)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

如表6所示，模型4顯示，子女?dāng)?shù)量越多，父代參加醫(yī)療保險(xiǎn)的概率越大。模型5顯示，對(duì)向上的經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移，Za×Zb的95%置信區(qū)間為[-0.0470,0.0180]，置信區(qū)間包含0，中介效應(yīng)不顯著；對(duì)向下的經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移，Za×Zb的95%置信區(qū)間為[0.0004,0.1080]，置信區(qū)間不包含0，因此，是否參加醫(yī)療保險(xiǎn)在子女?dāng)?shù)量對(duì)于向下的經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移這一影響路徑上的中介效應(yīng)顯著。模型6顯示，對(duì)向上的照顧代際轉(zhuǎn)移，Za×Zb的95%置信區(qū)間為[-0.0300,0.0430]，置信區(qū)間包含0，中介效應(yīng)不顯著；對(duì)向下的照顧代際轉(zhuǎn)移，Za×Zb的95%置信區(qū)間為[-0.0600,0.0080]，置信區(qū)間包含0，中介效應(yīng)也不顯著。

表6 是否參加醫(yī)療保險(xiǎn)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

3.是否領(lǐng)取其他政府補(bǔ)助的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

如表7所示，模型7顯示，子女?dāng)?shù)量對(duì)父代是否領(lǐng)取其他政府補(bǔ)助的影響是顯著的。子女?dāng)?shù)量越多，老人領(lǐng)取其他政府補(bǔ)助的概率越小。模型8顯示，對(duì)向上的經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移，Za×Zb的95%置信區(qū)間為[-0.1120,-0.0460]，置信區(qū)間不包含0，中介效應(yīng)顯著；對(duì)于向下的經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移，Za×Zb的95%置信區(qū)間為[-0.0120,-0.0690]，置信區(qū)間不包含0，中介效應(yīng)顯著。模型9顯示，對(duì)向上的照顧代際轉(zhuǎn)移，Za×Zb的95%置信區(qū)間為[-0.0690,0.0190]，置信區(qū)間包含0，中介效應(yīng)不顯著；對(duì)向下的照顧代際轉(zhuǎn)移，Za×Zb的95%置信區(qū)間為[-0.0260,0.0350]，置信區(qū)間包含0，中介效應(yīng)也不顯著。

表7 是否領(lǐng)取其他政府補(bǔ)助的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

四、結(jié)論性評(píng)論與政策建議

(一)結(jié)論性評(píng)論

上文對(duì)子女?dāng)?shù)量和社會(huì)保障供給對(duì)代際轉(zhuǎn)移方向的影響進(jìn)行了實(shí)證研究，且在研究中考慮了代際轉(zhuǎn)移方向、父代和子代雙方的人口學(xué)特征以及老人參加社會(huì)保障項(xiàng)目現(xiàn)實(shí)情況等因素，并使用CFPS2018調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。研究結(jié)果表明，子女?dāng)?shù)量不僅對(duì)經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移方向有正向顯著影響，而且對(duì)照顧代際轉(zhuǎn)移方向也有正向顯著影響；相較于未參加養(yǎng)老保險(xiǎn)的老人而言，參加養(yǎng)老保險(xiǎn)的老人更易發(fā)生向下的經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移；相較于未參加醫(yī)療保險(xiǎn)的老人而言，參加醫(yī)療保險(xiǎn)的老人更不易發(fā)生向上的經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移，但更易發(fā)生向下的照顧代際轉(zhuǎn)移；相較于未領(lǐng)取其他政府補(bǔ)助的老人而言，領(lǐng)取其他政府補(bǔ)助的老人更不易發(fā)生向上的經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移。子女?dāng)?shù)量對(duì)向下的經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移影響方面，是否參加醫(yī)療保險(xiǎn)的中介效應(yīng)顯著。子女?dāng)?shù)量對(duì)向上的經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移影響方面，是否領(lǐng)取其他政府補(bǔ)助的中介效應(yīng)顯著。

孩子數(shù)量是生育率的重要衡量指標(biāo)，代際轉(zhuǎn)移與生育率密切相關(guān)。社會(huì)保障會(huì)對(duì)參加社會(huì)保障項(xiàng)目人員整個(gè)生命周期的可支配收入產(chǎn)生一定影響，進(jìn)而對(duì)生育決策和代際關(guān)系產(chǎn)生影響。就CFPS2018數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果來看，社會(huì)保障供給會(huì)在一定程度上影響父代的財(cái)富供給并進(jìn)而影響代際轉(zhuǎn)移方向。從這個(gè)意義上來講，筆者的研究觸及了財(cái)富流理論。盡管中國代際關(guān)系的總體趨向是由反哺式走向接力式，但是筆者研究結(jié)果表明，目前中國雙向代際依存關(guān)系仍然存在，社會(huì)保障是否促進(jìn)或者促退反哺式代際關(guān)系走向接力式代際關(guān)系還不能一概而論，需要進(jìn)一步就具體的社會(huì)保障項(xiàng)目進(jìn)行具體分析。社會(huì)保障作為父代的收入也可以進(jìn)入萊賓斯坦模型從而影響到家庭的生育決策行為。如果父代獲得的社會(huì)保障收入增加并進(jìn)而降低了子代對(duì)父代向上的代際轉(zhuǎn)移，那么家庭生育孩子的邊際收益就會(huì)進(jìn)一步下降。筆者的研究結(jié)果還表明，參加不同社會(huì)保障項(xiàng)目的老人獲得子代經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)移和照顧轉(zhuǎn)移的方向是不同的，因此不能籠統(tǒng)地而只能具體地說某個(gè)社會(huì)保障項(xiàng)目對(duì)家庭的邊際孩子生育決策產(chǎn)生了影響。

(二)政策建議

1.落實(shí)國家三孩生育政策

上文分析表明，子女?dāng)?shù)量對(duì)于老人得到的代際支持有顯著的正向影響。因此，全面落實(shí)國家三孩 生育政策至關(guān)重要，這是未來緩解老人養(yǎng)老壓力的有效途徑。具體來說：首先，提升育齡婦女的生育意愿。例如，除了對(duì)育齡婦女直接發(fā)放生育津貼外，還可對(duì)聘用產(chǎn)后婦女的用人單位給予相應(yīng)補(bǔ)貼，減少女性受到職場歧視的概率。其次，公務(wù)員報(bào)考可以放寬對(duì)育齡婦女的年齡限制，給女性提供更多的生育后的就業(yè)機(jī)會(huì)。再次，實(shí)現(xiàn)生育政策與其他政策協(xié)同。三孩生育政策可以與購房、教育以及就業(yè)等多領(lǐng)域的政策協(xié)同發(fā)力。例如，可以對(duì)生育三孩的家庭給予租房費(fèi)用補(bǔ)貼，增設(shè)更多的公立托兒所和幼兒園來降低家庭照顧和教育孩子的成本，政府對(duì)用人單位給予成本補(bǔ)貼從而使生育三孩家庭夫妻雙方可以適當(dāng)?shù)叵硎芨嗟挠齼杭倨诘?。最后，及時(shí)評(píng)估三孩生育政策實(shí)施情況。定期對(duì)三孩生育政策的影響進(jìn)行評(píng)估，分地區(qū)、年齡和城鄉(xiāng)等多個(gè)層次進(jìn)行政策效果的分析。宣傳三孩政策落實(shí)較好地區(qū)的成功經(jīng)驗(yàn)，為其他地區(qū)開展三孩政策實(shí)踐做示范。

2.開拓和創(chuàng)新養(yǎng)老服務(wù)模式

上文分析表明，子女?dāng)?shù)量對(duì)照顧代際轉(zhuǎn)移方向有正向顯著影響。在目前短期內(nèi)難以快速提升生育率的情況下，開拓和創(chuàng)新其他形式的養(yǎng)老服務(wù)模式對(duì)于保證老人得到有效照顧就顯得非常必要。養(yǎng)老服務(wù)的開拓和創(chuàng)新要按照“就近原則”充分發(fā)揮老人日常生活所在地附近的組織和人員的作用。例如，可以采用“社區(qū)互助”的模式。社區(qū)里采用“一對(duì) 一”幫扶的形式，即同一社區(qū)里剛退休的老人可以與高齡老人組隊(duì)，由較年輕的老人照料高齡老人的日常生活，高齡老人也可以為照料者支付一定的費(fèi)用。又如，居(村)委會(huì)可以建立“日常問候熱線”，每周給社區(qū)里的老人打電話了解其生活狀況，定期上門訪問，避免老人發(fā)生意外。與此同時(shí)，應(yīng)該將獨(dú)居老人和行動(dòng)不便的老人作為重點(diǎn)關(guān)注對(duì)象，提高電話慰問和上門探望的頻率。再如，可以將社區(qū)委員會(huì)、老年大學(xué)、街道辦事處、居(村)委會(huì)和物業(yè)管理處等作為定點(diǎn)，設(shè)立“突發(fā)應(yīng)急窗口”，及時(shí)解決突發(fā)困難的獨(dú)居老人的問題。社區(qū)或者居(村)委會(huì)可以和照料中心或者社工組織合作，通過招標(biāo)的形式為社區(qū)內(nèi)的老人提供照料服務(wù)。還如，養(yǎng)老服務(wù)的供給需要精細(xì)化。對(duì)于老人而言，還需關(guān)注其身體健康和心理健康。社區(qū)可以定期引入社工或大學(xué)生心理志愿者，為老人定期做心理疏導(dǎo)。此外，可以建立網(wǎng)格化的管理模式，為每個(gè)網(wǎng)格單位配備網(wǎng)格化聯(lián)絡(luò)人員、專業(yè)養(yǎng)老服務(wù)人員和專業(yè)醫(yī)療人員等，資金可以通過社區(qū)內(nèi)老人繳費(fèi)和政府補(bǔ)助兩種方式籌集。還可以利用大數(shù)據(jù)技術(shù)構(gòu)建不同老人差異化的養(yǎng)老服務(wù)，針對(duì)老人的需求開發(fā)遠(yuǎn)程診療、心理咨詢、定時(shí)陪護(hù)、保健服務(wù)和日常護(hù)理等產(chǎn)品服務(wù)，做到養(yǎng)老服務(wù)的精準(zhǔn)匹配。

3.構(gòu)建高質(zhì)量的社會(huì)保障制度體系

上文研究表明，父母參與社會(huì)保障項(xiàng)目會(huì)增大向下經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移的概率，減小向上經(jīng)濟(jì)代際轉(zhuǎn)移的概率。社會(huì)保障在上述方面所起的作用在一定程度上有助于和諧代際關(guān)系。因此，國家應(yīng)該盡可能建立完善的社會(huì)保障體系，目前亟須建立針對(duì)城鄉(xiāng)老人的長期照護(hù)救助制度和長期照護(hù)保險(xiǎn)制度。同時(shí)，要在建立相應(yīng)的社會(huì)保障項(xiàng)目后強(qiáng)制要求符合規(guī)定的對(duì)象均參加相應(yīng)的社會(huì)保障項(xiàng)目，盡可能實(shí)現(xiàn)全覆蓋。另外，對(duì)于既有的社會(huì)保障項(xiàng)目要確保其“?；尽钡谋Ｕ夏芰?，避免出現(xiàn)有制度、全覆蓋但是保障待遇不達(dá)標(biāo)的現(xiàn)象。

注釋：

① 中介效應(yīng)的檢驗(yàn)過程如下：設(shè)X為自變量，Y為因變量，M為中介變量。第一步，做M對(duì)X的Logistic回歸，得到回歸系數(shù)a，a的殘差為SE(a)，因?yàn)閆a=a/SE(a)，則Za的值可以經(jīng)計(jì)算得到。第二步，做Y對(duì)M和X的logistic回歸，得到回歸系數(shù)b，b的殘差為SE(b)，可依據(jù)Zb=b/SE(b)計(jì)算得到Zb。第三步，使用R語言的R Mediation package對(duì)Za和Zb進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，若Za×Zb的置信區(qū)間不包含0，則說明中介效應(yīng)顯著。