“新农保”改变了中国农村居民的养老模式吗？，本文主要内容关键词为：中国论文,农村居民论文,模式论文,改变了论文,新农论文，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。
JEL Classification:D13,H43,H55
为了解决农村居民日益严重的养老问题，中国政府于2009年开展了新型农村社会养老保险制度(简称“新农保”)的试点工作。自2009年新农保在各地区试点以来，发展非常迅速。当年参保人数为7277.3万，占农村总人口的10.21%；2011年参保人数迅猛增长为32643.5万，参保率飙升至49.72%。①根据规划，新农保将在2020年之前基本实现对农村适龄居民的全覆盖，实现农村居民都享有养老保险。为此，各级政府和学界对新农保寄予厚望，认为新农保“是实现广大农村居民老有所养、促进家庭和谐、增加农民收入的重大惠民政策”(国务院，2009)。
在制度设计上，中央政府规定，年满16周岁、不是在校学生、未参加城镇养老保险的农村居民均可参加新农保(国务院，2009)。新农保采取了个人缴费、集体补助、政府补贴相结合的筹资方式，为参保者提供财政补贴。相应地，参保居民的养老金帐户分为基础养老金和个人账户两个部分。其中基础养老金由国家财政支付，年龄在60岁以上的农村居民只要参保或其符合参保条件的子女参保，都将自动获得每月最低55元的基础养老金。对于16—59周岁缴纳养老费的农村居民，达到60岁退休年龄后，除了基础养老金外，还可领取个人缴费账户的养老金，其月计发标准为个人账户全部储存额除以139。
由于数据采集的困难和滞后，目前仅有少量文献涉及了对新农保政策的研究，且主要集中于两个方面：一是对新农保参保意愿和影响因素的研究(石绍宾等，2009；吴玉锋，2011；钟涨宝、李飞，2012)；二是集中于新农保制度的介绍(Giles et al.，2010；Shen and Williamson，2010)，或是新农保发展状况的调研报告(崔红志，2012；李冬研，2011)。而对新农保政策效果的研究几乎还是空白，更缺乏严肃的学术论证和系统性的政策评估。
不仅如此，新农保还可能对中国农村居民养老模式产生深远影响。新农保改变了农村家庭的预算约束，从而可能影响到包括老人的经济来源、居住安排、照料模式等在内的整个养老模式，继而可能对中国农村社会的家庭关系、家庭结构与规模产生重要影响。从国际经验来看，任何正式的公共养老政策都可能改变或削弱已存在的私人养老安排。事实上很多发展中国家和地区，在经济发展过程中都陆续开展了覆盖低收入群体的养老金计划，比如我国台湾的“台湾农民保险”、墨西哥的“老年营养计划”(Pension Alimentaria para Adultos Mayores)、南非的“老年养老金计划”(Old Age Pension)等等。研究发现，这些养老金计划均在不同程度上动摇了传统的家庭养老模式，推动了社会化养老的进程(Fan and Liu，2012；Juarez，2009)。因此，开展新农保对中国养老模式影响的研究非常必要。为此，本文使用最新的中国老年健康影响因素跟踪调查(CLHLS)的2008-2011年两期数据，探讨新农保对中国农村居民养老模式的影响。
二、文献回顾
从现有文献来看，关于养老金对养老模式影响的研究主要集中在老年人的居住安排、照料模式，以及子女对老年人的经济赡养或代际转移等方面(刘宏等，2011)。
在几个方面当中，养老金对老年居住安排的影响最受西方学者关注。大多数研究都发现养老金计划对老人独居具有正向影响。有观点认为，老人珍视独居的隐私和自主权，只要经济和健康状况容许，人们就倾向于和子女分开居住(Soldo et al.，1990)。有文献表明，社会养老保险是导致当今美国老人独居率上升的重要原因。如McGarry & Schoeni(2000)利用美国1940-1990年人口普查微观数据中的丧偶老人样本，发现养老保险金越高，老人与子女同住的可能性越低，独居以及住养老院的可能性越高。类似地，Costa(1997，1999)以及Engelhardt et al.(2005)使用工具变量估计，均发现社会保障收入提高了美国老年人的独居率。但在某些发展中国家如南非，大额养老金的发放并未造成老人独居率的升高，反而吸引了贫困的子女搬来与相对富裕的父母居住，从而增加了父母与子女同住的可能性(Edmonds et al.，2005；Keller，2004；Jensen，2003)。这就意味着养老金对老年人居住安排的影响可能有多种结果。
从养老金对老年照料安排来看，大多数文献都发现养老金计划增加了老年人从家庭外部购买正式照料服务的可能性。如Liu et al.(1985)发现，拥有足够生活来源的老年人通过购买正式服务减少了对子女的依赖。类似地，Soldo et al.(1990)发现，健康和经济收入是决定老年人居住安排和照料模式的关键变量，拥有养老金使得老年人可以购买正式照料服务以补充子女提供的非正式照料的不足，从而减少了住养老院的可能性。然而，养老金制度也可能对照料模式产生一种逆向的影响。比如有养老金的老年人可以用部分收入向子女提供补偿，以吸引子女提供市场缺失的照料服务(Kohli，1999；Kohli et al.，2005；Künemund and Rein，1999；Lowenstein et al.，2001)。也有一些文献将居住安排和照料模式分别进行了研究，如Pezzin et al.(1996)发现政府提供的金融支持并没有减少子女非正式照料的提供，但增加了老人独居的可能性。
从养老金对老年经济来源的影响来看，由于养老金对传统的子女赡养方式造成了冲击，因此养老金是否会替代或挤出子女向老人的转移支付成为研究的重点。有观点认为，如果子女赡养父母是为了满足父母的生活需要，那么父母养老金的增加会导致子女对父母的转移支付减少(Barro，1974；Becker，1974)；但如果子女向老人的转移支付是交换性质的，如老人帮助子女带小孩或做家务等，那么即使老人有了养老金，子女向老人的转移支付也不会减少(Bernheim et al.，1985；Cox，1987)。许多实证研究发现，公共养老金计划会部分替代子女的转移支付。如Jensen(2003)研究了南非国家样本，发现社会养老金增加一个单位，非同居子女的经济赡养就缩减0.25—0.3个单位。Fan(2010)和Fan & Liu(2012)则考察了台湾地区农民养老金计划对非同居成年子女转移支付的影响，发现养老金的发放降低了成年子女转移支付的可能性。然而，Kunemund & Rein(1999)得出了不同的结论，他研究了德国、美国、日、加拿大和英国这5个国家的样本，并未发现养老金对子女的转移支付具有替代效应；但父母为子女提供的服务增加了从子女那里接受帮助的可能性。
国外相关文献为本文的研究提供了重要的参考价值。由于我国和其他国家在经济发展阶段、生活方式和文化传统等方面都存在一定差异，因此新农保的政策效果以及对中国农村几千年来的传统家庭养老模式产生何种影响，还需要进行深入的探讨和研究。
三、理论框架和实证方法
(一)理论框架
类似于Becker(1981)，我们构建了一个新古典家庭决策模型。其中，家庭由老年父母和成年子女组成，两者共同构成效用函数的主体。在给定的家庭预算约束下，父母和子女一起决定居住安排、老年照料以及各自的消费水平，从而达到整个家庭的效用最大化。该家庭在决定居住安排时面临三种选择：父母独居(living independently，i)、父母与子女同住(living together，t)以及机构养老(institutional living，s)。不同的居住安排下家庭面临不同的预算约束，会有不同的老年照料模式和代际转移水平，从而有不同的效用水平。具体来看，第j(=i，t，s)种居住安排下的效用函数为：
(二)实证方法
由于是否参保是农村居民自愿选择的结果，因而在评估新农保对养老模式的影响时，必须考虑由此造成的选择性偏误(selection bias)，这种偏误可能基于可观测特征，如年龄、收入、存活子女数等；也可能基于不可观测特征，如参保时的健康状况、预期寿命、风险偏好、折现系数、预期未来收入流的稳定性等。为减少选择性偏误，我们采用了倾向分值匹配基础上的差分内差分方法(propensity score matching with difference-in-differences，PSMDD)进行估计。一方面，通过“倾向分值匹配”，我们可以有效控制参保组和控制组在“可观测特征”上的差别，从而尽量满足“条件独立假设”(conditional independence assumption)；另一方面通过差分内差分，可以有效消除“不随时间改变”的不可观测的个体异质性；同时也可以消除参保组和控制组个体在2008年到2011年间所经历的共同趋势。本文中我们所关注的政策效应为参保组的处理效应(average treatment effect on the treated，ATT)。正式地，ATT可表达为：
估得每个个体的倾向分值以后，据此对样本进行匹配。方法是选择落在“共同支持”倾向分值区间的个体，对每个参保者选取一个或多个倾向分值与他“足够接近”的非参保者与之匹配。本文采用了常见的kernel匹配方法(kernel matching)。kernel匹配的结果取决于两个选择：一是kernel函数的选择，本文选用了文献中最常用的Gaussian函数；二是区间间隔(bandwidth)的选择，本文使用了文献中最常用的0.06，同时对bandwidth的选取(0.1、0.08、0.04、0.02)进行了敏感性检验。
同时，我们检验了PSMDD方法所需的“共同支持(common support)假设”②和样本匹配质量③。更进一步，对于PSMDD估计策略有效性所暗含的假设，我们在下文进行了安慰剂检验。
四、数据来源及描述性统计
(一)数据来源与变量定义
本文使用了中国老年健康影响因素跟踪调查(Chinese Longitudinal Healthy Longevity Survey，CLHLS)2008年和2011年两期数据合成的一个面板数据。在2008年接受调查的10202名60岁以上农村老人中，共有5206人(占样本总量的51.03%)存活到了2011-2012调查年度并再次接受调查。④我们使用了截至2011年底调查时点的4409名样本个体。⑤同时，为了把新农保效应与其他类型养老金或退休金的效应相分离，我们对样本作进一步限定，排除了“2008年或2011年有退休金或商业养老保险”及“2008年已经参加老农保”的个体(共计225名，占5.4%)。另外排除养老保险信息缺失的个体423名。最后的样本包括3761个受访老人，其中参保老人和未参保老人分别为803人(占19.2%)和2958人(占80.8%)。
本文的被解释变量分为三大类。第一类指标反映老年人的居住意愿和实际居住安排。包括：(愿意)与子女合住(其他=0)、(愿意)自己或与配偶同住(其他=0)、(愿意)住在养老机构(其他=0)。第二类指标反映老年人的照料安排，包括日常生活照料和生病时照料两类。按照料来源具体细分为：(生病时)配偶照料(其他人=0)、(生病时)子女照料(其他人=0)、(生病时)雇人照料(其他人=0)。第三类被解释变量则反映老年人的经济来源和老人与子女间的代际转移情况。主要包括：主要生活来源来自自己或配偶(其他=0)、子女(其他=0)或社会救济(其他=0)；成年子女向老人的代际转移(对数)、老人向子女的代际转移(对数)，以及老人向子女的净代际转移，这里的转移包括现金和实物折算，均以2008年的不变价格计算。
本文解释变量为“是否加入新农保”。该变量为哑变量，“加入新农保”赋值为1，否则取0。根据国家政策，老年人获得养老金有两种类型：一类是自己曾经参保缴费而获得养老金(这类样本的平均年龄相对年轻)；另一类老人虽然未正式参保缴费，但依据现行政策能获得基础养老金。2011年调查问卷直接询问了受访老人“是否参加养老保险”，对于回答“是”的老年人进一步询问了参保时间。对于参保时间在2009年以后、且此保险不属于商业养老保险的老人(627人)，我们认为其参加了新农保。同时，问卷还在另一处询问了老年人“目前有哪些社会保障和商业保险”，其中一个选项为“社会养老金”。对于2008年调查时没有养老金而2011年有养老金、且该养老金不属于退休金或商业养老保险的农村老人(176人)，我们也认为其参加了新农保。
在估计倾向分值函数时，我们尽可能控制了同时影响参保决策和养老模式的基期变量，包括：(1)人口社会学特征，包括男性(女性=0)、年龄、汉族(少数民族=0)、教育年限、退休前职业(技术或管理类=1，其他=0)、婚姻状况(有偶=1，其他=0)；(2)社会经济条件，主要用家庭人均收入(对数)和老人有房产(无房产=0)来衡量；(3)家庭和社会支持，包括存活子女个数、是否与子女同住，是否有子女就近居住(同村或同街道)、子女对老年人转移支付(对数)；(4)健康长寿情况，包括父母亲长寿、器具性生活自理能力(IADL)⑥和自评健康⑦。
(二)描述性统计
表1给出了按照参保状态和调查年份分组的相关变量的描述性统计。其中，前两列给出了2008年参保前参保组与控制组相比较的特征描述，后面两列则给出了2011年参保后参保组与控制组相比较的特征描述。由此我们可以比较两组之间的差距以及此差距在参保前后的变化情况。
表1显示，相比较控制组老人，2008年参保组老人无论是在居住意愿还是实际居住安排上都较少选择与子女合住，更多选择独居或与配偶居住；在参保后的2011年，由于年龄增长和健康状况恶化，无论是参保组和控制组老人都更多选择与子女同住，但两组之间选择与子女同住的比例差距进一步扩大。在老年照料方面，参保前参保组的老人生病时更少依赖子女照料而较多依赖配偶，2011年这一比例差距同样有所扩大。而在经济来源方面，参保前参保老人较少依赖子女供养，参保后这一比例差距由9个百分点扩大至16个百分点。由此显示，新农保似乎在增强参保老人的经济独立性，减少老人对子女在居住、照料、经济供养等方面的依赖，起了一定的作用。
然而需要强调的是，尽管新农保在增强参保老人经济独立性方面起了一定作用，但子女依然是老人日常生活的最主要经济来源。在参保以后的2011年，主要经济来源来自子女的参保组老人的比例仍然高达61%，而控制组老人这一比例则高达77%。同样，无论是日常生活照料还是生病时照料，子女仍然是最主要的照料提供者。这就说明，家庭养老仍然是农村居民的主要养老模式。
五、实证结果与分析
(一)新农保对养老模式的影响
表2给出了新农保对养老模式影响的估计。⑧结果显示，新农保提高了老年人独立居住的意愿以及实际独立居住的比例。具体来说，新农保使得参保老人与子女居住的可能性下降了3.7个百分点，独立居住的可能性上升了4.5个百分点；两者均在0.05的水平上显著。同时，新农保提高了老年人独立居住的愿望。新农保使得参保老人与子女居住的意愿下降了7.5个百分点，而希望独居的意愿则上升了6.7个百分点；两者均在0.01的水平上显著。这说明，新农保确实在一定程度上提高了老年人的独居意愿和实际的独居率。另外，不管是居住意愿还是实际居住安排，参加新农保对机构养老的影响都不大。
在老年照料方面，我们看到参保老人对子女的依赖性明显下降，雇人照料的可能性增加。其中日常照料主要依赖子女的概率大幅下降了10.7个百分点，而生病时子女照料的概率下降了3.8个百分点；同时，日常生活照料主要由雇请保姆提供的概率上升了10.1个百分点，而生病时雇人照料的概率上升了1个百分点。以上结果均在0.05的水平上显著。
在老年人的经济来源方面，参保老人对子女的经济依赖有了明显下降。具体来看，参保老人的经济来源主要由子女提供的概率明显下降了8.1个百分点，且在0.01的水平上显著。同时，老人的主要经济来源为自己和配偶的可能性增加了1.3个百分点，但不具有统计显著性。有趣的是，在代际转移方面，子女对参保老人的代际转移反而略有增加，虽然统计上不显著。
正如我们理论模型所指出的，养老金不仅会直接影响、同时也会通过改变居住安排来间接影响老年照料与代际转移。由于老人和子女同住可以实现家庭生产和消费的规模经济效应(Becker，1981)，并从子女处获得许多隐性经济支援如食物分享、家务分担，以及非正式照料等，但这种隐性经济支援和照顾有时不一定被人们察觉。而参保以后，原本与子女合住的老人有可能选择独居，使得这部分代际转移显性化，因此表面上来看，子女对老年人的代际转移可能不降反增。为了隔离掉居住模式变化的影响，我们根据参保前后居住安排的变化情况分组，重新估计了新农保对老年照料和代际转移的影响，相关结果如表3。
可以看出，对于居住模式未发生改变，以及由独居变成与子女合居的组别，参保老年人的经济独立性都明显增强，对子女的经济依赖性显著下降。相应地在代际转移方面，一直独立居住的老年人在参保后子女向父母的代际转移下降，而同时父母向子女的代际转移则有所上升，虽然两者在统计上并不显著。与此同时我们也注意到，当父母与子女由合住转为分开居住后，参保老人的经济独立性反而有所下降，子女对父母的净代际转移也有所增加，虽然后者只是边际水平上显著。这也部分验证我们的直觉：参保增强了父母的经济独立性和独立居住的意愿；分开居住后，许多隐含在居住模式中的老年照料和代际转移显性化了，由此表现在代际转移的货币折算额上子女反而增加了对老人的代际转移。
(二)新农保对不同群体老年人养老模式的影响
为了探讨新农保对不同群体老年人养老模式的影响，我们进一步按健康状况、性别、年龄(80岁以下及以上)、收入(中位数以下及以上)对老年人进行了分组估计。相关结果见表4。正如我们前面所分析的，由于相当一部分的经济转移和非正式照料隐含在居住安排当中，因此对于年龄较大、健康状况较差、经济状况不好的老年人而言，他们对与子女一起居住的需求较为刚性，因而我们期望看到新农保对这部分老年人的居住安排影响较小。表4的结果显示，新农保对于IADL受限、年龄在80岁以上、经济收入在中位数以下的参保老年人的居住安排则几乎没有影响，不但系数接近于0且统计上高度不显著。相反，对于IADL完好、年龄在80岁以下、收入超过中位数的参保老人与子女合住的概率分别大幅下降了7.4个、6.7个和8.3个百分点。与之相应的，是独居或与配偶居住的概率显著增加了。同时我们看到，在居住意愿方面分组估计也显示出类似的结果。健康状况好、经济状况较好的参保老年人更倾向于分开居住。而分性别的估计结果显示，养老金对居住意愿的影响具有性别差异，参保后女性老年人与子女分开居住的意愿更强。
在照料安排方面，不论健康、年龄、收入状况如何，参保老人由子女照料的可能性都在下降，而雇人照料的可能性上升。尤其是那些IADL受损、年龄在80岁以上、收入超过中位数的老年人组别，雇人照料的趋势更加明显。同样，参保对照料模式的影响也具有性别差异。参保的男性老人由子女提供照料的可能性下降更大更显著。这或许与中国的农村养老模式有关，一般老年人都跟儿子居住，由于儿子照顾比较粗心，而儿媳照料又有诸多不便之处，因此若经济上允许，男性老年人往往倾向于配偶照料或雇人照料。
经济来源方面，分组估计的结果比较一致。不论健康、性别、年龄和收入状况如何，参保后老年人对子女的依赖度都有所下降，且估计值十分稳健。参保老人主要经济来源来自子女的可能性降低了大约7-9个百分点。在代际转移方面，分组估计显示出比较有趣的结果：参保以后，子女对健康状况不好的老年人的转移支付无论是从比例还是净额上反而显著增加；同样子女对经济状况较好的老年人转移支付也有所增加。其内在机制我们会在下文做进一步探讨。
(三)稳健性检验
1.安慰剂检验(placebo test)
PSMDD方法的一个弱点是不能很好控制随时间改变的异质性所造成的估计偏误。虽然我们控制了尽可能多的可观测特征，且匹配质量检验也显示样本匹配质量很高，但为了稳健起见，我们进一步作了安慰剂检验。其基本思想是：利用2005年、2008年两期数据构造一个新的面板数据，使用上文参保组中2005年受访的老年人(388人)作为Placebo检验的参保组，使用其他2005-2008年两期存活老人(4448人)作为控制组，采用上述PSMDD方法重新估计新农保对养老模式的影响(由于2005-2008年间新农保尚未实施，因此称为“安慰剂检验”)。如果上文中新农保的影响是因为随时间改变的异质性所带来的，那么这种效应会持续存在，因此在新结果中我们应该看到类似的效应。相反，如果看不到类似效应，那么我们可以判断随时间改变的异质性不太可能存在。
表5的估计结果显示，对于绝大多数被解释变量而言，利用新样本所估得的ATT均不显著。仅有极个别变量在统计上边际显著，但影响系数的符号不正确或接近于0。这就说明表2中我们看到的参保对养老模式的影响不太可能是遗漏掉的随时间改变的异质性所带来的影响，这就进一步验证了我们表2结果的稳健性。
2.样本损耗问题
我们还需要考虑因受访老人死亡可能导致的样本损耗偏误(attrition bias)问题。如果参保组和控制组老人的死亡率有差异，由此具有不同程度的样本损耗；且两个组老人在临终前养老模式上有差异，那么忽视样本损耗问题有可能给上文的结果带来偏误。利用该调查2011年死亡老人的数据，我们用老人临终前的养老模式对是否参保进行了probit回归。⑨结果显示，是否参保对老人临终前的居住安排没有显著影响，参保老人对机构养老的需求略有增加，但系数很小且控制“省”哑变量后变得不再显著。两个组别在老人临终前照料方面几乎没有任何差异，但在经济来源方面，参保老人对子女的经济依赖程度有一定程度的下降。由此我们大致可以推断，样本损耗问题不会影响甚至部分加强了我们前面的结论。⑩限于篇幅，我们没有汇报估计结果。
(四)分析与讨论
如何理解本文的结果？首先，我们看到参加新农保增强了老年人与子女分开居住的意愿，并提高了老年人的实际独居率。这也进一步证明了文献中(McGarry and Schoeni，2000；Costa，1997，1999；Engelhardt et al.，2005)所发现的，独居带来的隐私和自主权是一种“正常品”，当预算约束放松后，老年人对独立居住的需求就会相应增加。同时，我们的结果也表明在决定老年人的居住安排方面，健康状况和经济收入起了决定性作用(Soldo et al.，1990)。新农保提高了健康状况较好、较年轻、经济收入较高的参保老年人独居的可能性。而对于IADL受限、年龄较大、经济条件不好的老年人来说，参保后其独立居住的意愿和实际居住安排几乎没有变化。
其次我们看到，参保老年人对子女照料的依赖度显著下降，而从外部市场购买服务的可能性显著增加。这与国外文献(Pezzin et al.，1996；Stabile et al.，2006)中所看到的养老金计划增加了老年人对正式照料服务的购买，并相应减少子女非正式照料的结论相一致。我们分组估计的结果显示那些健康状况不佳、年龄较大的参保老年人尤其倾向于雇人照料。正如Bonsang(2009)所指出的，对于健康状况较好的老年人因其需要的照料较少，子女可以较好承担；然而对于健康状况较差的父母，照料任务变得繁重，同时对专业化照料的需求增加，在此情形下家庭会倾向于增加购买社会化的照料服务。同时，我们看到经济状况较好的参保老人对雇人照料的需求增加，但收入较低的参保老人则不敏感。这说明老人的收入必须达到一定水平才能购买外部正式照料服务，对很多农村老年人而言雇人照料还是一种奢侈品。
从老年人的经济来源来看，养老金使得参保老人的经济独立性有了明显提高，主要经济来源来自于子女的可能性下降。这说明新农保在一定程度上改变了中国农村传统的子女赡养的养老模式。但在代际转移方面，参保对代际转移的内在作用机制可能较为复杂。具体说来，我们看到全样本的估计结果不显著，而分样本的估计结果则显示，参保后子女对由合居变独居、健康不佳、男性，以及收入较高的参保老人的代际转移增加，且统计显著；相反则代际转移减少，但不具有统计显著性。这与利他主义模型中父母养老金会导致子女的经济奉养减少(Barro，1974；Becker，1974)的观点不符。我们试图给出一些可能的解释。首先，合居变独居的老年人的子女转移支付增加了。这可能是因为当老人的预算约束放松，希望独立居住却无力独自支付相应成本(如单独的房子、保姆费用等)时，利他主义的子女将部分收入转移给老人，从而导致子女向老人的转移支付增加。其次我们也看到，对于健康不佳、男性，以及收入较高的参保老人，其子女的转移支付也增加了。这可能是因为健康状况不好的老年人在参保后提高了雇人照料的概率(详见表4)，以及更多使用医疗服务，(11)从而在一定程度上使得子女对健康不佳老年人的转移支付增加。类似地，由于男性参保老人雇人照料的概率增加，而收入状况较好的参保老人独立居住和雇人照料的概率均在增加，从而导致了子女转移支付的增加。因此我们的研究说明，即使是基于利他主义模型，养老金增加后子女的转移支付也有可能上升，这一点结论与国外文献不同。
然而从估计结果来看，表2中大部分模型的估计系数在3%-8%之间，这意味着新农保对养老模式的影响仍然是有限的。从上文的描述性统计来看，大部分参保老年人仍然选择与子女居住，成年子女仍然是参保老人的主要经济来源以及老年照料的主要承担者。因此总的来说，尽管新农保对农村居民的养老模式产生了一定程度的影响，但并没有根本改变传统的养老模式。
本文利用中国老年健康影响因素跟踪调查的最新数据，使用PSMDD方法，首次系统评估了新农保对农村居民养老模式的影响。结果显示，新农保提高了老人的经济独立性，降低了老人在经济来源和照料方面对子女的依赖，对社会正式照料的需求有所增加；同时，提高了参保老人在居住意愿和实际居住安排上与子女分开居住的可能性。本文的安慰剂检验显示该结果是稳健的。
因此我们的研究说明，新农保的实施对缓解中国农村养老困境，实现农村居民的“老有所养，老有所依”具有重要作用。同时，新农保也影响了包括老人的经济来源、居住安排、照料模式等在内的整个养老模式，使得农村居民从家庭养老向社会化养老迈出了试探性的一步。
尽管如此，新农保仍未根本性动摇农村居民的家庭养老模式。这或许是由于原有传统养老安排的惯性，但更与目前国家政策确定的新农保的养老金标准较低，难以完全替代子女赡养有关。为了在大力推广新农保的同时能保证其发展“与经济发展及各方面承受能力相适应”，中央政府将新农保的政策目标谨慎定位于“保障农村居民老年基本生活”。可以预见，在未来的一段时期内，新农保的政策重点仍然是在国家财力允许的情况下尽可能扩大新农保的覆盖面，并小幅增加养老金，使得更多的农村居民受惠。因此在未来一二十年内农村居民的养老还将以子女养老为主。中国农村居民养老模式的彻底转型，还取决于国家财政承受能力，以及农村养老政策的根本性转变。
作者感谢匿名审稿意见。文责自负。
①相关数据见各年份《中国统计年鉴》(中华人民共和国国家统计局)。
②共同支持检验表明，匹配前参保组和控制组的倾向分值分布非常相近，由此有充足的样本来匹配。限于篇幅，未列出具体检验结果。
③样本匹配质量检验表明，完成匹配后，参保组和控制组在所有的可观测特征上不再存在统计上的显著差异，由此表明样本的匹配质量是非常高的。限于篇幅，未列出具体检验结果。
④另有3743人(占36.7%)在调查时点前去世，1253人(占12.28%)由于迁徙等原因未能跟踪调查。
⑤由于2012年样本的数据采集时间主要是在6月份以后，考虑到两批样本的采集时间间隔较长，时间可比性差，且2012年样本数较少，我们仅使用了2011年底调查时点的样本个体。
⑥器具性生活自理能力(instrumental activities of daily living，IADL)主要测量老年人外出活动及日常生活中借助于器械进行活动的能力。共包含8项活动，即做饭、洗衣、外出串门、购物、走远路、提重物、下蹲、乘公交车。如果老人在这八个方面均能自理，则视作“IADL完好”(IADL=1)；若至少一项活动需借助他人帮助才能完成，则视为“IADL受损”(IADL=0)。
⑦这一指标基于对问卷中“您觉得现在您自己的健康状况怎么样”的回答。我们将“很好”与“好”归并为“自评健康良好”(赋值为1)，“一般”、“不好”和“很不好”归并为“自评健康较差”(赋值为0)，“无法回答”视为缺失。
⑧我们同时对Bandwidth的选取(0.1、0.08、0.04、0.02)进行敏感性检验，结果发现估计结果非常稳健；限于篇幅，结果未报告。
⑨由于老人死亡时间不一致，不符合PSMDD方法要求的pre-and post-treatment设定，故使用probit模型进行估计。
⑩控制组较高的死亡率，会给前面的估计结果带来“零值偏向”偏误(attenuation bias)，但这只会加强我们前面的结论。
(11)根据CLHLS数据计算，2011年参保老人比未参保老人的医疗服务利用率高出约3个百分点。