替代或互补：群体分异视角下新农保与农村家庭养老的互动机制，本文主要内容关键词为：互动论文,视角论文,群体论文,机制论文,农村论文，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。
社会保障福利分析研究专题 中图分类号：C913.7 文献标识码：A 文章编号：1672-6162(2016)01-0117-11 1 问题的提出 在中国传统社会中，家庭是最主要的养老单位。费孝通所言的“反馈模式”[1]是对中国农村家庭养老的经典阐述，即亲代抚养年幼的子代，子代成家后赡养年老的亲代。我国农村以儿子为养老核心和以自我储蓄应对风险的家庭养老机制，即“养儿防老，积谷防饥”长期以来良性运行。在没有儿子的家庭中，老人通过将财产捐献给宗族依靠宗族养老，宗族亦是具有内敛性质的扩大了的家庭组织[2]，因而依靠宗族养老亦是家庭养老的一种特殊形式。 1986年我国在部分发达地区尝试推行农村社会养老保险(简称“老农保”)的探索，“老农保”是我国农村最早的一次社会养老尝试，但由于效果甚微，于1999年被国务院叫停，意味着老农保的探索以失败告终。伴随我国老龄化速度加快及农村年轻劳动力流向城市，农村人口老龄化问题较之城市更为严重。为应对农村日益严重的养老问题，2009年国务院发布《关于新型农村社会养老保险试点的指导意见》，并决定于2009年9月在全国开展新型农村社会养老保险(简称“新农保”)试点，截至2012年8月31日，全国县级行政区全部启动新农保试点，在2012年底实现新农保全国范围全覆盖。与老农保相比，新农保推行顺利，覆盖面广，两者最大的区别是新农保明确了政府在农民养老方面的责任，不仅从政策层面给予支持，同时在财政方面给予资助，表明以政府主导的农村社会养老开始嵌入到农村家庭养老之中。 以新农保为代表的农村社会养老的全面推行会对农村养老格局产生何种影响?这是本文试图解答的问题。参照新农保参保条件和待遇领取条件，本文将农民群体分为两类进行研究：一类为60岁及以上的农村居民，他们为应受益群体，即不用缴费即可每月领取基础养老金，我们同时将其界定为被赡养群体；另一类为18岁至59岁的农村居民，他们是适龄参保群体，即需要缴费到60岁才能享受养老待遇，我们将其界定为赡养群体。针对应受益群体，本文试图探讨当他们享受新农保基础养老金待遇后，其子女为其提供的家庭养老资源是否会减少，形成社会养老对家庭养老的替代机制?而针对适龄参保群体，参与新农保会同时受到零和博弈机制和资源约束机制的作用，在双重作用下，哪种机制对家庭养老的影响更大? 2 文献回顾 有关中国农村家庭养老的研究中，学者们对家庭养老的功能基本达成了共识，即经济供给、生活照料与精神慰藉，部分学者认为居住安排也是家庭养老必不可少的功能[3，4]。在中国传统父权制社会中，儿子是家庭财产的唯一继承人，同时也承担着父母养老的全部责任，是父母养老的唯一责任主体[5，6]。随着代际重心的下移和孝道文化的衰落，农村家庭养老出现危机，农村老年人的境遇令人担忧[7-9]。与此同时，女性地位提高和自主意识增强，她们更强调自己作为女儿的角色，参与到自己父母养老过程中并发挥重要作用，女儿养老作为儿子养老缺位时的一种策略性方式，与儿子养老共同构成农村家庭养老的主要形式[10，11]。然而，随着计划生育政策的推行，家庭子女数大幅下降，农村家庭养老功能的弱化难以应对日益严峻的人口老龄化的挑战。 为应对严峻的人口老龄化形势，国家推出了以新农保为核心内容的农村社会养老政策。新农保从2009年实施以来受到了学者们的广泛关注。农民普遍了解新农保政策并积极参与[12]，但新农保制度在不同区域内发展不平衡[13]，绝大多数参保者选择最低缴费档次影响了新农保制度的保障能力[14，15]，且新农保的“捆绑政策”有违农民的意愿[16]。影响农村居民参与新农保的因素主要为年龄、子女数、家庭经济状况以及对新农保政策的了解程度等因素[17-19]。有关新农保制度的实施效果，王翠琴、薛惠元认为新农保的现行政策对贫困群体和选择高缴费档次的群体补贴力度更大[20]。薛惠元通过测算得出新农保政策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[21]。 学者们在分别关注农村家庭养老和社会养老的同时，也试图探讨农村社会养老与家庭养老的相互关系。社会养老的推行会在一定程度上替代家庭养老，即父母领取社会养老金的同时，其获得的私人转移支付会相应减少[22，23]，在墨西哥，社会养老对家庭养老有明显的替代效应[24]，然而并非所有国家都会出现这一替代效应，在德国、美国、日本、英国和加拿大五国的研究中替代效应并未被证实[25]，这与国家社会养老制度的发展状况密切相关，社会养老制度强大的国家对家庭养老制度的依赖程度会降低[26]。具体到我国新农保制度对农村社会养老的影响，张川川等发现获得新农保养老金收入的农村老年人，其获得私人转移支付的概率明显下降，但是对于已经获得转移支付的老年人，新农保养老金收入对他们获得转移支付的数额并没有显著影响，说明新农保的替代效应有限[27]。陈华帅等研究发现新农保在增进老年人福利的同时，对家庭代际支持有显著的“挤出效应”[28]。程令国等认为子女对老人的代际支持因老人领取养老金而增加还是减少不能简单地一概而论，根据老人的身体状况、收入情况而异，同时新农保通过影响老年人的居住安排间接影响老年照料，最终影响农村居民的养老模式[29]。范辰辰等认为在新农保覆盖初期和政策深入时期，新农保制度对代际转移分别产生挤入效应和挤出效应[30]。 总体来说，现有的对我国农村社会养老保险与农村家庭养老关系的研究有两大特点，一是主要考察享受新农保政策实施前后父母获得子女代际经济支持的变化，然而伴随代际关系的社会化，代际关系不仅包括经济资源的交换，更具有以亲情和利他性为核心的情感性[31]。现有的研究在探讨农村社会养老与家庭养老关系时，缺乏对生活照料和精神慰藉两方面的探讨，仅对经济供给方面进行探讨缺乏全面性。二是以老年群体为研究对象，缺乏从子女即赡养人视角考察新农保对其家庭养老的影响，仅从老年群体——被赡养者角度研究有失偏颇。本文试图分别从被赡养者——父母和赡养者——子女双重视角探讨新农保对农村家庭养老的影响，并试图在养老内容上全面考察新农保对农村家庭养老的影响。 3 分析框架与研究假设 英国著名的经济学家卡尔·波兰尼首次将“嵌入”的概念引进到经济学中，他认为市场不具有自主性，而是嵌入到社会关系中，要密切关注与市场相关的社会问题，来有效地调节市场[32]。但波兰尼并没有对嵌入进行系统的解释，对嵌入性进行系统解释的是美国社会学家马克·格拉洛维特，他用社会网作为分析工具，说明了经济行为和社会结构的关系[33]。由此可见，嵌入是指两个具有异质性的事物，其中一事物进入另一事物并进行互动的状态与过程。具体到养老领域，社会养老和家庭养老是相对独立的两个事物，长期以来家庭养老作为一种原生养老状态运行良好，2009年新农保实施以来，以新农保为代表的社会养老开始嵌入到家庭养老的具体情境中，并对家庭养老产生深刻影响。在社会养老与家庭养老互动过程中，家庭养老模式又产生了何种变化呢? 家庭养老中的赡养群体，即社会养老中适龄参保群体，他们参与新农保需要缴纳养老保险费。在零和博弈机制的作用下，适龄参保群体参保投入的增加必然造成他们用于父母赡养投入的减少。即在当期收入一定的情况下，养老保险缴费会挤压参保者的当期可支配收入[34]，从而会减少参保者赡养父母的支出。零和博弈机制发挥作用的前提是参保的投入与赡养父母的投入在家庭总资源的存量中比重都较大。与此同时，资源约束机制也可能对适龄参保群体家庭赡养行为产生影响，即适龄参保群体在参保时面临资源约束，他必然在为父母提供养老资源时也面临资源约束；反之，适龄参保群体有足够的资源参保，那么也有丰富的资源赡养父母。由于零和博弈机制发挥作用的大小取决于参保投入占家庭总资源存量的比重，新农保的最低参保标准为100元/年，相对大多数普通农村家庭而言所占比重不大，但相对贫困的农村家庭而言，所占比重较大，因而，在大部分情况下资源约束机制的作用将超过零和博弈机制的作用，即适龄参保群体参加新农保缴纳养老保险费，其为自己父母提供的养老资源(经济支持、生活照料和精神慰藉)会增加。由此提出假设1： 假设1：参保者赡养行为假设。适龄参保群体中新农保参保者为自己父母提供养老资源的频度高于未参保者。 在农村养老实践中，农村居民通过年轻时抚养子女获取子女对其年老时的赡养，子女是父母养老的一种社会资本，在子代责任和义务弱化的背景下[35]，只有在孝道伦理仍旧获得道德上认可的社会结构和文化环境中，子女为父母提供养老资源才得以延续[36]。伴随孝道文化衰弱，农村老年人家庭境遇面临边缘化[37]，社会养老资源作为一种替代性资源为老年人提供养老供给，以新农保为代表的社会养老资源具有普适性，凡实施新农保制度的地区年满60周岁的农村居民均可每月领取基础养老金。享有新农保养老金的农村老年人，其对子女的养老经济需求会相对减弱。而在生活照料和精神慰藉方面，虽然享有新农保的老年人有固定养老金，可以雇佣人对其进行生活照料，也可以通过参与有偿社区活动获得精神慰藉，更有可能获得家庭以外提供的生活照料与精神慰藉，但一方面由于新农保养老金较少，难以满足雇佣照料劳动力的需求，另一方面，不同身体健康状况的老年人对生活照料的需求不同，再者中国传统家庭照料具有强大的路径依赖，有养老金的老年人也可以用部分收入向子女提供补偿，吸引子女为其提供照料服务[38]，在这种情况下，领取新农保养老金会带来家庭照料服务的增加，因而享有新农保养老金对家庭养老中的生活照料和精神慰藉的影响具有不确定性。由此提出假设2： 假设2：家庭养老替代假设。享受新农保养老金的农村老年人获得家庭经济支持的频度将会减少，但其从家庭中获得生活照料和精神慰藉的频度具有不确定性。 4 数据、变量与方法 4.1 数据来源 本研究的数据来源于华中农业大学课题组2012年8月至2013年8月间在江西省寻乌县、四川省宜宾市、湖北省随州市、浙江省温州市和山东省武城县五个地区开展的农村居民问卷调查。选取这五个地区进行调查主要是因为这五个地区新农保启动时间和经济发展水平的差异。从新农保的启动时间来看，浙江省温州市于2010年1月正式启动新农保，江西省寻乌县于2010年12月正式启动新农保，湖北省随州市于2011年7月启动，山东省武城县于2011年9月启动，四川省宜宾市于2012年7月全面启动。这5个县市在调查之时均已开展新农保试点工作，用这五个地区样本进行分析具有较好的代表性。 本次调查采用多阶段抽样的方式，根据经济发展水平从县(市)到乡镇再到村逐层抽样，每个县(市)抽取3～6个乡镇，每个乡镇抽取2～4个行政村，每个行政村抽取30个样本，调查共抽取22个乡镇的58个行政村。本次调查采用入户访谈的方式，调查质量较高，共发放问卷约1700份，回收有效问卷1600份，有效回收率约为94.1％。在有效样本中，江西省寻乌县有344份，四川省宜宾市有319份，湖北省随州市有295份，浙江省温州市有280份，山东省德州市有362份。对于调查数据，课题组使用SPSS17.0统计软件，综合运用频次分析法、相关分析法和Logistic回归分析法进行了统计分析。 4.2 样本特征 调查样本的基本特征如表1所示，从性别构成来看，男性样本的比例(60.4％)略高于女性样本的比例(39.6％)。在年龄构成方面，18至59岁的被访者占79.3％，60岁及以上的被访者占20.7％。从婚姻状况来看，有配偶的被访者占绝大多数(91.4％)。从受教育程度来看，81.4％的被访者是初中以下文化水平，仅有3.7％的被访者为大专及以上文化水平。从身体健康状况来看，身体健康状况较好的和一般的分别占54.2％和27.3％，身体健康状况较差的占18.5％。从家庭经济社会地位来看，处于中层的占比最高，为44.8％。被访者的平均子女数为2.24个，过去一年被访者个人年平均收入为16356.42元，家庭年平均收入为42991.78元。总体而言，样本具有较高的代表性。
4.3 变量描述 本研究根据新农保规定的待遇享受年龄将农村居民分为两类，一类为应受益群体，即60岁及以上的被访者，将其视为被赡养者；另一类为适龄参保群体，即18至59岁的被访者，将其视为赡养者。根据群体分异状况，本研究的因变量有两个：对于被赡养者而言，因变量是一个反映家庭为其提供养老资源的有序变量，如前文所述，家庭养老的主体是子女，根据农村家庭养老的惯习①，我们将家庭养老操作化为已成家子女(后文简称子女)为被访者提供的养老资源，养老资源供给主要体现在以下三个方面：经济支持(给父母钱)、生活照料(帮助父母料理家务)和精神慰藉(倾听父母的心事或想法)。对于赡养者而言，因变量是一个反映其为自己父母提供养老资源的有序变量，即作为赡养者的被访者为自己父母提供各种养老资源的频度。本研究调查了作为被赡养者的被访者在过去一年中，其子女为其提供的经济支持、生活照料和精神慰藉的频繁程度及作为赡养者的被访者在过去一年中给予自己父母经济支持、生活照料和精神慰藉的频繁程度，分别形成4个定序变量“从不”、“很少”、“有时”和“经常”，并分别赋值1～4分。分值越大，说明子女为父母提供的养老资源频度越高。 为了探讨新农保制度对农村家庭养老的影响，本研究根据因变量的不同分别设置了不同的自变量。针对被赡养者，他们为应受益群体，自变量设置为是否领到足额新农保养老金。这一自变量可以考察新农保养老金收入对子女养老资源代际转移的影响。针对赡养者，他们为适龄参保群体，自变量设置为是否参加了新型农村社会养老保险。可以考察新农保参保行为对参保者家庭养老行为的影响(如图1)。 本研究的控制变量主要为被访者的个人特征及家庭状况。根据赡养者和被赡养者特征的差异，针对赡养者的控制变量包括年龄、性别、婚姻状况、受教育程度、身体健康状况、个人年收入和家庭社会经济地位；针对被赡养者的控制变量包括年龄、性别、婚姻状况、身体健康状况、个人年收入、子女数和家庭社会经济地位。 4.4 理论模型 4.4.1 适龄参保群体的理论模型 根据前文理论分析，适龄参保群体即赡养群体，模型将适龄参保群体对自己父母的养老资源供给行为(经济支持、家务支持和精神支持)作为被解释变量
，k=1、2、3(“1”表示“经济支持”，“2”表示“生活照料”，“3”表示“精神慰藉”)，将可能影响适龄参保群体对自己父母的养老资源供给行为的8个变量设置为解释变量
，其中，n为解释变量的个数，n=8。分析模型如下：
上式用于预测新农保参保状况和适龄参保群体的个体特征及家庭状态对于其为自己父母提供养老资源的影响，“m”代表被解释变量的赋值(1～4分别代表“从不”、“很少”、“有时”、“经常”)。公式中，
为常数项；
是解释变量的回归系数，反映解释变量影响被解释变量的方向和程度。 4.4.2 应受益群体理论模型 根据前文理论分析，应受益群体即被赡养者，模型中将应受益群体的子女为其提供的养老资源行为(经济支持、家务支持和精神支持)作为被解释变量
，k=1、2、3(“1”表示“经济支持”，“2”表示“生活照料”，“3”表示“精神慰藉”)，将可能影响已成家子女对被赡养者的养老资源供给行为的8个变量设置为解释变量
，其中，n为解释变量的个数，n=8。分析模型如下：
上式用于预测应受益群体享受新农保养老金与否和应受益群体的个体特征及家庭状态对于其获取子女家庭养老资源的影响，“m”代表被解释变量的赋值(1～4分别代表“从不”、“很少”、“有时”、“经常”)。公式中，
为常数项；
是解释变量的回归系数，反映解释变量影响被解释变量的方向和程度。
图1 群体分异视角下社会养老与家庭养老的分析框架 5 研究结果分析 5.1 适龄参保群体新农保参保与家庭养老分析 5.1.1 适龄参保群体的新农保参保情况 本研究考察新农保参保情况仅针对适龄参保群体，即18～59岁人群。根据数据基本特征得知适龄参保群体共有1269人，其中有1243人回答了是否参加新农保这一问题，有69.3％的适龄参保群体已经参加了新农保，30.7％的适龄参保群体尚未参加新农保。新农保坚持政府引导和农民自愿参保相结合的原则，数据显示有大部分农民已经参与到新农保制度中。为了进一步了解不同地区新农保参保差异，我们对不同地区的新农保参保情况进行了列联表分析。分析结果(表2)显示，地区与是否参加新农保显著相关(p=0.000)，其中江西寻乌、山东德州和湖北随州的新农保参保率较高，浙江温州和四川宜宾的新农保参保率较低。浙江温州的新农保参保率较低，可能是因为在五个地区中浙江温州经济最发达，商业保险的发展也相对成熟，高投入高收益的商业保险对有经济能力的适龄参保群体更有吸引力，挤压了以低缴费低保障为特征的新农保制度的参与率。四川宜宾的新农保参与率较低，可能是因为我们选择的高县和兴文县是2012年刚启动的新农保试点，较其他调查地区新农保制度启动时间晚，因而参保率较低。地处中部的江西寻乌和湖北随州新农保参保率较高主要是因为这两个地区较早试点新农保，且农村居民的经济收入有限，难以承受高保费商业保险，因而更需要低缴费广福利的新农保。地处东部的山东德州新农保参保率较高，可能的解释是，山东是官本位社会，新农保主要是依靠基层力量的宣传来推广，调研中了解到山东德州的村干部与居民关系良好，新农保参与率高是农村居民支持村委工作的体现。 5.1.2 适龄参保群体家庭养老的描述性分析 我们将适龄参保群体视为赡养者，他们为自己父母提供养老资源的描述性分析(表3)如下，除去332个不适用样本(被访者的父母不健在)，共有937个样本进入描述性分析，其中分别有76.6％、82.2％和92.3％的样本为自己父母提供了经济支持、生活照料或精神慰藉。在过去一年里，分别有58.9％、60.6％和73.4％的样本为自己父母提供经济支持、生活照料或精神慰藉的频繁程度集中在“经常”或“有时”，表明大部分作为赡养者的农村居民为自己父母提供了一定的养老资源。 5.1.3 适龄参保群体新农保参保行为对家庭养老资源供给行为的Logistic回归分析 基于本文的假设1，笔者建立了适龄参保群体(即赡养者)的新农保参保行为对其为自己父母提供养老资源的有序Logistic回归模型，并用SPSS17.0统计软件对其结果进行了估计，结果见表4。由于预测模型中因变量赡养者对自己父母养老资源供给为从“完全没有”(1)到“经常”(4)的升序排列，因而回归系数越大，则表明赡养者越有可能经常为自己父母提供各种养老资源，回归系数越小，表明赡养者越不经常为自己父母提供各种养老资源。 表4列出控制参保者个人和家庭特征后，新农保参保行为对参保者为自己父母提供养老资源影响的估计值。模型I、II、III分别反映了新农保参保行为对参保者为自己父母提供经济支持、生活照料和精神慰藉的影响。模型检验结果显示，3个模型的-2Log likelihood(Final)均在1％的统计水平上显著，表明模型具有统计学意义；伪判定系数R[2]均大于0.1，表明模型的解释力较为理想。综合来看，3个模型的统计估计值基本稳定，具有较好的解释力。 从适龄参保群体的参保行为对其为自己父母提供养老资源的影响效应来看，参保群体的参保行为对其为自己父母提供经济支持、生活照料有显著影响。其中，参与新农保的群体比未参与新农保的群体为自己父母提供经济支持和生活照料的频度更高。在模型I中已参保群体为自己父母提供经济支持的频度是未参保群体的1.52倍(
=1.52)，这说明，当适龄参保群体的个人特征和家庭特征的影响被控制后，他们是否参保在一定程度上影响他们为自己父母提供经济支持，且已参保群体比未参保群体为自己父母提供经济支持的频度更高。可能的解释是，在零和博弈机制和资源约束机制共同发生作用时，资源约束机制发挥的作用大于零和博弈机制，即当适龄参保群体有经济资源参保时，他们也同样有经济资源可以提供给自己父母养老，而由于绝大多数参保者选择最低参保标准[15]，这部分参保费用在参保者家庭总资源存量中所占比例较小，因而零和博弈机制作用的发挥受限。在模型II中，已参保群体为自己父母提供生活照料的频度是未参保群体的1.57倍(
=1.57)。可能的解释是，新农保政策的实施采取“捆绑政策”(即子女参保，其超过60岁的父母才能领取基础养老金)，这一因素促使很多适龄参保者参保，相比而言，参保者比未参保者更加关心父母的切身利益，因而，参保者也更可能身体力行为自己父母提供生活照料。从模型III来看，适龄参保群体是否参与新农保对其为自己父母提供精神慰藉的影响并不显著。参保者为自己父母提供精神慰藉的频度仅为未参保者的1.09倍(
=1.09)。由此，假设1得到部分证实。
在控制变量方面，适龄参保群体的性别、年龄、婚姻状况、受教育程度、个人年收入和家庭经济社会地位对其为自己父母提供经济支持有显著影响。其中，女性为自己父母提供经济支持的频度是男性的78.35％(
=0.7835)。虽然女性经济地位提高，但与男性相比仍处于弱势地位，女儿为自己父母提供经济支持的频度不及儿子。适龄参保群体的年龄每增加一岁，其为父母提供经济支持的频度增加1％(
=1.01)。随着适龄参保群体年龄的增长，其父母年龄也增长，更需要适龄参保群体提供经济资源。有配偶的适龄参保者为父母提供经济支持的频度是无配偶参保群体的55.38％(
=0.5538)。有配偶的适龄参保者为父母提供经济支持是一种家庭决策，会受到配偶观点的影响，因为提供经济支持的频度比无配偶的适龄参保者更低。参保者受教育程度越高，他们就越经常为自己父母提供经济支持，大专及以上文化水平的参保者为自己父母提供经济支持的频度是小学及以下文化水平参保者的3.13倍(
=3.13)。受教育程度与收入水平呈正相关，受教育程度越高，可支配收入也越高，更有能力为自己父母提供经济支持。适龄参保群体个人收入每增加1％，其为父母提供经济支持的频度增加12％(
=1.12)。家庭经济社会地位越高，适龄参保者为自己父母提供经济支持的频度越高。与家庭经济地位为下层的适龄参保者相比，家庭经济社会地位为上层的适龄参保者为自己父母提供经济支持的频度是前者的4.76倍(
=4.76)。家庭经济社会地位为中上层、中层和中下层的适龄参保者为自己父母提供经济支持的频度分别为家庭经济社会地位为下层的适龄参保者的1.68倍
。适龄参保者为自己父母提供经济支持是在家庭内部进行资源分配，家庭经济社会地位高的参保者拥有更多的资源，因而也更有可能为自己父母提供经济支持。 模型II显示，适龄参保群体的性别、年龄、受教育程度与个人收入对他们为自己父母提供生活照料有显著影响。女性适龄参保者为父母提供生活照料的频度是男性适龄参保者的68.94％(
=0.6894)，主要是因为在传统家庭养老中，由儿子和媳妇照料父母的生活起居，女儿为自己父母提供生活照料的比例较低，而是为公婆提供生活照料。适龄参保群体年龄每增加1岁，其为父母提供生活照料的频度下降4.69％(
=0.9531)，因为随着适龄参保群体年龄的增长，一方面其自身身体状况不如年轻时候，另一方面其有孙辈需要照料的可能性增加，难以为父母提供生活照料。适龄参保群体的受教育程度越高，其为自己父母提供生活照料的频度也越高。初中受教育程度的适龄参保者为自己父母提供生活照料的频度是小学及以下受教育程度适龄参保者的1.39倍(
=1.39)。可能的解释是通过教育习得的孝道文化促进适龄参保者在生活中身体力行照顾父母。适龄参保者的个人年收入与其为自己父母提供生活照料呈显著负相关关系，适龄参保者的个人年收入每增加1％，其为父母提供生活照料的频度减少17.55％(
=0.8245)。可能的解释是，收入越高，其工作所占时间较多，家庭生活时间被挤压，加之生活照料具有可替代性，随着社会养老的发展，越来越多的社会机构为老人提供生活照料。模型III显示，适龄参保群体的性别、受教育程度、个人年收入和家庭经济社会地位对他们为自己父母提供精神慰藉有显著影响。其中，女性为自己父母提供精神慰藉的频度为男性的1.28倍(
=1.28)，与男性相比，女性更具亲和力，更加细心，“女儿是父母的贴心小棉袄”是对女性在父母养老中优势的经典阐述。参保者受教育程度越高，其为自己父母提供精神慰藉的频度越高。适龄参保者的个人年收入越高，其为自己父母提供精神慰藉的频度也越高。家庭经济社会地位为中层的适龄参保者为自己父母提供精神慰藉的频度是家庭经济社会地位为下层的1.48倍(
=1.48)。主要是因为家庭经济社会地位为中层的适龄参保者有稳定的收入和被社会认可的地位，也能抽出时间陪伴父母，反而家庭经济社会地位为上层的适龄参保者因为忙于公共领域事务，陪伴父母的频度下降，仅为家庭经济社会地位为下层的适龄参保者的85.73％(
=0.8573)。 5.2 应受益群体新农保受益情况与家庭养老分析 5.2.1 应受益群体的新农保受益情况 本研究中年龄在60岁及以上的农村居民有331人，根据新农保相关政策，他们可以直接领取新农保基础养老金，即应受益群体，如前文所述，我们也将这一群体界定为家庭养老中的被赡养群体。数据(表5)显示，除去系统缺失的42个样本(即有42人没有回答这一问题)，已经领取新农保待遇的被赡养者有221人，占73.0％，没有领取新农保待遇的被赡养者有78人，占27.0％。分析结果显示，地区与是否领取新农保养老金显著相关(P=0.000)，其中浙江温州、山东德州、江西寻乌和湖北随州已领取新农保养老金的被赡养群体比例较高，都超过了八成，与这四个地区较早启动新农保试点密切相关。而四川宜宾仅有23.5％的被赡养者领取了新农保养老金，主要是因为该地区新农保试点较晚。五个地区新农保受益情况与新农保参保情况基本吻合，唯有浙江温州参保率低，受益率高，因为该地区已被新农保制度覆盖，凡60岁以上老年人均可享有基础养老金，参与率低则因为新农保低缴费低保障的吸引力不够。 5.2.2 应受益群体家庭养老的描述性分析 针对应受益群体，我们视其为被赡养者，考察在过去一年中，其子女为其提供养老资源的频度。除去15个不适用样本(被访者没有子女)，有316个样本进入了描述性分析，如表6所示，分别有69.6％、65.8％和92.1％的样本为自己父母提供经济支持、生活照料或精神慰藉，表明大多数被赡养者的子女为其父母提供了养老资源，其中提供精神慰藉的比例最高，提供经济支持的次之，提供生活照料的比例最低。
5.2.3 应受益群体新农保受益与否对其子女为其提供养老资源的Logistic回归分析 基于本文的假设2，笔者建立了应受益群体(即被赡养者)是否受益对其子女为其提供养老资源的有序Logistic回归模型，并用SPSS17.0统计软件对其结果进行了估计，结果见表7。由于预测模型中因变量被赡养者的成家子女为其提供养老资源为从“完全没有”(1)到“经常”(4)的升序排列，因而回归系数越大，则表明被赡养者越有可能经常得到其已成家子女的养老资源，回归系数越小，表明被赡养者的已成家子女越不经常为其提供各种养老资源。 表7列出了控制应受益者个人和家庭特征后，新农保应受益者是否受益对其子女为其提供经济支持影响的估计值。由于新农保应受益者是否受益对其子女为其提供生活照料和精神慰藉影响的模型均不显著，故仅列出新农保应受益者是否受益对其子女为其提供经济支持的影响模型。模型检验结果显示，该模型的-2Log likelihood(Final)在5％的统计水平上显著，表明模型具有统计学意义；伪判定系数
大于0.1，表明模型的解释力较为理想。 从应受益群体(被赡养者)是否享受新农保养老金对其获取家庭养老资源的影响效应来看，应受益群体是否受益在5％水平上对其子女为其提供经济支持有显著影响，表明新农保政策作为农村社会养老政策的代表对农村家庭养老具有一定的替代效应。已受益的被赡养者，其子女为其提供经济支持的频度仅为未受益被赡养者的56.44％(
=0.5644)。这说明当被赡养者领取新农保基础养老金后，其子女对其经济支持会相应减少，即已受益的农保养老金的应受益群体获得子女经济支持的可能性比未享受新农保养老金的应受益群体降低了43.56％。可能的解释是，老年人维持生活需要的花费是一定的，当新农保尚未实施时，农村家庭养老遵循“养儿防老”的逻辑，由子女提供老人的生活所需。新农保实施以来，部分老人享受了新农保养老金，子女基于有限理性的逻辑，为自己父母提供的经济支持部分相应减少。该结果证实了新农保政策对代际经济支持的挤出效应。新农保作为农村社会保险的代表，嵌入到农村家庭养老中，并对农村家庭养老具有一定的替代作用，假设2得到了部分证实。
在控制变量方面，应受益群体的个人年收入和家庭经济社会地位对其子女为其提供经济支持有显著影响。其中，应受益群体的个人年收入对其子女为其提供经济支持有显著的负向影响，应受益者的个人年收入每增加1％，其子女为其提供经济支持的频度下降33.44％(
=0.6656)。当老人有一定收入时，子女为其提供经济支持的频度下降，说明子女对老人的经济支持遵循“补差”原则，按照老人基本生活需求对应的金额，减去老人收入所得金额，构成子女为老人提供的经济支持。当老人的个人收入足以满足自身养老需求时，子女的经济支持也变成象征性的给予，甚至不予以经济支持。从被赡养者的家庭经济社会地位来看，家庭经济社会地位为上层的被赡养者，其已成家子女为其提供经济支持的频度仅为家庭经济社会地位为下层的老人的69.84％(
=0.6984)，而家庭经济社会地位为中上层、中层和中下层的被赡养者，其已成家子女为其提供经济支持的频度分别为家庭经济社会地位为下层被赡养者的3.13倍
。这说明家庭经济社会地位对代际经济支持的影响具有复杂性，一方面，老人家庭经济社会地位高，与家庭经济社会低的老人相比，其自身养老需求得以满足，不需要子女提供经济支持，子女经济支持相应减少。另一方面，家庭经济社会地位高的被赡养者，其子女提供经济支持的能力更强，因而子女提供经济支持的频度可能更高。 6 结论与讨论 本文基于对江西寻乌、四川宜宾、湖北随州、浙江温州和山东武城5县(市)22个乡镇58个行政村居民的抽样调查，运用群体分异视角考察新型农村养老保险制度嵌入到农村家庭养老具体情境中对农村家庭养老产生的影响。我们发现，不同地区新农保的参与情况和待遇享受情况存在显著差异，这与新农保政策推行状况密切相关。农村家庭养老的状况与传统社会相比，发生了变化，尽管多数子女为自己父母提供了养老资源，但没有为自己父母提供养老资源的子女的比例也不容忽视。从农村家庭养老的具体内容来看，子女为父母提供精神慰藉的比例最高，也说明子女在父母养老中精神慰藉的功能不容忽视。 从适龄参保群体角度来看，参保群体比未参保群体为自己父母提供的经济支持与生活照料频度更高，说明在零和博弈机制和资源约束机制的共同作用下，资源约束机制发挥更大作用。农村居民参与新农保并没有对家庭养老产生消极影响，反而促进了参保者将更多资源投入到家庭养老中，推动了家庭养老机制的发展。值得注意的是，新农保参保行为对参保者为自己父母提供精神慰藉没有显著影响，进一步说明家庭养老中精神慰藉具有不可替代性。主要是由于提供精神慰藉与参保者的经济状况并无直接联系，所以参保行为的影响微乎其微。从控制变量来看，参保者的年龄、性别、受教育程度、个人收入、家庭经济社会地位等对其为自己父母提供养老资源也有显著影响。 从应受益群体角度来看，是否享受新农保待遇对其代际经济支持有显著影响，享受新农保待遇的老年人，其子女的经济支持明显减少，表明作为社会养老代表的新农保制度对家庭养老产生了一定的挤出效应，在一定程度上替代了家庭养老。值得注意的是，是否享受新农保待遇对代际生活照料与精神慰藉没有显著影响，再次证实家庭养老的部分功能难以替代。从控制变量来看，应受益群体的个人年收入与家庭经济社会地位也对其代际经济支持有显著影响。 伴随人口老龄化加剧，家庭养老压力日增，传统家庭养老模式难以承担养老重任。新农保作为一种社会化养老嵌入到当今农村社会，对农村家庭养老既有促进，也有替代。农村社会养老对家庭养老与其说是一种替代，不如说是一种互补机制。计划生育政策带来的家庭子女数减少和家庭赡养比提高预示着社会养老将发挥越来越重要的作用，但这并不预示着社会养老会取代家庭养老，农村养老中精神慰藉等内容唯有在家庭范围内才能更好实现。积极鼓励适龄参保群体参与新农保，将有助于资源约束机制作用的发挥，促使适龄参保群体将更经常为自己父母提供养老资源。大力推行新农保并适当提高新农保的待遇，有助于发挥新农保对农村家庭养老在经济方面的替代作用，减轻子女负担。在大力发展社会养老的同时，重视家庭养老的功能，最终形成家庭养老和社会养老互补并融合发展的局面。 注释： ①惯习是法国社会学家布迪厄提出的概念，“惯习指的是一种习得的，持久的和生产的潜在行为倾向系统，是在处所之间、事件之间、人之间进行选择，通过选择，使得自己躲过危机和免遭质疑，确保自己有一个尽可能预先适应的环境。”在本文中，惯习具体指农村已成家子女担负家庭养老责任这一约定俗成的规矩。参见文献[39]。
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