論子女贍養(yǎng)對中老年農(nóng)戶新農(nóng)保參與的影響

李與格 夏晴 王詩怡 肖開欣

摘?要：“養(yǎng)老難”一直是關乎民生的難題，為減輕養(yǎng)老負擔，國家于2009年出臺了新農(nóng)保政策。隨著新農(nóng)保政策的普及，以子女贍養(yǎng)為主體的家庭養(yǎng)老模式受到了一定沖擊。文章基于2013-2018年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）數(shù)據(jù)，并且運用OLS回歸模型和固定效應模型探尋子女經(jīng)濟支持對中老年群體參與新農(nóng)保決策的影響。研究發(fā)現(xiàn)，受到子女較多經(jīng)濟支持的中老年農(nóng)戶參?？赡苄愿蟆Ｒ虼思彝ヰB(yǎng)老與社會養(yǎng)老之間并非互斥關系，我國需要平衡好這二者間的關系，以期更好地走出我國當下的老齡化困境。

關鍵詞：子女贍養(yǎng)；新農(nóng)保；社會養(yǎng)老；CHARLS

中圖分類號：F840.67文獻標識碼：A?文章編號：1005-6432（2023）15-0000-00

1?引言

自1999年邁入老齡化社會之后，我國人口老齡化程度持續(xù)加深。截止2020年中國老年撫養(yǎng)比達到了19.7%。這龐大的數(shù)據(jù)說明老齡人口的看護和照顧已成為我國的重要難題。

為了解決農(nóng)村的養(yǎng)老難題，國務院于規(guī)定自2009年起正式開始實施新型農(nóng)村養(yǎng)老社會保險制度的試點工作（以下簡稱“新農(nóng)?！保６斝罗r(nóng)保嵌入到農(nóng)村家庭養(yǎng)老之中，子女的經(jīng)濟支持對父母是否選擇參保會有怎樣的影響？正是文章試圖解答的問題。

文章使用2013年、2015年、2018年三期合成的中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）面板數(shù)據(jù)，研究子女贍養(yǎng)對新農(nóng)保農(nóng)戶參與的影響。

2?數(shù)據(jù)來源與變量定義

2.1數(shù)據(jù)來源

文章采用的數(shù)據(jù)是2013年、2015年、2018年的中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）數(shù)據(jù)相結合組成的面板數(shù)據(jù)，并選取年齡在45歲及以上的中老年農(nóng)村戶籍人口進行相關信息的分析，在進行匹配后，共獲得了10510個可供使用的樣本數(shù)據(jù)。

2.2變量定義

2.2.1被解釋變量

文章被解釋變量選取為中老年農(nóng)戶新農(nóng)保參與，即中老年農(nóng)戶是否參與新農(nóng)保。

2.2.2核心解釋變量

關于贍養(yǎng)程度指標設計，綜合考慮數(shù)據(jù)中問卷問題的代表性及契合度，選用經(jīng)濟支持程度衡量子女對農(nóng)村老年人的贍養(yǎng)程度。

核心自變量是子女對于中老年農(nóng)戶的經(jīng)濟支持，即金錢補助。即關于經(jīng)濟支持，我們依據(jù)CHARLS數(shù)據(jù)中，對問題“過去一年，在您的孩子不和您住在一起時，您或您的配偶從您的孩子那里收到過多少經(jīng)濟支持？”的回答數(shù)據(jù)作核心解釋變量。

2.2.3控制變量

文章控制變量選取受教育程度、婚姻狀況、家庭成員數(shù)量、悲傷認知、年齡、性別、非農(nóng)工作、家庭收入，其描述性統(tǒng)計結果如表1所示。

2.2.4樣本描述統(tǒng)計分析

表1為描述性統(tǒng)計，樣本中有53%被調(diào)查者為女性；平均年齡約為61.9歲；當中大約74%為已婚狀態(tài)；從受教育水平來看，被調(diào)查者平均受教育程度未及小學；悲傷認知程度為一般水平。

3 實證策略

3.1模型設定

其中為常數(shù)項，為參數(shù)，為控制變量，為殘差項，為個體固定效應。

3.2工具變量

文章主要探究的是子女對父母的經(jīng)濟支持情況對父母參與新農(nóng)保的可能性的影響，在此考慮引入（父母）生活滿意度作為工具變量，需要滿足的兩個條件如下所示：

（1）相關性條件：父母的生活滿意度（life）與孩子對父母的支持有著不可忽視的關聯(lián)，如果父母的生活滿意度越低，孩子就越可能給予父母更多的經(jīng)濟支持，以提高父母對生活的不滿意程度。用lnmoney對life進行回歸，可得到二者的因果關系，模型設定（2）如下所示。

（2）

（2）無關性條件：文章以子女對父母的經(jīng)濟支持作為對父母贍養(yǎng)的衡量標準之一，根據(jù)子女的觀察了解后得知父母的生活滿意度很低時，有可能因此給予父母更多的贍養(yǎng)費，但生活滿意度不大可能是通過父母自身的年齡、性別、受教育程度等因素影響父母參保的可能性。使用兩階段最小二乘法進行回歸，設定模型（3）如下。

（3）

4 實證結果分析

4.1回歸結果

4.1.1基準回歸結果

根據(jù)以上已經(jīng)選取的變量，使用模型（1）進行逐步回歸，回歸結果見表2。

由表2可知，子女經(jīng)濟支持能顯著提高新農(nóng)保參與度，系數(shù)為0.0171，并且在1%的統(tǒng)計水平上顯著；這可能是因為子女的經(jīng)濟支持會增加父母個人的收入及存款，有助于父母在新農(nóng)保的前期繳納保費，父母也就可能會更愿意參與新農(nóng)保。

在控制變量中，年齡、健康狀況、家庭收入、子女數(shù)量等因素在1%的水平上顯著，可見他們都是影響農(nóng)戶是否參與新農(nóng)保的重要因素。其中，家庭收入顯著降低了新農(nóng)保的參與度，這可能是因為收入的增高提高了農(nóng)戶對未來養(yǎng)老生活的自信，故而降低了自身新農(nóng)保的參與意愿。

綜合上述分析，農(nóng)村居民在決定是否參保前，不僅會考慮自身狀況及家庭狀況，也會考慮子女對其的經(jīng)濟支持，由此我們認為子女對父母的經(jīng)濟支持程度可以影響現(xiàn)農(nóng)村父母的參?？赡苄?。

4.1.2工具變量回歸結果

由表3可知，父母的生活滿意度與孩子給父母的經(jīng)濟支持呈現(xiàn)強烈的負向相關關系，也就是說父母對生活的滿意度越低，子女對于增加經(jīng)濟支持來提高父母對生活的滿意程度的意愿就越強烈。

在使用兩階段最小二乘法進行回歸后，子女的經(jīng)濟支持對父母是否參保仍然有顯著影響，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，即子女的經(jīng)濟支持每增加1%，父母參保的可能性上升了5.24%。由此我們可推測該核心自變量對因變量的影響較為穩(wěn)定，可以解釋為因果關系。

年齡與參?？赡苄猿尸F(xiàn)顯著的負向相關關系，可能是因為年齡越大的農(nóng)戶參保所能收到保障的年限就越短，所以隨著年齡的增長，農(nóng)戶參與可能性就大大降低；悲傷認知狀況在使用工具變量后變得顯著，與父母的參保可能性呈現(xiàn)正向相關關系，其原因可能是，在日常生活中時常感受到情緒低落的農(nóng)戶，內(nèi)心通常缺乏安全感，為了使安全感得到提升，他們便會傾向于參與新農(nóng)保，從而獲得堅實的社會保障。

4.2穩(wěn)健性檢驗

楊滿珍（2015）指出了家庭保障作為社會保障的補充意義在于情感補充優(yōu)勢和經(jīng)濟社會補充優(yōu)勢。也就是說，子女對父母贍養(yǎng)的衡量標準，不僅可以直接地從物質(zhì)角度理解，也可以從精神層面進行分析，因此文章選擇子女是否每兩周會探望父母（探望的形式有多種，包括電話、微信、短信、信件或者電子郵件）作為對父母贍養(yǎng)的衡量，來檢驗已得結果的穩(wěn)健性。剔除缺失值并添加個體固定效應進行回歸，結果如下表所示。

由表5可知，探望父母和父母的參?？赡苄猿尸F(xiàn)顯著相關性，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，由此可以驗證子女的經(jīng)濟支持對父母參保可能性的影響是穩(wěn)健的。

5?機制分析

在子女對于父母的經(jīng)濟支持的影響路徑探究當中，推測對父母經(jīng)濟支持的增加會使父母的生活更加寬裕，除去日常生活的必須開支外，對休閑娛樂項目具有更強的支付能力，因此具有更強烈的幸福感，以及更低的孤獨感，進而對參?？赡苄援a(chǎn)生影響。因此我們將幸福感和孤獨感作為被解釋變量進行回歸。結果如表5中所示，發(fā)現(xiàn)子女經(jīng)濟支持對于父母幸福感有顯著正向影響，而對于降低孤獨感有顯著的負向影響。

子女提供經(jīng)濟支持使得中老年人的可支配收入增加，進而使中老年農(nóng)戶生活品質(zhì)得以提高，或是使其消費性休閑娛樂活動增加，最終達到使中老年農(nóng)戶幸福感提升的結果。

子女提供經(jīng)濟支持也會降低中老年人的孤獨感。馬躍如等（2021）曾指出經(jīng)濟支持對孤獨感具有負向影響。一般情況下，老人能夠從經(jīng)濟互動中（如在外打工子女寄給父母生活費）感受到子女的心意，產(chǎn)生欣慰感，消解孤獨感。同時部分中老年農(nóng)戶在足夠的經(jīng)濟支持下勞動時間減少，擁有更多時間進行休閑娛樂活動如外出旅行等。與外界互動的增加對孤獨感的減少有積極作用。

6?結論

6.1研究結論

文章通過使用OLS回歸模型，借助工具變量解決內(nèi)生性問題，并進行穩(wěn)健性檢驗，最終得出以下結論：

子女贍養(yǎng)對中老年農(nóng)戶新農(nóng)保參與具有顯著正向影響。

經(jīng)濟支持意味著中老年居民可支配收入的增加，為新農(nóng)保前期參保繳費提供了經(jīng)濟保障，使其在愿意承擔的基礎上也能夠承受參保所繳費用。同時中老年人在滿足了基本養(yǎng)老需求后往往希望晚年生活穩(wěn)定，因此參與新農(nóng)保以保障晚年生活穩(wěn)定成為了許多中老年農(nóng)戶的選擇。

悲傷認知情況與參?？赡苄栽谑褂霉ぞ咦兞亢蟪尸F(xiàn)顯著正相關關系。在空巢化、少子化趨勢之下，相比城市老人，農(nóng)村中老年人更容易陷入生活困境及更需要情感慰藉。根據(jù)《2019年中國老年人生活質(zhì)量發(fā)展報告》顯示，43.9%的農(nóng)村老年人感到孤獨。農(nóng)村空巢老人長期缺乏與子女的情感交流，老人產(chǎn)生孤獨感和進入抑郁狀態(tài)的可能性大大增加。針對中老年農(nóng)戶目前所存在的問題，不僅需要子女給予更多情感交流與慰藉，也需要社會為其提供更高水平的社會保障以及更大力度的資源支持。

目前依賴于子女的農(nóng)村家庭養(yǎng)老模式存在部分問題，所以我們更應該關注作為社會保障之一的新農(nóng)保在子女贍養(yǎng)上的補充甚至是替代能力，以便更好解決中國養(yǎng)老存在的問題。

6.2政策建議6.2.1?完善社會保障功能，探索多元保障途徑。

丁芳（2021）就政策宣傳、參保積極性以及相關法律法規(guī)指出其存在的問題，文章研究對于提高參保積極性這一點提出了可借鑒方案：加大新農(nóng)保政策在青壯年（父母處于中老年時期）之間宣傳力度，呼吁子女適當提高經(jīng)濟支持。

同時我們也發(fā)現(xiàn)，目前農(nóng)村養(yǎng)老存在的種種問題不能僅僅依靠社會保障解決。在未來很長一段時間內(nèi)，家庭養(yǎng)老依然是農(nóng)村居民養(yǎng)老的最主要的模式（韓慧芳，2011）。因此社會在推行社會養(yǎng)老保障之時，也不能降低對家庭養(yǎng)老的關注度。國家應出臺相關政策鼓勵農(nóng)村中青年返鄉(xiāng)探親，如設置探親假、探親補貼等；在條件允許下，鼓勵青年舉家遷移。同時社會各界和相關機構組織也應積極探究更多養(yǎng)老方式。

6.2.2??提高農(nóng)村經(jīng)濟水平，引導農(nóng)戶積極參保。

改善農(nóng)村養(yǎng)老困境，經(jīng)濟支撐是必不可少的推力。政府應該抓住農(nóng)村背景下生產(chǎn)的特性，合理利用農(nóng)村地區(qū)資源優(yōu)勢，深度挖掘農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展點，助力農(nóng)民收入增加；另外，在農(nóng)村勞動力流失嚴重的情況下，應該鼓勵農(nóng)村年輕人返鄉(xiāng)就業(yè)，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)。子女收入的增加大概率能夠提高子女對父母的經(jīng)濟支持力度，進而影響新農(nóng)保的參與意愿。