新農(nóng)保參與、勞動力遷移與農(nóng)村老年人經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)

王小增 王林萍 寧滿秀

[摘?要]以成年子女勞動力遷移為中介變量，利用CHARLS數(shù)據(jù)，采用Tobit 面板模型、工具變量法以及中介效應(yīng)模型，實(shí)證檢驗(yàn)了老年父母新農(nóng)保參與對成年子女經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)行為的影響及其機(jī)理。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：老年父母新農(nóng)保參與行為會顯著“擠入”成年子女的經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)，使老年父母的經(jīng)濟(jì)福利水平得到雙重提升;成年子女勞動力遷移行為在老年父母新農(nóng)保參與影響成年子女經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)行為中起到部分中介作用，提升了老年父母經(jīng)濟(jì)福利水平。因此，要增強(qiáng)社會養(yǎng)老保險(xiǎn)帶來的福利效應(yīng)，須在逐步提高基礎(chǔ)養(yǎng)老金標(biāo)準(zhǔn)和政策補(bǔ)貼力度的基礎(chǔ)上，切實(shí)保障農(nóng)村勞動力遷移者的合法權(quán)益。

[關(guān)鍵詞]新農(nóng)保;勞動力遷移;經(jīng)濟(jì)供養(yǎng);中介效應(yīng);行為決策

[中圖分類號]F328[文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A[文章編號]1673-0461（2020）06-0033-07

一、引?言

當(dāng)前中國人口老齡化、城鎮(zhèn)化同步交織推進(jìn)，引發(fā)了一系列亟待解決的社會問題，其中最迫切的就是農(nóng)村社會養(yǎng)老問題。在當(dāng)前社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下，對老年人的物質(zhì)支持是養(yǎng)老的核心內(nèi)容，在農(nóng)村老年人的養(yǎng)老需求中仍然是最重要的。中國農(nóng)村老年人主要經(jīng)濟(jì)來源中，家庭內(nèi)部轉(zhuǎn)移支付高達(dá)47.74%①，而成年子女是家庭內(nèi)部轉(zhuǎn)移支付的核心主體。但是，農(nóng)村中青年勞動力遷移到城鎮(zhèn)，導(dǎo)致老年健康護(hù)理關(guān)系中的主體與客體發(fā)生區(qū)域空間分隔，增加了農(nóng)村老年人在獲取經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)方面的不確定性，嚴(yán)重削弱了傳統(tǒng)家庭養(yǎng)老功能的發(fā)揮，“老有所養(yǎng)”面臨諸多挑戰(zhàn)。為此，國務(wù)院于2009年開展新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險(xiǎn)制度（下文簡稱“新農(nóng)?！保┰圏c(diǎn)，并在2014年與城鎮(zhèn)居民社會養(yǎng)老保險(xiǎn)制度統(tǒng)籌歸并為城鄉(xiāng)居民社會養(yǎng)老保險(xiǎn)制度。據(jù)統(tǒng)計(jì)，截至2017年底，全國城鄉(xiāng)居民社會養(yǎng)老保險(xiǎn)月人均領(lǐng)取養(yǎng)老金125元，占當(dāng)年農(nóng)村家庭人均可支配收入的12.53%②，城鄉(xiāng)居民社會養(yǎng)老保險(xiǎn)已成為農(nóng)村老年人生活保障的重要組成部分。

Ardington et al.（2009）和Posel et al.（2006）研究表明，信貸約束和照顧未成年子女的約束阻礙了農(nóng)民外出就業(yè)，養(yǎng)老金會通過緩解上述約束從而顯著促進(jìn)農(nóng)村家庭勞動力遷移[1-2]。老年父母因參與新農(nóng)保③，保障其有一定的穩(wěn)定收入，老人則將更多的精力和時(shí)間貢獻(xiàn)給家庭，如幫助成年子女操持家務(wù)、撫養(yǎng)兒童;與此同時(shí)，也減少老年父母對成年子女照料的依賴，放松成年子女對老年父母的照顧約束，從而促進(jìn)家庭中成年子女的外出就業(yè)決策。而農(nóng)村勞動力遷移作為一種理性選擇，通常能夠增加農(nóng)村家庭收入水平，從而提高外出務(wù)工子女對農(nóng)村老年人的經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)能力（王小龍等，2011）[3]，留守老人的經(jīng)濟(jì)和福利狀況也會因此得到改善。但與此同時(shí)，Goode（1963）、Banjamin et al.（2000）、Yan（1997）研究顯示：隨著社會現(xiàn)代化和勞動力城鄉(xiāng)遷移，家庭結(jié)構(gòu)將從父系擴(kuò)大的家庭結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變?yōu)橐?guī)模較小的核心家庭，老人在家庭和社會中的地位可能降低，代際支持可能削弱[4-6]?？v覽已有的眾多關(guān)于評估新農(nóng)?？冃У难芯砍晒?，多從直接路徑探討新農(nóng)保對家庭成員，尤其對老年人福利水平的影響，且研究結(jié)論并不一致（陳華帥等，2013;楊政怡，2016;徐志剛等，2018;黃宏偉等，2019）[7-10]。而新農(nóng)保對老年人福利除了會產(chǎn)生直接影響外，還可能會通過某些作用路徑間接影響到老年人福利水平，對此少有學(xué)者涉獵，更鮮有學(xué)者將新農(nóng)保與農(nóng)村勞動力遷移結(jié)合來考慮。

農(nóng)村老年父母參加新農(nóng)保后，對成年子女勞動力遷移決策行為將會產(chǎn)生何種影響，是促進(jìn)遷移還是阻礙遷移？若新農(nóng)保參與顯著影響農(nóng)村勞動力城鄉(xiāng)遷移，將會嚴(yán)重影響該政策的實(shí)際效果，可能會因?yàn)榧彝?nèi)部代際經(jīng)濟(jì)支持關(guān)系的改變，擠出（或擠入）成年子女對農(nóng)村老年父母的經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)而得以削弱（或加強(qiáng)），農(nóng)村老年人福利水平也因此可能會得以改善或者更加惡化?；诖?，本文將勞動力遷移作為中介變量引入到新農(nóng)保制度的福利效果分析框架中，討論老年父母新農(nóng)保參與對成年子女經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)的影響機(jī)理，從而深度解析和重新評價(jià)新農(nóng)保的政策效果，豐富現(xiàn)有關(guān)于社會養(yǎng)老保險(xiǎn)和農(nóng)村老年人經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)的研究成果，對于穩(wěn)固和提高中國農(nóng)村老年人生活質(zhì)量和福利水平具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

二、理論分析與研究假說

Becker（1974）提出的代際轉(zhuǎn)移動機(jī)理論[11]，從一般意義上構(gòu)建了分析政府公共保障制度和私人轉(zhuǎn)移支付關(guān)系的理論分析框架。本文在Becker理論的基礎(chǔ)上，著重分析老年父母參加新農(nóng)保對成年子女經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)決策行為的影響。當(dāng)農(nóng)村老年父母參加新農(nóng)保后，預(yù)示其將有一筆相對比較穩(wěn)定的且屬于家庭預(yù)算外的“意外之財(cái)”。因此，隨著收入總量的增加，根據(jù)代際轉(zhuǎn)移動機(jī)理論，代際轉(zhuǎn)移接受者收入提高，接受者收入增加必將使其提供服務(wù)的機(jī)會成本提高，其將要求給予者支付更高的服務(wù)價(jià)格，從而增加成年子女經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)水平。老年父母新農(nóng)保參與行為可在一定程度使得家庭收入約束得到釋放，家庭成員的經(jīng)濟(jì)行為可能發(fā)生改變。根據(jù)前文分析，結(jié)合中國家庭特征以及代際轉(zhuǎn)移動機(jī)理論，本文提出如下研究假說。

假說H1：老年父母新農(nóng)保參與行為顯著提高成年子女的經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)。

考察老年父母新農(nóng)保參與通過作用于成年子女勞動力遷移而對其經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)行為產(chǎn)生的影響，理論上需要闡明以下兩個(gè)問題，即父母新農(nóng)保參與是如何影響勞動力遷移以及如何通過勞動力遷移這一中介變量影響成年子女經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)的。

首先，分析老年父母新農(nóng)保參與對成年子女勞動力遷移影響的作用機(jī)理。由于農(nóng)村地區(qū)養(yǎng)老保險(xiǎn)市場尚不健全，家庭養(yǎng)老仍是廣大發(fā)展中國家農(nóng)村地區(qū)最重要的養(yǎng)老方式，成年子女仍然主要是老年父母贍養(yǎng)服務(wù)的提供者。為了照顧年邁父母的生活起居，提供及時(shí)的醫(yī)療服務(wù)，成年子女只能伴隨左右，這在一定程度上降低了外出務(wù)工的概率。但老年父母參加新農(nóng)保，領(lǐng)取一定養(yǎng)老金后可以增強(qiáng)老年父母的心理安全、幫助老年父母獲得自尊和社會尊重，減少老年父母對子女的心理依賴;也讓老年父母更負(fù)擔(dān)得起相關(guān)醫(yī)療服務(wù)，采取購買養(yǎng)老服務(wù)替代成年子女的直接照料成為可能，放松成年子女對父母的照顧約束，從而促進(jìn)其勞動力遷移。同時(shí)，老年人參加新農(nóng)保，保障其有一定的穩(wěn)定收入，額外增加了家庭總收入，從而放松了家庭信貸約束和家庭預(yù)算約束，經(jīng)濟(jì)條件得以改善，進(jìn)而可在一定程度上分擔(dān)成年子女勞動力遷移的成本。此外，老人更有時(shí)間和精力幫助照料未成年孫輩，放松成年子女照料孩子的約束，從而促進(jìn)家庭中成年子女勞動力遷移（譚華清等，2016）[12]。

其次，分析成年子女勞動力遷移對農(nóng)村老年父母經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)行為影響的作用機(jī)理。隨著勞動力遷移，成年子女的經(jīng)濟(jì)條件得以改善，增加其贍養(yǎng)父母的能力。Mason（1992）和Knodel et al.（2007）研究顯示在儒家傳統(tǒng)孝順?biāo)枷胗^念的影響下，為了補(bǔ)償日常照料的缺失，遷移的成年子女通常會通過匯款等方式增加對農(nóng)村老年父母的經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)[13-14]。此外，隨著成年子女外出就業(yè)，家庭事務(wù)多交給留守農(nóng)村的老年父母來承擔(dān)，為了獲取更好的家庭服務(wù)，外出的成年子女通常也會增加對農(nóng)村老年父母的經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)。但與此同時(shí)，伴隨成年子女的城鄉(xiāng)遷移，加劇農(nóng)村老年父母落后于時(shí)代的程度，降低了農(nóng)村老人的經(jīng)濟(jì)和社會地位，農(nóng)村老年人失去了他們對于照顧的議價(jià)能力;同時(shí)，隨著城市化進(jìn)程的加快，淡化了原有的鄉(xiāng)村人情社會對于人們遵循傳統(tǒng)文化的約束力，降低了老年人和傳統(tǒng)農(nóng)村社區(qū)對成年子女的控制能力（Chan，1999）[15]，從而最終可能嚴(yán)重削弱成年子女對農(nóng)村老年父母經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)的意愿和水平。

根據(jù)以上分析，農(nóng)村父母參與新農(nóng)保，除了可以直接影響成年子女對其經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)外，還可以通過影響成年子女勞動力遷移，進(jìn)而間接影響成年子女對其經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)，本文提出如下研究假說。

假說H2：成年子女勞動力遷移在老年父母新農(nóng)保參與對成年子女經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)的影響路徑中發(fā)揮著一定的中介作用，且對成年子女經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)產(chǎn)生正向影響。

三、變量選取與數(shù)據(jù)描述

（一）數(shù)據(jù)來源與變量選取

本文采用2011年、2013年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫（China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS），通過提取所需數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。CHARLS 數(shù)據(jù)庫除了包含45歲以上父母及其子女的基本信息外，還有新農(nóng)保參與、勞動力遷移、家庭收入、代際經(jīng)濟(jì)往來等情況信息，充分滿足了本文深入分析和研究父母新農(nóng)保參與行為對成年子女經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)決策行為影響機(jī)理的需要。本文在研究對象的選擇上遵循以下幾個(gè)原則：①考慮到子女年齡較小或正在讀書，沒有能力向父母提供經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)，故分析對象為年齡大于16歲（含16歲）、非全日制脫產(chǎn)學(xué)生且非家庭成員的子女④;②分析對象的父母戶籍是農(nóng)村戶口，年齡滿45周歲（父母至少有一人滿45歲）。此外，還剔除了父母中參加或領(lǐng)取其他養(yǎng)老金的樣本，保留兩期中都存在的非家庭成員的成年子女信息，并對農(nóng)村父母、農(nóng)村家庭等信息匹配，共形成有效樣本7 422個(gè)。

本文研究父母新農(nóng)保參與對成年子女經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)行為的影響及其通過勞動力遷移這一中介渠道影響經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)的機(jī)制，主要變量包括新農(nóng)保參與、勞動力遷移以及經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)。各變量簡要說明如下：新農(nóng)保參與，即“父母的新農(nóng)保參與行為”，主要指父母“是否參加新農(nóng)?！?勞動力遷移，即“成年子女勞動力遷移”，主要是指過去一年成年子女勞動力遷移情況，根據(jù)成年子女勞動力是否發(fā)生遷移，確定為二元虛擬變量;經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)，即“成年子女經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)行為”，是指從過去一年，成年子女向老年父母提供經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)的總額。此外，根據(jù)前人研究成果和本文的研究目的，本研究選取的控制變量主要包括成年子女個(gè)體特征變量、農(nóng)村父母相關(guān)特征變量以及區(qū)域特征變量等方面。尤其需要說明的是，由于本文研究對象為成年子女經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)行為，因此把父母作為一個(gè)整體來看待，相關(guān)變量數(shù)據(jù)以父母雙方的平均值或者整體來處理。此外，為了體現(xiàn)東、中、西部的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異，設(shè)置地區(qū)虛擬變量來反映區(qū)域差異對成年子女經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)行為的影響。

（二）變量描述性統(tǒng)計(jì)

表1列出了依據(jù)父母是否參加新農(nóng)保進(jìn)行分組的成年子女及其父母相關(guān)特征變量描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果。

四、計(jì)量檢驗(yàn)與結(jié)果討論

（一）老年父母新農(nóng)保參與對成年子女經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)決策行為的影響

1.基本結(jié)果

在分析新農(nóng)保參與對于參保老人福利的影響效應(yīng)時(shí)，需要考慮到農(nóng)村父母參保行為的內(nèi)生性問題，直接進(jìn)行OLS回歸的結(jié)果可能會存在偏誤。根據(jù)研究目的和數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，本文擬采用Tobit面板模型及工具變量法進(jìn)行相關(guān)實(shí)證分析。

由于相當(dāng)一部分成年子女提供的經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)金額為零（例如，CHARLS 數(shù)據(jù)中2011 年成年子女未提供經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)的比例為43.90%），被解釋變量在零點(diǎn)出現(xiàn)積聚及“左截取”的現(xiàn)象，參考陳華帥和曾毅（2013）[7]的做法，擬采用Tobit 面板模型，模型設(shè)定為：

同時(shí)，由于新農(nóng)保實(shí)施堅(jiān)持“農(nóng)戶自愿”的原則，事實(shí)上農(nóng)村交得起新農(nóng)保的家庭原本收入就很高或者更孝順，經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)水平本來就高，收入水平還可以測量并放入模型來控制，而孝順則難以量化控制;此外，農(nóng)村老人是否參保還取決于他們獲取來自成年子女經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)移的可能性和轉(zhuǎn)移數(shù)額，這反映了成年子女的經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)對老年父母參保決策的反向因果關(guān)系，以上兩種情況均會產(chǎn)生內(nèi)生性問題。因此，為了緩解潛在的內(nèi)生性問題，本文采用工具變量法，借鑒馬光榮等（2014）的做法，選擇家庭所在的農(nóng)村社區(qū)是否實(shí)施新農(nóng)保這個(gè)虛擬變量，作為老年父母新農(nóng)保參與行為的工具變量[16]。

比較表2中兩個(gè)模型回歸結(jié)果，運(yùn)用Tobit面板模型回歸和工具變量法回歸得到的結(jié)論基本一致，區(qū)別僅在于回歸系數(shù)的大小。但因變量組間數(shù)據(jù)未發(fā)生變化的樣本較多，使用Tobit面板模型回歸時(shí)，樣本剔除量較大，在一定程度上影響了結(jié)果的穩(wěn)定性。而工具變量法較好地處理了遺漏變量問題以及反向因果關(guān)系產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，工具變量法回歸的結(jié)果更為可靠?；貧w方程（2）表明，老年父母參加新農(nóng)保對成年子女提供經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)的影響為正，在其他條件不變的前提下，相對于老年父母未參加新農(nóng)保的成年子女，成年子女在老年父母參加新農(nóng)保后提供經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)的金額一整年提高618元。

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證父母新農(nóng)保參與對成年子女經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)影響結(jié)果的穩(wěn)健性，本文選取了父母“是否領(lǐng)取養(yǎng)老金”作為自變量，若在參加新農(nóng)保且領(lǐng)取養(yǎng)老金后，成年子女經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)仍然顯著增加，則說明父母新農(nóng)保參與對成年子女經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)的影響顯著為正的結(jié)果是穩(wěn)健的。表2中回歸方程（4）表明，老年父母領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金對成年子女提供經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)的影響為正，在其他條件不變的前提下，相對于老年父母未領(lǐng)取養(yǎng)老金的成年子女，成年子女在老年父母領(lǐng)取養(yǎng)老金后提供經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)的金額一整年提高1 085元，充分說明老年父母新農(nóng)保參與行為有利于提供成年子女經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)水平，回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。綜上所述，農(nóng)村老年父母新農(nóng)保參與行為，會顯著提高成年子女提供經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)數(shù)額，從而本文的研究假說H1得到了驗(yàn)證。

（二）基于中介變量勞動力遷移的影響機(jī)制分析

本部分以成年子女勞動力遷移為中介變量，采用中介效應(yīng)模型來探討農(nóng)村老年父母新農(nóng)保參與對其經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)行為的影響。本文根據(jù)Judd et al.（1981）、Baron & Kenny（1986）以及溫忠麟等（2014）的研究，參照許慶等（2017）的做法[17-20]，將通過以下3 個(gè)標(biāo)準(zhǔn)驗(yàn)證中介效應(yīng)：一是中介變量成年子女勞動力遷移對自變量老年父母新農(nóng)保參與回歸，老年父母新農(nóng)保參與具有顯著的影響作用;二是因變量成年子女經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)對自變量老年父母新農(nóng)保參與回歸，老年父母新農(nóng)保參與也達(dá)到顯著水平;三是因變量成年子女經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)行為同時(shí)對中介變量成年子女勞動力遷移和自變量老年父母新農(nóng)保參與回歸，如果中介變量成年子女勞動力遷移達(dá)到顯著水平，自變量老年父母新農(nóng)保參與的回歸系數(shù)減小且也達(dá)到顯著水平，則成年子女勞動力遷移起部分中介作用，自變量老年父母新農(nóng)保參與的回歸系數(shù)減小但不具有顯著性，則成年子女勞動力遷移起完全中介作用。

根據(jù)上文分析，筆者構(gòu)建如下中介效應(yīng)模型：

其中，i代表成年子女;t表示調(diào)查時(shí)點(diǎn)（2011年、2013年）;Yit為成年子女i在時(shí)點(diǎn)t給農(nóng)村老年父母的經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)情況;NRISit代表成年子女i在時(shí)點(diǎn)t其農(nóng)村老年父母新農(nóng)保參與情況;LMit為成年子女i在時(shí)點(diǎn)t的勞動力遷移情況;Xit表示控制變量（包括成年子女個(gè)體特征變量，農(nóng)村父母特征變量以及區(qū)域特征變量）;δ0，δ1，δ2，δ3為待估參數(shù); εit，ε*it，ε[DK3]**it為隨機(jī)誤差項(xiàng)。其中，公式（2）表示老年父母新農(nóng)保參與行為對成年子女勞動力遷移這一中間傳導(dǎo)機(jī)制的影響效應(yīng);公式（3）表示老年父母新農(nóng)保參與行為對成年子女經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)決策行為影響的總效應(yīng);公式（4）中的系數(shù)δ2表示中間傳導(dǎo)機(jī)制對成年子女經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)決策行為的直接效應(yīng)。將公式（2）代入公式（4）可以進(jìn)一步得到中間傳導(dǎo)機(jī)制的中介效應(yīng)δ2α1，即老年父母新農(nóng)保參與通過成年子女勞動力遷移這一中間傳導(dǎo)機(jī)制對成年子女經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)行為所產(chǎn)生的影響作用。

表3報(bào)告了成年子女勞動力遷移在老年父母新農(nóng)保參與影響成年子女經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。從成年子女勞動力遷移行為在老年父母新農(nóng)保參與影響成年子女經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果看：首先，回歸方程（1）表明，老年父母參加新農(nóng)保對中介變量成年子女勞動力遷移具有顯著的正向影響，父母參加新農(nóng)保可使子女勞動力遷移概率提高6.6%，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著;其次，回歸方程（2）表明，自變量老年父母參加新農(nóng)保對因變量成年子女經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)數(shù)額影響顯著;再次，回歸方程（3）表明，在加入成年子女勞動力遷移這一中介變量后，中介變量仍然顯著，而自變量老年父母參加新農(nóng)保對因變量成年子女經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)數(shù)額的影響減弱，其回歸系數(shù)從0.618下降到0.609，且在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。根據(jù)前文中介效應(yīng)的判斷標(biāo)準(zhǔn)可知，成年子女勞動力遷移在老年父母參加新農(nóng)保影響成年子女經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)中起到部分中介作用。由此驗(yàn)證了本文的假說H2：即成年子女勞動力遷移行為是老年父母新農(nóng)保參與影響成年子女經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)的重要中介機(jī)制。

五、結(jié)論與政策含義

通過利用CHARLS數(shù)據(jù)，本文考察了老年父母新農(nóng)保參與對成年子女經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)行為的影響，尤其是基于中介變量成年子女勞動力遷移的作用機(jī)理，主要得到以下結(jié)論：第一，老年父母新農(nóng)保參與對成年子女提供經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)的影響顯著為正，老年父母領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金并未擠出成年子女對其的經(jīng)濟(jì)支持，反而顯著增加了成年子女對其父母的經(jīng)濟(jì)供養(yǎng);第二，成年子女勞動力遷移行為在老年父母新農(nóng)保參與影響成年子女經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)決策中起到部分中介作用，是老年父母新農(nóng)保參與影響成年子女經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)的重要中介機(jī)制。

本文研究表明，老年父母參加社會養(yǎng)老保險(xiǎn)不僅不會“擠出”成年子女的經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)，反而會“擠入”成年子女的經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)，使農(nóng)村老年父母的經(jīng)濟(jì)福利水平得到有效提升。當(dāng)前，農(nóng)村居民基本養(yǎng)老金依然偏低，限制了城鄉(xiāng)社會養(yǎng)老保險(xiǎn)政策效果。因此，隨著我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和財(cái)政收入的增加，應(yīng)適時(shí)增加政府補(bǔ)貼在城鄉(xiāng)社會養(yǎng)老保險(xiǎn)基金中的比例，逐漸提高城鄉(xiāng)社會養(yǎng)老保險(xiǎn)的保障水平。同時(shí)，需要進(jìn)一步提高農(nóng)村居民參保繳費(fèi)的積極性，制定財(cái)政繳費(fèi)補(bǔ)貼與農(nóng)村居民分檔繳費(fèi)掛鉤的激勵(lì)機(jī)制;嘗試改變現(xiàn)有城鄉(xiāng)社會養(yǎng)老保險(xiǎn)的基金管理和運(yùn)營模式，積極推進(jìn)養(yǎng)老保險(xiǎn)商業(yè)化運(yùn)營，形成社會養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的長效運(yùn)行機(jī)制。

此外，要增強(qiáng)中國城鄉(xiāng)社會養(yǎng)老保險(xiǎn)帶來的政策效應(yīng)，進(jìn)一步改善農(nóng)村老年人經(jīng)濟(jì)福利狀況。一方面，必須消除農(nóng)民城鄉(xiāng)流動就業(yè)制度性和體制性障礙。由于絕大多數(shù)農(nóng)村勞動力遷移者生活在中國城市社會底層，他們沒有城市戶口及其所附帶的一系列福利條件，嚴(yán)重制約了農(nóng)民勞動力流動意愿和水平。因此，必須為農(nóng)民城鄉(xiāng)勞動力合理、自由流動創(chuàng)造良好的社會環(huán)境。另一方面，充分保護(hù)農(nóng)村勞動力遷移者的合法權(quán)益。由于廣大農(nóng)村勞動力遷移者通常從事于危險(xiǎn)系數(shù)高、工作條件差、門檻較低的制造或建筑類行業(yè)就業(yè)，勞動強(qiáng)度大且勞動權(quán)利、福利保障經(jīng)常受到侵犯或忽視。因此，要不斷完善保護(hù)農(nóng)民工權(quán)利的法律，加大執(zhí)法力度，在切實(shí)維護(hù)農(nóng)村勞動力遷移者合法權(quán)益的同時(shí)，穩(wěn)步提高農(nóng)村老年人的福利水平。

[注?釋]

①數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計(jì)局2010年第六次人口普查數(shù)據(jù)，經(jīng)作者計(jì)算得到。

②2017年全國農(nóng)村家庭人均可支配收入為11 969元（數(shù)據(jù)來源：2017年國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)）。

③城鄉(xiāng)居民社會養(yǎng)老保險(xiǎn)制度基本上保持了原有新農(nóng)保制度的相關(guān)規(guī)定，覆蓋的人群主要還是農(nóng)村居民，占其總量的95%左右。由于本文的研究問題為農(nóng)村父母的參保行為對成年子女經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)的影響，因此為了統(tǒng)一口徑并與國內(nèi)外文獻(xiàn)保持一致，本研究仍然沿用新農(nóng)保這一概念。

④[JP4]主要是由于CHARLS數(shù)據(jù)庫中僅提供了非家庭成員的經(jīng)濟(jì)往來信息。

⑤本研究中，成年子女及老年父母教育年數(shù)根據(jù)問卷答案分為11個(gè)等級，分別賦值：“未受過教育”賦值為0，“未讀完小學(xué)，但能夠讀、寫”賦值為3，“私塾”賦值為6，“小學(xué)畢業(yè)”賦值為6，“初中畢業(yè)”賦值為9，“高中畢業(yè)”賦值為12，“中專等畢業(yè)”賦值為12，“大專畢業(yè)”賦值為15，“本科畢業(yè)”賦值為16，“碩士畢業(yè)”賦值為18，“博士畢業(yè)”賦值為21。

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