“新农保”使谁受益：老人还是子女?，本文主要内容关键词为：子女论文,老人论文,新农论文,谁受益论文，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
我国自2009年7月份开始，在全国选择了10％的县(市、区)启动“新型农村社会养老保险”(以下简称“新农保”)试点。此后“新农保”试点工作在全国迅速铺开，2010年及2011年分别新增国家试点县518个、1076个，覆盖面达到60％以上，另有339个非国家试点县自行开展了新农保试点工作，到2012年8月底，全国所有的2853个县级行政区均启动了新农保试点。据中国社会科学院发布的《中国养老金发展报告2012》显示，截至2011年底，全国新农保参保人数已经超过了3.26亿人，其中全国达到领取新农保养老金待遇年龄人数有8921.78万人(郑秉文，2012)。最新数据显示，2012年底全国参保人数已达4.6亿人。①
新农保的主要目标是建立覆盖城乡居民的社会保障体系，推动农村减贫并逐步缩小城乡差距，实现“老有所养”的社会保障目标。那么，新农保实施后的绩效如何?农村老年人的收入和福利水平是否得到了显著改善?子女的养老负担减轻了多少?由于缺乏合适的调研数据，学者们在这一方面的研究还较薄弱，目前仍主要停留在理论测算层面。然而理论测算并未考虑新农保政策与其他环境因素的复杂互动关系，所得结论有时会失真。针对我国台湾地区于1990年代推行的“老农年金”计划的研究显示，公共养老金对于子女提供的家庭代际经济支持有着显著的“挤出效应”，老人领取的公共养老金每增加一美元，其子女提供的代际支持金额将减少大约30—39美分(Fan，2010)。“家庭养老”是我国传统的养老模式，新农保实施后子女提供的家庭代际支持是否也会出现类似变化?本文根据中国老年健康影响因素跟踪调查的最新数据，将回答这一重要问题。
与前人的研究相比，本文贡献主要在以下三个方面：第一，首次使用了全国性的大型调研数据来研究新农保绩效，样本覆盖了中国23个省份的600多个县市，具有广泛的地域代表性；第二，通过新农保参保前后子女提供的家庭代际支持及其他因素的动态变化，借助于固定效应面板模型及倾向值匹配法等工具，较好地控制住了新农保参保行为的内生性，所得结论具有稳健性和可信性；第三，借助于回归分析结果，首次对新农保对家庭代际支持的“挤出效应”进行了定量测算，为准确评估新农保的政策效果提供了重要依据。
二、文献回顾
目前已有不少学者对新农保的实施进行了理论和实证分析，主要集中在以下几个方面。
新农保试点运行中存在的问题。学界普遍承认新农保的积极功能，通过调查发现，农户普遍了解新农保，参保比较积极(例如，钟涨宝、李飞，2012)，但也发现存在若干问题，例如，“新农保”试点政策存在制度缺位，主要吸引的是中低收入水平、健康水平低、参保回报时间短的人群(穆怀中、闫琳琳，2012)；年轻农民的参保意愿相对偏低，“与子女相绑”的参保方式有违农民的意愿(刘善槐等，2011)；新农保最低缴费档次在试点县格外“受宠”，选择较高缴费档次者相对较少(鲁欢，2012)；地方政府筹资难、基金管理难、参保意识维持难(范永茂，2011；王翠琴、薛惠元，2011)。
新农保参保的影响因素。在这方面研究的学者及成果较多，主要考察了参保者的个体特征、政策了解程度等因素。通过调查数据发现：(1)子女数量，尤其是男孩的数量，与农民参加社会养老保险的意愿负相关(肖应钊等，2011；郝金磊、贾金荣，2011)；(2)年龄与农民参保意愿正相关，16—39岁的年轻人参保的积极性比较低，而40—59岁的中老年人参保比例明显要高(苏东海、周庆，2010)；(3)家庭年均纯收入高的农民参保意愿相对较强，以农业收入为来源的农民参保意愿低(黄阳涛等，2011)；(4)农民对新农保政策了解程度越高，参保意愿越强(郝金磊、贾金荣，2011)；(5)养老金保障水平偏低会对农民参保产生不利影响(高君，2010)。
新农保的实施效果。由于新农保推行的时间不太长，政策效果需要经过一定时间才能显现出来，加上缺乏全国性的相关调查数据，目前关于新农保影响效应的研究还很少。王翠琴与薛惠元(2012)通过政策分析发现，在现行财政补贴政策下，新农保的收入再分配偏向于选择较高档次缴费的人群及缴费困难群体等，“捆绑式缴费”政策产生了逆向的收入再分配效应。刘冰等(2012)采用两时期的世代交叠理论模型进行模拟分析发现，“新农保”能在一定程度上替代“养儿防老”，减少农民自愿生育的子女数量。而薛惠元(2012)通过测算发现，现行新农保制度所提供的养老金不能满足“老人”、“中人”和大部分“新人”的基本生活需要。
以上研究大大加深了我们对于新农保存在的问题及政策实施效果的认识，但也存在着一些不足。首先，大部分实证分析都是基于某一个或几个县市的调研数据，样本较少，缺乏大型的全国性的调研数据支持，由于各地的经济发展水平、社会保障体系完善程度以及人口老龄化程度等方面差异较大，局部调研的实证结论并不具有普遍的代表性。其次，新农保实施绩效方面的研究较薄弱，目前这一方面的研究主要是基于理论测算，缺乏微观调研数据的实证支持。本文拟利用“中国老年健康影响因素跟踪调查”(Chinese Longitudinal Healthy Longevity Survey，以下简称“CLHLS”)数据研究新农保参保的实施效果，重点回答以下问题：
(1)新农保是否显著改善了农村老年人的经济福利，并降低了其对子女代际支持的依赖程度?
(2)新农保是否显著影响子女给予老人代际经济支持的可能性以及经济支持金额?是否存在“挤出效应”?
(3)谁从新农保政策的实施中受益更多：老人还是其成年子女?
三、数据及描述性统计
1.样本选择
本文所使用的数据来自CLHLS数据的2008年及2011年两期跟踪调查，涵盖了全国23个省份的大约一半的县(市、区)的年龄范围为65—110岁的老年人群，2008年及2011年均存活并参与跟踪调查的老年样本共8，418人，具有广泛的地域代表性及大样本性质。
按照规定，新农保的参保对象为年满16周岁、非在校学生、未参加城镇职工基本养老保险的农村居民，在户籍地自愿参加。对于进入城市工作生活的仍具有农村户籍的务工人员来说，如果他们在就业所在地参加了城镇职工基本养老保险并且享受城保待遇，就不再回户籍地参加新农保。因而在确定新农保适用对象时，不能简单地以居住地或户籍类别为划分标准。在本文中，如果被访样本有资格享受离退休待遇，或者参加了城镇职工医疗保险或城镇居民医疗养老保险，则认为该样本不属于新农保的参保对象②，将这些样本剔除后，2008年及2011年两期均被访的适用于新农保的样本共6，234人。
早在2009年7月新农保试点正式启动前，我国已有不少地区(例如苏州、无锡、杭州等地)在总结老农保实施的经验教训基础上开展了新农保试点，同样采取的是个人缴费、集体补助、政府补贴相结合的方式。据人社部公布的《2008年全国社会保险情况》显示，截至2008年底，全国已经有464个县开展了由地方财政支持的新型农村养老保险试点，参保农民达到1，168万人。③在本文考察的样本中，有250位样本在2008年调研之前就已在这些先行试点地区参保，由于观察不到其参保前的信息，无法跟踪参保前后的动态变化，故将这些样本去除。
在CLHLS样本涉及的633个县区中，2008年到2011年两期调查期间参与新农保试点的县区共250个，未参保县区383个(详见附录1)。由于新农保试点县的选择不一定是随机的，与各地的经济发展水平、社会保障体系完善程度及地方政府财政状况等因素有关，试点县的非参保组样本与非试点县样本之间可能存在系统性差异。为了尽可能排除由于这种地区差异而导致的样本选择性偏误，本文将未试点县的2，651位样本从控制组中去除，仅考虑将试点县区的参保样本与非参保样本进行比较分析。
经过以上调整后，本文使用的CLHLS数据中有效样本共3，333人，分布在22个省份的250个试点县(市、区)④，其中65—79岁男性623人，女性639人；80—89岁男性465人，女性576人；90岁及以上男性270人，女性760人。2008年调查时所有样本均未参保，到2011年调查时点，有931人已参加新农保(处理组)，另外2，402人未参保(控制组)。在参保样本中，参保时间长度不足半年的样本有143人，至少半年但不足一年的样本305人，参保时间在一年或以上的样本有483人。
2.变量定义
本文的被解释变量分为三类：第一类是反映老人经济福利的指标，包括“目前主要生活来源是否依赖子女提供”、“目前所有生活来源是否够用”以及“肉、鱼、蛋等高蛋白食物消费频率”；第二类指标是过去12个月内被访老人是否获得了儿子、女儿提供的代际经济支持，采用虚拟变量形式；第三类指标是过去12个月内被访老人获得的代际经济支持金额，采用绝对值或对数值形式。
本文考察的主要自变量为“被访老人是否参加新农保”，在分析养老金对于代际支持金额的边际影响时，主要自变量为“每月养老金待遇值”及“过去一年实际领取的养老金数量”。参照前人的研究成果，本文选择的控制变量包括：年龄、性别、婚姻状态、受教育程度、目前存活子女数、是否与子女同住、过去一年家庭年收入(扣除了参保者及配偶领取的养老金)、居住地域(居住在东部省份还是中西部省份⑤)以及自评健康状况。其中，“家庭年收入”是指被访家庭(包括配偶以及与老人同住的子女在内)在过去一年内的收入之和。按规定，年满60岁的新农保参保者不需缴纳保费，可直接领取养老金，从而参保后包含在家庭年收入中的养老金是新农保参保的结果，需将其从家庭年收入中扣除，否则可能会高估或低估新农保的政策效果。新农保参保实行“捆绑式”原则，即被访老人参保时，配偶及子女必须一同参保，如果被访老人有配偶并且双方均超过60岁，则需将参保者及配偶双方领取的养老金从家庭年收入中扣除后再进行回归分析。
3.描述性统计
表1列出了试点县的参保组与控制组的描述性统计结果。由表1可见，在2008年加入新农保之前，参保组老人过去一年得到子女经济支持的比例为95％，比控制组老人高出3.5个百分点；获得子女代际支持的平均金额为1941.7元(仅考虑代际支持金额大于0的样本)，比控制组老人低10％，这些差异在统计上均显著。在经济独立性方面，两组样本无显著差异。
与2008年相比，2011年参保组与控制组老人在过去一年获得子女代际支持的金额分别增加了206.1元、377.4元，增长幅度分别为11.2％、19.1％；如果仅考虑代际支持金额大于零的样本，则2011年两组样本的代际支持金额分别增加421.2元、643.6元，增长幅度分别为21.7％、29.7％。可见参保组老人在参保后获得的子女代际支持金额增长速度显著低于未参保老人，平均而言，子女倾向于给未参保老人提供更多的经济支持。
新农保的参保以自愿为原则，并非强制性，近两年国内众多学者的研究显示，新农保参保行为受到年龄、子女数量、家庭收入及政策了解信任程度等因素的影响。从表1的描述性统计结果也能发现这一点，在参加新农保之前的2008年调查时点，参保组样本的平均年龄为81.3岁，比控制组老人小2.5岁；家庭年收入均值为10，864元，比控制组老人低15％，居住在东部省份的比例为45.5％，比控制组低8.3个百分点，这些差异均在统计上显著。由此可见，参保老人更可能为年龄相对较小、有配偶、家庭经济状况较差、居住在中西部地区的老人，参保行为可能具有内生性。
被访老人均已超过60岁，参保后可直接按月领取养老金，由于其不需缴费，个人账户无积累，所领取的养老金均为国家及地方政府发放的基础养老金，养老金待遇水平与个人层面因素无直接关联。表1显示，2011年参保组老人享受的养老金待遇平均为98.9元/月，在过去一年中实际领到的养老金均值为940.9元。
月养老金待遇的分布情况详见表2，在931位参保样本中，仅领取最低标准的基础养老金55元/月的老人有411位(包括12位基础养老金为50元/月的老人在内)，占44.2％；绝大部分老人的月养老金在100元以下，超过100元的仅131位，占14.1％。由此可见，新农保目前还属于“广覆盖，保基础”的阶段。从地域分布来看，东部省份参保老人养老金平均发放金额为121.7元/月，显著高于中西部省份参保老人(79.8元/月)。
四、模型设定
在分析新农保对于参保老人福利的影响效应时，需要考虑到参保行为的内生性问题，直接进行OLS或Logistic回归的结果可能是有偏并且不一致的，为了控制住这种内生性，我们拟使用面板模型以及倾向分值匹配基础上的差差分方法(PSMDD)进行分析。
1.面板模型(包括固定效应面板及Tobit面板)
面板模型可以在一定程度上控制不随时间变化的遗漏变量问题。当被解释变量为虚拟变量时(例如经济独立性及代际支持可能性)，我们使用Logit固定效应面板模型(Fixed-effect estimation，FE)，模型设定如下：
当被解释变量为“代际支持金额”时，由于相当一部分子女提供的代际支持金额为零(例如，2011年未获子女经济支持的老人占全部样本老人的比例为15.3％)，被解释变量在零点出现积聚及“左截取”(left censored)的现象，拟使用Tobit面板模型，模型设定为：
2.倾向分值匹配基础上的差差分方法(propensity score matching with difference-in-differences estimation，PSMDD)
为了进一步减少估计偏误，控制样本参保行为的选择性，我们还将采用倾向分值匹配基础上的差差分方法(PSMDD)进行估计。倾向得分匹配方法(PSM)为每个参保组个体在控制组中寻找倾向得分(Propensity Score，即利用Logistic或Probit模型估计的个体参加新农保的概率拟合值)相似的可比对象进行配对分析，从而去除参保行为的非随机性所带来的选择性偏误和混杂偏误(Roseenbaum et al.，1983)，得到一种接近自然实验的效果。本文在使用PSMDD方法时，落在“共同区间”的样本量为2，630人(其中参保样本877人)，将落在共同区间之外不能匹配的703个参照组及控制组样本剔除。在共同区间内，我们采用常见的最近邻域匹配方法(nearest neighbors matching)进行匹配，然后对每个处置点的处置效应进行加权平均，得到政策平均处置效应(ATT，average treatment effect on the treated)。
PSM方法主要考虑了基于可观测因素的样本选择性偏误，如果样本参保行为的选择性偏误还来自于不可观测的因素时，只要这些因素在参保前后的短时间内不发生改变，我们就可再进行差差分估计(difference-in-differences estimation)来予以排除(Lei & Lin，2009)。具体而言，在倾向分值匹配的基础上，将每一参保样本在2008年(参保前)到2011年(参保后)的被解释变量的取值变化与在同一处置点相匹配的控制组样本在2008年到2011年的取值变化再进行差分比较，即可同时排除基于可观测因素及不可观测因素的样本选择性偏误，得到“干净”的政策处置平均效应(ATT)。
五、实证结果
表3为针对新农保参保政策效果的回归分析结果。被解释变量分为“老年福利状况”、“子女提供代际经济支持的可能性”及“代际支持金额”三类共九个变量。由于篇幅的限制，表3仅列出了我们考察的主要自变量“被访老人是否参加新农保”的回归系数及显著性水平，未列出回归系数的控制变量包括：年龄、性别、是否有偶、受教育程度、目前存活子女数、是否与子女同住、过去一年家庭年收入(扣除实际领取的养老金)、居住地域、自评健康、调查年份等。
为了观察新农保参保的政策效果是否具有时滞性，我们首先针对全部的参保组样本与控制组样本采用面板模型及PSMDD方法进行回归分析，接着将参保时间不足6个月的参保组样本剔除进行回归，考察参保时间达半年以上时的政策效果，然后我们将参保时间不足12个月的参保组样本剔除，观察参保时间超过一年时的影响效应。
表3的回归结果(模型Ⅳ-Ⅵ)显示，新农保参保对“子女提供经济支持可能性”的回归系数为负，但这种影响具有时滞性，需在老人参保时间达一年以上时，这种影响效应在统计上才变得显著。分性别回归可发现，参保行为主要是降低了儿子提供代际经济支持的可能性，对“女儿提供经济支持可能性”虽然也有负向影响，但即使剔除掉参保时间在12个月以内的参保样本，回归系数在统计上仍然不显著。这说明，当老人参加新农保时间达一年以上时，儿子对于老人提供经济支持的概率下降，而女儿并不会因为老年父母参保而显著降低对父母提供经济支持的概率。
模型Ⅶ-Ⅸ的回归结果表明，老人参加新农保后子女提供的代际支持金额会显著减少。当不考虑参保时间长度时，老人参保后子女合计提供的代际支持将减少336.5—387.6元/年；如果将参保时间不足12个月的参保老人样本剔除，仅考虑参保一年以上时间的样本，则这一降幅将扩大至493.9—587.0元/年。⑥分子女性别来看，与未参保老人相比，当老人参保时间达一年或以上时，其儿子、女儿提供的代际支持金额将分别下降286.9—397.4元、160.9—241.0元，以表1列示的代际支持金额均值(仅考虑支持金额大于零的样本)为基准换算，参保后儿子、女儿及子女合计的代际支持金额分别减少19.9％—27.6％、15.4％—23.0％、20.9％—24.8％，且在统计意义上显著。
在老年福利的变化方面，模型Ⅰ和Ⅱ中主要自变量“参保行为”的回归系数均为负，但在统计上均不显著，说明新农保参保并未显著降低老人在主要生活来源方面对子女的依赖性程度，且参保老人“所有生活来源是否够用”的可能性并未增强，反而略有下降。模型Ⅲ考察了参保对实物形式的老年福利状况的影响效应，即老人在肉类、鱼类和蛋类等高蛋白食物消费频率方面的变化情况，回归结果表明，与未参保组老人相比，老人参保后在高蛋白食物方面的消费频率未增反降，虽然这种负向影响在统计上不够显著。
在表3中，运用面板回归和PSMDD方法得到的结论基本一致，回归系数值也较为接近。但在影响效应的具体大小方面，PSMDD方法的结果更为可靠，因为PSMDD方法对倾向分值相同的参保组样本与控制组样本进行配对比较，控制住了基于可观测因素的参保行为的选择性偏误，配对后样本的参保行为可视为样本的随机行为，起到和工具变量法相同的作用；而在PSM基础上进行差差分(DID)分析则能控制住基于不随时间变化的不可观测的异质性问题(差差分方法实际上也是固定效应面板回归的一种)。我们将主要以PSMDD方法所得到的参保行为的影响效应为主进行讨论。
在使用PSMDD法时，最近邻匹配方法的匹配结果显示Logit回归结果拟合较好(LRchi2=51.23，P=0.000)，进一步对匹配前后主要变量误差消减结果进行比较(详见附录2)，发现处理组与控制组的个体特征差异得以消除，匹配质量较好，PSMDD所得到的政策处置效应值可信。
为了进一步分析新农保养老金领取对于子女代际支持金额的边际影响，针对参保组样本(剔除了控制组样本)，我们分别以“每月领取养老金待遇对数值”和“过去一年实际领取养老金对数值”为主要自变量，考察其对因变量“子女提供经济支持金额对数值”的影响，回归系数代表边际弹性，结果详见表4。其中，样本Ⅰ包括全部参保样本，样本Ⅱ在样本Ⅰ的基础上剔除了2011年调查时参保时间不足6个月的样本，样本Ⅲ剔除了参保时间不足12个月的样本。
表4的回归结果显示，在控制住家庭年收入、年龄、受教育程度、居住地域、健康状况等因素后，参保老人领取的养老金数额越高时，其子女给予的代际支持金额越低。对于参保时间长度超过0个月、6个月和12个月的样本来说，其享受的月度养老金待遇每增加1％时，子女给予的年度代际支持金额分别将下降0.24％、0.40％、0.39％；而其过去一年实际领取的养老金数额每增加1％时，子女在过去一年给予的代际支持金额分别将下降0.20％、0.37％、0.38％。由此可见，当剔除掉参保时间不足6个月的参保组样本后，新农保对于家庭代际支持的边际影响会显著增强，而对参保时间达6个月以上和12个月以上的两组样本相比较时，其边际影响系数很接近，这说明新农保养老金对于代际经济支持的边际影响效应具有一定的时滞性，其政策效果需要经过半年以上的时间才能基本显现出来。
根据回归得到的边际弹性系数值，我们可以进一步计算新农保养老金对于家庭代际支持金额的边际替代率水平。以参保组样本在2011年的养老金待遇均值98.9元/月、过去一年实际领取的养老金均值940.9元及子女给予的代际支持金额均值2048.7元(见表1的描述性统计)为基准换算可得，对于参保时间长度超过0个月、6个月及12个月并且养老金待遇处于平均水平的样本老人来说，当年度领取的养老金每增加一元时，同期的代际支持金额将分别减少0.435元、0.808元及0.836元。换言之，当老人参保时间达6个月以上或12个月以上时，家庭代际经济支持下降对于养老金的边际“挤出效应”分别高达80.8％及83.6％，老人参加新农保所增加的经济福利在很大程度上被子女代际支持力度的减弱所抵消，子女从新农保中所获得的收益较多。
(2)表中均为领取新农保养老金的参保组样本，剔除了从未参保的控制组样本。其中，样本1包括全部参保组样本，样本2在样本1的基础上剔除了2011年参保时间不足6个月的样本，样本3剔除了参保时间不足12个月的样本。
(3)因变量为“过去一年中子女提供经济支持金额对数值”，使用Tobit面板模型，表中系数表示“养老金领取金额”对“家庭代际支持金额”的边际弹性。
六、结论及讨论
本文利用CLHLS数据对新农保参保的政策效果进行了考察，通过回归分析发现，新农保参保对于老年福利状况的改善作用并不显著，与同处参保县的未参保老人相比，参保老人对子女的依赖程度并未有显著下降，在生活来源方面觉得完全够用的概率未见提升，反而有所下降。从实物形式的老年福利来看，老人在肉鱼蛋等高蛋白食物方面的消费频率也呈现不升反降的状况。究其原因，可能来自三方面。其一，新农保试点的基本原则之一是“保基本”，养老金待遇较低，基础养老金仅55元/月，并不能满足老人的基本生活需要(薛惠元，2012)，子女仍是农村老人生活来源的主要提供者。其二，参保后子女提供的代际经济支持金额相对下降，“挤出效应”在很大程度上减弱了新农保对于老人经济福利的改善效果。需要指出的是，这种下降并不表现为代际支持绝对金额的下降，而是相对下降，事实上子女提供给参保老人的代际支持金额仍在逐年增加(见表1)，只是增加幅度赶不上子女给予非参保老人代际支持金额的增长幅度。其三，较低的养老金保障水平以及较低增幅的子女代际支持力度，相对于持续上涨的物价和生活开支而言，老人参保后反而可能觉得福利状况有所下降了。
本文发现，老人参加新农保后，儿子给予老人代际经济支持的概率将下降，而女儿并不会因为老年父母参保而显著降低对父母提供经济支持的概率。这可以从儿子和女儿在家庭养老中承受的不同压力来解释。在传统的中国家庭中养老重任主要由儿子承担(例如，宋璐、李树茁，2010；陶涛，2011)，从本文表1的描述性统计也能看出这点，2011年老人得到儿子代际支持的比例为75％，平均金额为1076.5元；而得到女儿代际支持的比例为66％，平均金额仅为689.1元，仅相当于儿子提供金额的64％。儿子是养老压力的主要承受者，在给予老人代际支持时对于其是否领取养老金可能更为敏感，当老人享有养老金从而可减轻养老压力时，儿子给予代际支持的比例更可能减少。而女儿由于给予父母的代际经济支持力度相对较小，分担的养老压力小，在给予父母经济支持时可能对于其是否参保不太敏感。
我们还研究了新农保对于代际支持力度的影响，发现新农保会显著降低来自子女的代际支持金额。对于参保时间达一年以上的老人来说，新农保参保后子女在过去一年给予的代际经济支持金额平均下降了587.1元(PSMDD的结果)，老人在同期领取的年度养老金均值940.9元，这意味着代际经济支持金额的下降对于新农保养老金的整体“挤出效应”高达62.4％。换言之，每发放100元新农保养老金，只有37.6元实际用于增进老人的福利水平，另外62.4元的受益人是老人的子女，客观上减轻其养老负担。这一结果意味着老人的成年子女从老人参保中受益更多。当然，老人也有37.6％的经济受益，以及减少对子女依赖后的心理受益。
我们进一步分析了养老金对于家庭代际支持金额的边际弹性，发现对于参保半年以上且领取平均水平养老金待遇(98.9元/月)的老人来说，当其实际领取的养老金每增加1％时，同期的子女给予的代际经济支持金额将减少0.37％。经过换算可知，当领取的养老金每增加一元时，同期的家庭代际支持金额将减少0.808元，也就是说对于参保半年以上且领取平均水平养老金的农村老人来说，代际经济支持金额的减少对于养老金的边际“挤出效应”高达80.8％。
边际“挤出效应”高于整体“挤出效应”的原因可能在于养老金待遇分布的“偏峰性”。由表2可知，参保组老人养老金待遇的中位值为60元/月，而其均值为98.9元/月，部分发达地区所发放的新农保养老金远高于55元/月的国家基础养老金水平，将养老金的均值水平拉高了。如果边际“挤出效应”随着养老金待遇的增加而上升，即针对养老金待遇很低的老人来说代际支持金额对于其养老金数额的变化不敏感，而针对享受高养老金待遇的老人来说代际支持金额对于养老金数额变化敏感时，就会由于养老金待遇的非正态分布而出现均值处的边际“挤出效应”高于整体“挤出效应”的情形。
那么，当农村老人领取养老金之后，为什么子女给予老人代际经济支持的力度会下降呢?本文认为可以从代际支持的动机来予以解释。学者们通常将中国家庭代际支持的动机归因于中国社会的传统观念“孝道”，即成年子女有义务给老年父母提供养老保障支持，这种支持是“利他主义”的(Cong & Silverstein，2008)，子女给予老年父母经济支持的力度主要是基于父母的实际需要，当父母收入越低或身体健康越差时因而更需要钱时，子女所给予的经济支持金额越高(Lee & Xiao，1998)。从而当老人参加新农保并领取养老金之后，子女认为老人的收入状况和福利水平提高了，相应减少了代际经济支持力度。
本文主要使用了面板回归及PSMDD方法进行分析，虽然这两种方法可控制住不随时间变化的不可观测异质性，但仍然难以控制住随时间变化的不可观测异质性偏误。例如，按规定，老人参保的同时，子女必须一同参保，而子女不愿意缴费的和子女愿意缴费的农户很可能在对收入增长的预期以及给父母的预期转移上有随时间变化的不同，这种异质性偏误难以通过调研数据加以控制。为了减弱这一偏误，本文在回归中将“家庭年收入值”做为控制变量，由于收入是综合性指标，其他随时间变化的不可观测的个体异质性通常会对家庭年收入产生影响，在控制住年收入后这一偏误将大为降低。
本文的研究结论具有重要的现实意义，由于新农保与家庭代际支持呈现“此消彼涨”的联系，学者们在研究新农保对于农村老年人群福利改善的政策效果时，不能孤立地从新农保养老金与生活成本的角度测算农村老人的收入提高了多少以及“老有所养”社会保障目标的实现程度，还必须考虑到新农保对家庭代际支持或其他生活来源(例如老年再就业)的“挤出效应”，否则可能会高估新农保对于老人福利的改善效果，并忽视老人子女从新农保中的受益情况。
JEL Classification:H55,J14,J18
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