谁从“家庭捆绑”式的新型农村社会养老保险制度中获益?——来自CHARLS数据的经验分析，本文主要内容关键词为：新型农村论文,养老保险制度论文,经验论文,家庭论文,社会论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言 从2009年9月开始，中国政府致力于推行新型农村社会养老保险制度(以下简称“新农保”)，并于2012年年底实现该项制度的全覆盖。截至2013年年底，新农保覆盖全国2853个县级行政区划单位的4.6亿人，覆盖率达到81.50％。作为一项重要的创新性制度安排，中国新农保制度设计的特点体现在两个方面：第一，新农保吸取了个人账户缴费补贴即提供缴费补贴的缴费确定型模式(或MDC模式)这一国际经验，合理认可了采取激励措施、鼓励农民工参加养老保险制度的必要性。第二，引入基础养老金的做法也反映了发达国家和发展中国家为老年人提供社会养老福利的经验，但是，将基础养老金领取资格与个人账户缴费挂钩，是中国区别于其他国家的一个重要特点。特别是，对于年满60周岁的老人，领取基础养老金的资格与其子女是否参保相挂钩，学术界将此称为“家庭捆绑”机制。 这一具有中国特色的“家庭捆绑”制度安排，在实施过程中饱受争议与批评。仇凤仙、沈雅君(2010)认为，“捆绑制”是对新农保自愿原则的违背，“捆绑”的实质是对农民自愿参保权利的一种间接剥夺；郑风田(2010)则表示，“捆绑制”降低了新农保政策的公平性，实际上剥夺了许多老年人享受公共财政阳光的权利。更为重要的是，“捆绑制”的实施不仅将增加新农保的执行成本，使其执行效果大打折扣，而且将会带来许多潜在问题，甚至可能会把新农保所带来的诸多好处严重稀释，包括子女与父母的矛盾加大、农村资金净流出、基层政府过度负债与帮富不帮穷的“逆淘汰”等问题(刘东华，2010)。 毋庸置疑，为了避免“经济人”在保险市场上的“逆向选择”行为，任何一项社会养老保险制度均具有一定程度的强制性。新农保作为社会保险范畴的制度之一，如果完全遵循自愿参保的原则，很难扩大其覆盖面和参保率，无法避免农民在参加养老保险上的“短视”与“搭便车”行为(盛学军、刘广明，2012)。因此，新农保在坚持自愿原则的同时，必须要对社会保险的强制性特点有所反映。而“家庭捆绑制”则是基本实现了养老保险的强制性、权利与义务之间的对应性以及保障性、社会性，符合社会养老保险的基本要求。由此可见，“家庭捆绑”机制一方面降低了农民参保行为的“逆向选择”①，另一方面对提高中青年农民参保率也发挥了非常重要的积极作用，契合了中国新农保“广覆盖、可持续”的政策目标。 面对如此重大的一项制度创新，新农保框架中的“家庭捆绑”机制能否促使老年父母与成年子女之间达成激励相容的均衡状态?它能不能实现“社会养老”与“家庭养老”的衔接，共同发挥起农村养老的功能?从理论上讲，“家庭捆绑”机制可能导致逆向收入分配效应：首先，对于那些不愿意参保的子女而言，老人为了能领取到基础养老金，可能替子女缴纳社会养老保险费，导致国民财富从老年人流向年轻人。其次，子女迫于舆论压力不得不缴费参保，但是，老人在领取基础养老金后子女对老年父母的经济转移将低于原本可能提供的数量。再者，“符合条件的子女应当全部参保缴费”这一“捆绑”规定大大提高了农村老人享受基础养老金待遇的难度，使得生活困顿的老人因子女不愿意(或无力)缴纳社会保险费而不能领取基础养老金，而对于那些经济条件好的家庭，老人却能直接享受基础养老金待遇。如果“家庭捆绑”的新农保制度显著挤出了来自成年子女的经济转移，那么，它在养老方面的收入再分配效果将会被抵消，从公共财政支出效率的角度来看，养老保险制度将是低效率甚至无效率的。相反，如果“家庭捆绑”式新农保制度的实施并没有挤出老人获得来自成年子女的经济转移，那么，发放养老金或针对老人群体的公共转移支付很可能会改善他们的福利状况。 显然，在对公共政策与公共项目的效果进行评价时通常面临非常棘手的问题：第一，必须计算出公共项目参加者在没有参加的条件下其行为结果将是如何。对于政策评估者而言，同一个特定的个体要么是参加了公共项目，要么是没有参加公共项目。在任何时候，该个体只能被观察到两种状态之一，这是一个数据缺失问题(missing data problem)。第二，对于农村居民来讲，是否参加新农保制度是每个不同的个体根据其自身的内外部约束条件自愿选择的结果。一些约束条件是可以观测的，例如年龄、文化程度、性别、家庭规模与收入水平等，而另一些约束条件是不可观测的，例如受访者预期寿命、风险偏好与预期未来收入流的稳定性等。特别是，在新农保“家庭捆绑”缴费的制度安排下，对于60岁以上的农村老人来讲，能否顺利地领取到基础养老金取决于其符合参保条件的子女是否全部缴费参保。老年父母领取基础养老金的权利与子女参保的选择权分属于两个不同的行为决策主体，这可能加深利益主体之间的矛盾。在农村老人的赡养问题上，往往出现多子女之间、妯娌之间相互推诿的现象，进而加剧亲子、子代手足之间的矛盾。这些矛盾在很大程度上决定了子女的参保行为与父母的赡养方式。而“捆绑”缴费可能进一步加深子女之间、亲子之间的矛盾，导致农村老人赡养问题的复杂性、动态性与异质性。 因此，这类带有异质性的不可观测的自我选择因素俨然成为科学合理地评价新农保政策效果的一大关键难题。已有文献表明，异质性处理效应模型(heterogeneous treatment effect model)能有效解决上述不可观测的异质性因素给政策效果评估带来的困难②。 综上所述，本文试图回答以下问题：①“家庭捆绑”式新农保制度会不会挤出成年子女对老年父母的经济转移?②在参保群体中，哪些农村老人从“家庭捆绑”机制中获益最大(挤出效应最小)?哪些农村老人获益最小(挤出效应最大)?对这些问题的探讨有助于更好地考察新农保制度在收入再分配方面的实际效果，并设计出更有针对性的社会安全网政策。 本文结构安排如下：第一部分为引言，第二部分为文献简评，第三部分是实证估计策略与数据描述，第四部分是估计结果分析与讨论，第五部分是结论。 二、文献简评 在有关代际经济转移的众多文献中，经济学家们特别关注代际经济转移行为背后所隐含的动机是什么，这是因为：一方面，对代际经济转移动机的研究有助于科学地理解亲子代际关系的行为表达方式；另一方面，代际经济转移动机对于全面评价公共养老保险制度的实际效果具有非常重要的政策意义。 理论上讲，公共养老保险制度的实施会对基于纯粹利他动机的家庭代际经济转移产生完全的挤出效应，从而完全抵消公共政策的收入再分配效果(Becker，1974；Cox，1987；Cox and Jimenez，1990)。同时，公共养老金制度的实施还存在巨大的行政运行成本，从政府财政支出效率和公共政策执行效果的层面来讲，反而会导致社会福利损失。相反，对代际经济转移以交换动机为主的家庭而言，公共养老金制度的实施对其代际经济转移将产生“挤入效应”，从而加强公共政策的收入再分配效果(Cox and Rank，1992)，即在不降低家庭养老支持的同时，公共养老金的开展提高了老年人的生活保障、降低了贫困发生率，从社会福利的角度而言是有效率的(Secondi，1997)。老年父母为子女提供的各种劳务、帮助是为了交换子女更多的补偿性支持(Cox，1987；Cox and Jimenez，1990；Cox and Fafchamps，2007)。 鉴于代际经济转移动机对公共养老金制度收入再分配效应的重要意义，大量学者对公共养老金制度的挤出效应进行了实证研究。Cox and Jimenez(1992)对秘鲁的研究发现，相对于领取养老金的老人而言，没有养老金的家庭获取私人经济转移的可能性要高出20％。Jesen(2003)对南非的研究表明，老年人来自家计调查式的养老金收入增加1兰特，其代际经济转移就会减少30％。对墨西哥的研究显示，老年人从普惠式待遇定额型全民养老金(即Demogrant)项目中获得的收入每增加1比索，所接受到的私人转移收入将减少86％(Juarez，2009)，接近利他动机模型预期的100％挤出。虽然公共养老金会挤出代际经济转移，但是，挤出的比例还是要少于纯利他主义所认为的100％的替代(Reil-Held，2006)。事实上，只要利他动机不完全，或者存在一定程度的自利行为动机，挤出效应就不会是100％(Laferrère and Wolff，2006)。Fan(2010)对中国台湾的研究表明，农民养老金制度降低了成年子女对老年父母经济转移的可能性，同时挤出了30％的经济转移数量，并且对成年儿子提供经济转移的挤出效应要大于对成年女儿提供经济转移的挤出效应。 为数不多的学者对新农保制度的实施效果进行了实证分析和评价(例如程令国等，2013；陈华帅、曾毅，2013)。结果显示，新农保制度显著降低了家庭养老的概率及成年子女对老年父母的经济转移数额。然而，这一结果仍然存在值得商榷和讨论的地方：已有研究仅仅通过“是否参保”这一二分变量来考察新农保制度的实施效果，模糊了“家庭捆绑”机制的实际效果，不能说明政策效果是由“家庭捆绑”机制产生的，还是因为新农保制度本身具有吸引力。这是二元变量、双重指标所造成的制度评估标准与效果模糊，其结论缺乏普遍性与稳健性，政策含义缺乏针对性。显然，新农保制度实施初期参保率的攀升主要依赖于“家庭捆绑”机制，因此，对新农保制度实施效果的评价必须区分“家庭捆绑”机制的作用占有多大比例。 综上所述，公共养老保险制度对家庭代际经济转移行为是否产生挤出效应及其程度大小仍然没有达成一致的结论。究其原因主要有两点：第一，大多数研究以发达国家为研究对象，公共养老保险制度在特定的国家具有各自的特点，不同国家社会养老保险制度瞄准机制与实施方式的差异导致其对家庭代际经济转移行为的影响不尽相同。第二，家庭代际经济转移的界定与测量、转移函数形式的设定以及计量方法的不同导致研究结论差异较大；特别是不可观测的异质性因素将导致老人参保决策与成年子女经济转移行为之间的内生性，如果不能合理地加以控制，将导致实证分析结果的有偏性。 三、计量模型、估计策略与数据来源 (一)计量模型 为了考察新农保制度对家庭经济转移行为的挤出效应，传统上采用普通最小二乘法(OLS)进行估计，考虑如下模型：
(1)式中，i=1，2，…，n，表示不同的老人受访者个体：
为结果变量，表示第i个老人从未同住的第j个成年子女处获取到的经济转移净额；
表示第i个老人是否参保(
=1，表示“已经参保”；
=0，表示“未参保”)；XC、XP分别表示影响老人获取成年子女经济转移的成年子女特征、老人特征因素向量；
为零均值期望的随机干扰项；
(k=0，1，2，3)表示待估计的回归系数向量。 必须指出，上述模型必须在
即参保决策是严格外生的条件下才能得到无偏有效的估计量，并且(1)式中的回归系数
对所有新农保参加者都是相同的。然而，参保是农户个体自愿选择的结果，不可观测因素例如参保者的预期寿命、风险偏好与预期未来收入流的稳定性、对政策信任程度等因素会造成选择性偏误。如前所述，在“家庭捆绑”的新农保制度设计中，年满60周岁的农村老人是否参保并领取基础养老金在很大程度上取决于其符合条件的子女是否全部参保。对此，不可观测的异质性因素例如成年子女过去对老年父母的赡养习惯与偏好、亲子矛盾、价值观念差异、亲子情感亲密程度等会同时影响成年子女的参保决策与对老人的经济转移行为。除此之外，农村老人是否参保还取决于他们获取来自成年子女经济转移的可能性和转移数额，尤其是在中国特定的孝道文化传统下，成年子女的经济转移与赡养是老年人养老的首要选择，这反映了成年子女的经济转移与赡养对老年父母参保决策的反向因果关系。显而易见，这些不可观测因素(即随机扰动项)也可能因不同的家庭与个人而异。OLS模型、常规的工具变量方法对新农保制度实施效果的估计都是有偏的③。 为了解决上述问题，本文借助Heckman and Vytlacil(1999)、Brand and Xie(2010)、Aakvik et al.(2005)、Heckman et al.(
)发展建立的异质性处理效应模型进行分析。具体而言，对60岁及以上的农村老人来讲，每个个体i都存在两种潜在的结果
表示老人没有参加“家庭捆绑”新农保的结果状态，
表示老人参加了“家庭捆绑”新农保的结果状态。记
=1表示老人参加了“家庭捆绑”新农保制度，即老人年满60周岁并直接领取养老金，但是，其符合条件的子女都参保缴费，缴费计入子女个人账户；
=0表示60岁及以上的老人没有参加“家庭捆绑”新农保制度。因此，根据Neyman-Fisher-Cox-Rubin潜变量模型，可观测的结果变量
可以表达为：
进一步地，对参加和未参加“家庭捆绑”新农保的老人来讲，潜变量方程分别表示为：
老人是否参保取决于这两种状态下效用水平的高低，假设参保决策来源于以下潜变量模型：
将(3)式与(4)式代入(2)式，得到：
令
。显然，新农保制度对老人获取子女经济转移的影响效果不仅取决于可观测的
部分，还取决于不可观测的异质性因素
。如果
对于结果
是外生的，即老人参保是随机选择的，则处理效应△对任何人都是一样的。然而，更通常的情况是，在“家庭捆绑”式新农保制度安排下，基础养老金领取权与参保缴费的选择权分属于两个不同的行为决策主体，尤其是对多子女家庭，参保行为决策主体超过2个，子代手足之间、亲子之间很难达成一种激励相容的均衡状态。因此，即便在控制了参保组和未参保组可观测特征以后还存在
。这意味着△随不同个体而异，即处理效应不为常数。此时，△即为本文所讲的异质性处理效应(heterogeneous treatment effect)。 (二)处理效应的估计 根据Aakvik et al.(2005)、Heckman(1997)、Heckman et al.(
)分别在其研究中的假定
，其中，∑代表
的方差和协方差矩阵，本文引入边际处理效应(marginal treatment effect，MTE)(参见Bj
rklund and Moffitt，1987；Heckman，1997)计算新农保制度挤出效应的异质性，并采用参数估计方法计算处理效应。具体而言，定义边际处理效应如下④：
(7)式表明，当外生给定的
，那些在边际上参保与不参保无差异的经济人在参保后的平均效应，是在老人参加新农保决策规划中给定不可观测变量水平时的平均处理效应。
越小，不可观测成本例如亲子、手足矛盾越小，那么，老年人参保概率就会越高；而
越大，表明家庭亲子矛盾等不可观测异质性越大，参保成本越高，从而老人参保概率就会越低。因此，对于较小的
而言，
反映了那些不可观测因素使得最倾向于参保的群体的平均处理效应；对于较大的
而言，
则反映了那些不可观测因素使得不倾向于参保的群体的平均处理效应。
综上，对于
，采取两阶段法进行估计：第一阶段，运用Probit模型估计老人个体参保的概率倾向得分P(Z)与逆米尔斯比率k；第二阶段，将逆米尔斯比率k视为一个影响因素代入(3)式、(4)式进行回归，采用差分法计算边际处理效应。 在估计边际处理效应的基础上可以计算出平均处理效应(average treatment effect，ATE)。平均处理效应是指在给定个体特征X的条件下，从总体中随机挑选一个老人个体参加新农保所获得的结果与假定他未参加新农保的结果之间的平均差距。平均处理效应计算公式如下：
(三)数据来源与变量定义 1.数据来源与样本选择。本文所需研究数据主要来源于中国健康与养老追踪调查(CHARLS)2011年全国基线调查。该调查覆盖全国除海南省和西藏自治区以外29个省份的150个县级单位，450个城镇社区和农村行政村级单位，约1万个家庭中的1.7万人。CHARLS旨在收集一套反映中国45岁及以上中老年人家庭和个人状况的高质量微观数据。该调查采用三阶段分层抽样方法，在所有阶段均按照人口比例随机抽样。问卷内容包括：个人基本信息，家庭结构和经济转移，健康状况，体格测量，医疗服务利用和医疗保险，工作、退休和养老金，收入、消费、财产，以及社区基本情况等。 在2011年基线调查中，开展新农保的村有141个，未开展新农保的村有188个。根据本文研究目的，保留60岁及以上农村老人为主要受访者的样本2886个，剔除主要受访者60岁以下的样本共1858个；同时，剔除通过“一次性缴费”和“按年缴费”方式参加新农保的60岁及以上农村老人样本共170个。通过老人受访者匹配出未同住的成年子女样本。正如陈华帅、曾毅(2013)指出的，由于新农保试点村的选择不一定是随机的，与各地经济发展水平、社会保障体系完善程度及地方政府财政状况等因素有关，试点村非参保样本与非试点村样本之间可能存在系统性差异。为了尽可能排除这种系统性差异导致的样本选择性偏误，本文将非试点村的老人样本从控制组中删除，共1604个，仅对试点村中参保样本与非参保样本进行比较分析。 经过以上调整并剔除信息缺失的样本后，共得到820个老人受访者样本，他们分布在22个省份124个试点村中，其中，有332位老人参加“家庭捆绑”式新农保制度，488位老人没有参加新农保制度，参保率为40.48％。通过老人受访者匹配出未与老人同住且信息齐全的成年子女有效样本共2597个。 2.变量定义。本文模型的被解释变量定义为主要受访者家庭(老人)得到来自成年子女的经济转移净额(包括实物折算和现金)与现金转移净额⑤。本文将控制组定义为试点村中“没有参加新农保且60周岁及以上的农村老人”，即“未参保组”：处理组定义为试点村中“已经超过60周岁不用缴费，但其符合条件的子女已纳入新型农村社会养老保险的农村老人”，本文将这种参保类型称为“家庭捆绑”式参保，这类参保农村老人简称为“参保组”。 在参考已有研究成果(例如陈华帅、曾毅，2013)的基础上，本文选择的控制变量主要包括被访老人年龄、性别、婚姻状态、受教育程度、健在子女数、是否与子女同住⑥、是否患有重大慢性疾病、自己及配偶收入水平。此外，控制变量还包括未同住成年子女的基本特征，诸如成年子女收入水平评价、子女出生序、子女与被访老年父母的居住邻近性等。必须说明的是，为了更好地反映被访老人收入水平的高低对其新农保参加状态与子女经济转移行为的影响，不同于已有文献，本文将老人收入水平界定为发生代际转移前老人及其配偶的个人收入，而不是指与子女同住的老人所在家庭的收入之和。子女收入水平评价是老年父母对未同住的成年子女收入水平给出的一个范围判断，采取赋分的方法进行测度，取值范围在1～11之间，分值越高，代表子女收入水平越高⑦。
变量“所在村领取养老金人数”由村问卷得到，它影响任意一个村民参加新农保的概率，但并不直接影响参保后的成年子女对老年父母的经济转移行为。所以，它是包含在可观测变量集合Z中但不包含在X中的变量，是模型中的工具变量。这个变量对村民参加新农保的概率有重要影响，如果不包括在模型中，将大大削弱模型的拟合效果(Aakvik et al.，2005；王海港等；2009)。由于新农保制度在实施过程中采取个人缴费、集体补助和政府补贴相结合的方式，本文认为，村总收入水平越高，村集体能给予参保农户缴费补贴的额度就会越大，从而对农户的参保意愿与参保行为产生非常积极的促进作用。 表1列出了按照参保状态分组的亲子经济转移状况，其他相关变量的基本描述陛统计结果见表2。由表1可见，处理组和控制组存在相当的差异。相对于控制组来讲，处理组老人获取成年子女经济转移净额平均为1394元/年，比控制组老人(975元/年)高出419元/年。这直观上显示，“家庭捆绑”式新农保制度对参保老人产生了“挤入”效应。从表2可见，在处理组中，患有重大慢性疾病的老人比例低于控制组约4.5个百分点，与子女同住的比例高出控制组7.5个百分点；处理组中村领取养老金人数比控制组多90.41％。同时，村总收入在两组之间的差异也相当大。处理组和控制组在可观测变量上的显著差异从侧面反映了参加新农保的老人与随机挑选的样本不一样，因此，直观上看OLS估计结果将是有偏的。 四、估计结果分析与讨论 (一)影响老人参加“家庭捆绑”新农保制度的因素 决策方程(5)式的估计结果显示(见表3)，老人是否患有重大慢性疾病、是否与成年子女同住、收入水平、所在村的村总收入以及领取养老金人数显著影响农村老人参加新农保的概率，这同时说明，参加新农保的老人在可观测因素上显著区别于未参保者，在参保决策上存在非随机选择。假定其他因素保持不变，患有重大慢性疾病的老人参保的概率平均而言下降了9％，主要原因可能在于：身体健康状况越差的老人预期寿命越短，从新农保制度中获取的预期收益也将越少，从而参保概率越低。这在一定程度上反映了农村老人和成年子女在做出参保决策的过程中存在短视行为。有趣的是，相对于独居的老人来讲，与成年子女同住的老人，其参保概率平均而言增加了7.1％，这可能是因为老人选择与子女同住，亲子代际关系比较和谐，家庭矛盾相对较少；同时，在与子女同住的情况下，老人与子女之间的代际交换更加频繁，例如，老人分担成年子女的家务活动与从事非正式照料劳动(照料孙子女)等，从而符合条件的子女选择参保缴费，以便其60周岁以上的老年父母能直接领取基础养老金。
表3显示，收入水平越高的老人，参加“家庭捆绑”式新农保制度的概率就越低，这是由“家庭捆绑”式新农保制度本身的特点所决定的。一方面，60周岁以上的农村老人无需缴费便可直接领取基础养老金，但其符合条件的子女必须参保缴费，缴费计入子女个人账户。在这种制度安排下，老年父母收入水平越高，成年子女认为其父母仍然有足够的收入来满足养老的生活需求，从而子女缴费参保让老年父母领取基础养老金的积极性就大打折扣。另一方面，对收入水平高的老人而言，其子女家庭收入水平也相应较高，对他们来讲参加新农保的回报率相对较低，从而参保积极性也会降低。与预期一致的是，村总收入和村领取养老金人数对老人参保决策在1％的统计水平上有显著的正向影响。显然，村总收入越高，表明农户所在村的经济发展水平越高，村集体给予农户的缴费补贴额度也将越多，村民参保的概率就会越高。由于中国农村在长期发展中形成了“熟人信任”的网络关系，因此，所在村领取养老金的人数越多，村民左邻右舍的带动效应和示范效应就会越强，人们对新农保制度的信任度和认知度就会越高，从而老人参保的概率就越高。这也表明，提高村庄村民新农保平均参加比例和领取养老金的比例，是增加村民参与新农保概率的有效途径。 (二)影响农村老人获取成年子女经济转移的因素 表4和表5分别给出了影响子女对老年父母经济转移净额因素的估计结果。结果显示，不管是参保组还是非参保组的老人，身体健康状况成为影响子女经济转移的显著性因素。与未患有重大慢性疾病的老人相比，平均而言，参保组中患有重大慢性疾病的老人获得子女经济转移(包括实物和现金)的净额会增加253元，现金净转移会增加226元。然而，对于未参保组的老人来讲，患有重大慢性疾病的老人获取子女经济转移的净额会减少371元，现金净转移将减少409元。在以儒家孝道传统文化为主流社会价值观念的中国农村，成年子女有义务给老年父母提供养老保障支持。通常来讲，当老年父母身体健康状况越差因而需要子女提供经济支持越多时，子女所给予的经济转移数额会越高(Lee and Xiao，1998)。与此传统观点相反的是，本文研究结果显示，非参保组中身体健康状况差的老年父母获得子女经济转移反而下降。其主要原因可以从k的回归系数来解释。k的回归系数所表达的经济学含义是成年子女对老年父母的经济转移净额会受到不可观测异质性因素的影响，即存在不可观测因素导致的选择性偏误。如表4所示，参保组和未参保组中k所对应的回归系数分别为476.574和137.848，并在10％的统计水平上显著。这表明，在“家庭捆绑”新农保制度覆盖下的老人，家庭代际关系比较和谐，手足之间比较团结，子代手足之间、亲子之间比较容易达成一种激励相容的均衡状态。而原本家庭关系紧张的老人被新农保制度覆盖的可能性低，同时获取成年子女经济转移的数量也将下降。 不管是参保组还是非参保组老人，成年子女居住的邻近性对成年子女经济转移净额与现金转移净额分别在5％和1％的统计水平上呈现出显著的正向作用。结果显示，相对于与老年父母住在同一个县内的成年子女群体而言，住在县外的成年子女给予了老年父母更多的经济转移净额；值得一提的是，在非参保组中，住在县外的成年子女给予的经济转移净额(826元)要大于参保组的经济转移(596元)。究其原因，可能有以下两个方面：首先，随着中国工业化和城镇化的快速发展，农村劳动力大量外出就业，农村老人的成年子女参与劳动力转移大军中，他们常年或绝大部分时间在县外就业，一方面会因缴费不便而没有参保，另一方面因常年在外无法对老年父母提供日常生活照料，从而提供更多的经济转移以弥补日常照料的不足，生活照料与经济转移之间存在“替代关系”(Litwak and Kulis，1987；江克忠等，2013)。其次，对于未参保的外出就业人员来说，家乡实行新农保，参保家庭的老人增加了实际收入。这将给外出就业的成年子女带来增加赡养费用的压力，从而会增加对父母的经济转移，即新农保制度可能具有外部正效应。 成年子女收入水平对其向老年父母提供的经济转移净额在1％的统计水平上有显著的正向影响。这说明，随着子女收入水平的提高，对父母提供经济转移的规模将增加。尽管老年父母个人收入的高低对其子女经济转移数量的影响不具备统计显著性，但其作用方向为正，也在一定程度上体现了中国农村代际经济转移可能存在“交换”动机，而不是纯粹的“利他”动机。
(三)边际处理效应估计 在给定不可观测的异质性因素之后，本文计算了在边际上参加和不参加新农保无差异的老人从子女那里获得的经济转移净额，即边际处理效应。图1和图2分别描绘了成年子女对父母的经济转移净额(包括实物和现金)以及现金转移净额的边际处理效应曲线。图形显示，边际处理效应是不可观测异质性因素的函数⑧，对总的经济转移净额(即包括实物和现金)而言，
随着
的增加呈现出平缓增加的趋势；相比之下，现金转移净额的增加趋势更为明显。在95％的置信区间内，老年父母获取来自成年子女的转移净额不是一条平行于
的直线，这也证实了前文所述的异质性处理效应的存在。递增的边际处理效应曲线还表明，使用匹配法、传统的OLS方法、Ⅳ方法都难以正确估计有关的政策效应。 公共政策效果评价的一个核心问题是判断那些从公共项目中获益最大的是否是那些最愿意参加该项目的个体(Aakvik et al.，2005)。据此，只有那些最愿意参加新农保的老人从中获得最多收益，新农保才是最有效率的。正如前文所论述的，低值的不可观测因素
意味着低的参保成本，因而对应高的参保概率；相反，高值的
与低参保概率相对应。因此，
随
的增加而上升意味着那些越有可能参加“家庭捆绑”式新农保的老人从成年子女那里获得的经济转移净额越少，反而那些越不太可能参加“家庭捆绑”式新农保的老人获取来自成年子女的经济转移净额越多。这一结果似乎与理论预期不一致：理论上认为，家庭代际关系越和谐、亲子矛盾越小的老人，越有可能参保，同时获取成年子女经济转移的数量也将越多。 如何理解这一结果?本文试图给出一些可能的解释：首先，有必要更加全面、清晰地洞察新农保“家庭捆绑”这一特定瞄准机制下亲子代际转移行为的互动关系。为此，本文同时计算出子女对父母经济转移总额(包括实物和现金)以及父母对子女经济转移总额(包括实物和现金)的边际处理效应，结果如图3和图4所示。从图3和图4可以看出，无论是子女对父母转移总额还是父母对子女转移总额，边际处理效应
均随着
的增加呈现出递减的趋势，即不可观测因素
取值越低，老人被“家庭捆绑”式新农保制度覆盖的概率越高，那么，成年子女对老年父母提供经济转移的规模就越大。老年父母对成年子女提供经济转移的行为也呈现出同样的规律和趋势。从这一趋势中不难看出，在“家庭捆绑”制度安排下，基础养老金领取权与参保缴费的选择权分属于两个及以上不同的行为决策主体，要使不同的行为主体达成一种激励相容的均衡状态，成年子女和老年父母之间的代际转移必须是双向互动的关系。最有可能参加新农保的老人获取成年子女经济转移的总规模最大，反过来，这部分老人提供给成年子女的经济转移总量也是最多的。与此同时，本文也注意到，图3、图4中平均处理效应(ATE)分别为276.67、-502.1。这说明，从全部样本中随机抽取一个老人参加新农保比他假如不参加新农保时获得成年子女的经济转移总额平均要多276.67元/年，而老人向子女提供的经济转移总额平均要减少502.1元/年。显然，参保老人对子女转移总额减少的规模要大于子女对参保老人转移总额增加的规模，导致亲子代际经济转移净额呈现出图1中的趋势。 其次，从本文研究样本来看，相对于未参保老人而言，一方面，参保老人与子女同住。这意味着，老人通过与子女同住实现了家庭生产和消费的规模经济效应(Becker，1981：程令国等，2013)，并从同住子女处获得了隐性经济支援例如食物分享、非正式照料等，其他非同住子女提供的经济转移就会相应地减少。这一点也能从表4和表5中的估计结果得到证明。另一方面，参保老人身体相对更健康，并且已婚有配偶。这就意味着他们依然(至少是部分)能自食其力，他们从新农保中得到的养老金收入直接进入子女赡养老年父母的决策过程中，新农保制度给老人提供了“额外”收入以后，其成年子女提供经济转移的金额更可能低于本来可能提供的数量。
图1 经济转移净额边际处理效应
图2 现金转移净额边际处理效应 综上所述，在“家庭捆绑”式新农保制度下，不可观测的异质性因素导致最有可能参加新农保的老人没有获得最大净收益，相反，那些没多大积极性参加新农保的老人却能获得比较大的收益，即获得更多的成年子女经济转移净额。必须强调，即便是最有可能参加新农保的老人获得子女经济转移的净额越少，但是，对于这些老人来讲，“家庭捆绑”式新农保制度显然对成年子女的经济转移行为没有产生强烈的“挤出”效应(如图1所示，MTE曲线位于0值以上)。主要理由在于：其一，这与目前基础养老金替代率比较低紧密相关，较低的基础养老金难以完全替代家庭养老的功能；其二，“家庭捆绑”这一制度安排并没有让成年子女的利益受到损失，其新农保缴费计入子女个人账户，对保障子女年老后的生活也有重要意义。从这一点看，“家庭捆绑”这一制度安排实现了成年子女与老年父母的激励相容状态，促成了“家庭养老”与“社会养老”有效衔接，共同发挥起农村养老功能。在孝道传统文化主导的中国农村社会，这一结论与Becker(1974)、Barro(1974)利他主义动机假说不同；同时也表明，在家庭养老决策上，成年子女可能会同时存在几种相互竞争与迭代的养老动机，而不是纯粹的“利他”动机。
图3 子女对父母转移总额边际处理效应
图4 父母对子女转移总额边际处理效应 五、结论 本文基于CHARLS基线调查数据，运用异质性处理效应模型，从代际经济转移的视角对中国新农保制度中“家庭捆绑”机制的效果进行实证分析，得出以下主要结论： 第一，在新农保实施初期，“家庭捆绑”机制并没有对传统家庭养老产生强烈的“挤出”效应。这意味着，对“未富先老”的中国农村来讲，社会养老保险制度通过公共财政收入再分配手段为农村老人提供基本养老保障的同时，又不至于消减非正式的家庭养老行为，从而保证正式的社会养老保险制度与非正式的家庭代际经济转移在发挥养老功能上互相补充、互相促进。其政策含义在于，中国社会养老保险制度必须与经济发展水平相适应，实现家庭养老向社会养老的平稳过渡。 第二，由于不可观测异质性因素的存在，老年父母与成年子女对“家庭捆绑”机制的行为反应也不尽相同。研究表明，不可观测的异质性因素导致最有可能被“家庭捆绑”式新农保制度覆盖的老人获取成年子女的经济转移净额最少，相反，那些没多大积极性参加新农保的老人却能从子女那获得比较多的经济转移。因此，随着中国新农保制度覆盖率的持续提高与养老金待遇的不断增加，相关决策部门需要充分了解新农保制度对参保者收入再分配效应的异质性。例如，最容易理解和接受“家庭捆绑”制度安排的参保老人从新农保制度中获取的净收益反而较少。随着时间的推移，这部分参保者将根据其从新农保中获取的真正实惠，逐步改变参保行为，从而可能会影响到这一制度的持续性与稳定性。此外，不可观测因素在农户参保决策过程中发挥了重要作用，因此，要提高参保率，实现新农保制度“可持续、广覆盖”的基本目标，可以从改变某些不可观测的变量着手。例如，合理表述新农保制度(包括“家庭捆绑”制)缴费与待遇的关系，加强农户对新农保制度的信任度等。 本文研究对于理解和洞察家庭养老过程中亲子代际支持行为的本质与潜在动机做出了初步尝试。由于代际经济转移行为主体所处经济环境的动态性，以及多元的社会价值观念导致代际转移行为的复杂性和多变性，对“家庭捆绑”式新农保制度的效果还需进行长期跟踪观察。对于政策设计者来讲，尽管短期内“家庭捆绑”新农保制度并没有挤出“家庭养老”，但是，也不能忽视这一“捆绑”制度可能引发的逆向收入分配效应及由此导致的老人福利水平下降。对此，政策设计者应不断创新社会管理方式与社会养老保险制度的瞄准机制，以实现社会福利最大化。 注释： ①新农保制度中的“逆向选择”是指，一些经济负担能力强(例如年轻、健康、有较高或稳定收入来源)的农民参保积极性并不高，而那些年龄大，距离领取养老金规定年龄时间短，或超过领取基础养老金规定年龄的群体，参保积极性高。因此，如果不采取“家庭捆绑”机制，这些经济能力强且占应缴费参保人员总数绝大部分的农民群体将退出新农保，严重威胁新农保“广覆盖、可持续”发展目标的实现。 ②异质性处理效应对于社会行为研究与公共政策效果评估具有非常重要的意义(Bj
rklund and Moffitt，1987：Heckman et al.，
；Manski，2007；Xie，2013)。 ③Heckman(1997)、Heckman and Navarro-Lozano(2004)认为，只有当个体不存在未观测到的异质性，或者虽然个体存在未观测到的异质性，但这些异质性与个体的选择决策无关时，工具变量法才有可能保证参数估计的一致性。 ④对于
的参数估计方法，具体可见Heckman et al.(
)、Brave and Walstrum(2014)。 ⑤按照国际相关研究中的通用做法，本文把代际经济转移定义为不住在一起的父母与子女之间的财物往来，这是因为共同居住的父母与子女之间的财物往来很难清晰界定。 ⑥通常情况是，对于有多个子女的老年人来讲，老人可能与其中一个子女同住，也可能独自居住，因此，老人的居住安排会影响到非同住子女对老年父母的经济转移。 ⑦由于CHARLS没有提供直接测度子女收入水平的调查数据，因此，本文采用老年父母对未同住成年子女收入水平的一个范围判断来代替。该变量取值基于对问卷中“[孩子姓名](和他/她配偶)去年的总收入属于下面哪一类(没有收入：少于2千；2千与5千之间；5千与1万之间；1万与2万之间；2万与5万之间；在5万与10万之间；在10万与15万之间；在15万与20万之间：在20万与30万之间：高于30万)?”的回答。本文将“没有收入”赋值为1，“少于2千元”赋值为2，以此类推，最高组“高于30万元”赋值为11，对“拒绝回答”和“不知道”视为缺失。尽管这一收入测定并没有给出具体的数值，而是一个范围，但笔者认为，它更有合理性。这是因为本文所要考察的是子女的家庭经济状况对其老年父母经济转移(赡养)的影响，且具体的收入数据可能更容易被低报，而对一个范围的选择，受访者不会刻意去规避收入问题的敏感性而低报。 ⑧根据Heckman et al.(2006[a])，MTE在给定异质性U[，D]的取值为0.01，0.02，……，0.99的基础上计算。
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