“社會統籌養老”是否真的擠出“家庭代際養老”和“個人自我養老”
——對新型農村社會養老保險制度效果的再驗證

郝春虹 趙旭東 張慧敏

一、引 言

中國加速進入老齡化社會并且農村老齡化比城鎮更快。第七次全國人口普查結果顯示，2020年60歲及以上人口為26402萬人，占18.70%，其中65歲及以上人口為19063萬人，占13.50%；2010—2020年10年間，中國60歲及以上老年人口增加了約8637萬，增加5.44個百分點，其中65歲以上增加7180人，增加4.63個百分點。2020年《人口和就業統計年鑒》顯示，2019年全國65歲以上人口比重為12.57%，其中，城鎮為11.20%，農村為14.69%。農村老齡化程度明顯高于城鎮，社會被贍養的人口比例增加，“養老”已成為公共問題，引起社會關注。誰來養老，自己？家庭？社會？如果每個人都能在生命周期內精準地進行一生預算的配置，實現效用最大化，那么自我養老是最有效率和最具自由度的方式，但由于現實中的人都是有限理性，跨期選擇并不一定實現最優，而且個人一般不能準確預測自己的壽命，存在長壽風險，這也是子代為父代養老一直存在的原因，家庭代際經濟支持一直是養老體系的始祖，也是中國傳統文化的縮影。但由于不同家庭代際經濟支持能力存在差異，家庭養老的風險承擔能力也面臨很大約束。所以，社會保障體系充當最終兜底的角色，同時調節養老金差異，尤其是調節城鄉居民間養老金差距對減少家庭養老壓力、風險和不確定性有重要意義。完整的養老金來源體系應該是“社會統籌養老”“家庭代際養老”和“個人自我養老”，即社會養老金制度、家庭代際經濟支持和個人勞動供給獲得收入。長期以來，中國城鎮職工個人、家庭和社會三種養老金來源體系并存，構成老年人養老金的安全網，而農村居民養老金來源在2009年以前，除了“五保戶”等特殊群體，主要是個人養老和家庭養老兩種養老金來源體系。盡管城鎮居民(非從業居民)社會養老環節缺失(僅在2011年開展試點城鎮居民基本養老保險)，但該群體人數較少。社會統籌養老缺失問題的焦點主要在農村居民。

農村居民養老金制度完整體系始于2009年提出建立個人繳費、集體補助、政府補貼的新型農村社會養老保險制度(簡稱“新農保”)；2010年繼續“新農保”試點。2013—2021年中央一號文件持續并著重提出農村居民社會養老制度問題，主要圍繞探索養老保障制度統一、標準動態調整機制、繳費激勵約束機制、完善統一的社會保障制度、基礎養老金標準正常調整機制。特別是2014年合并新型農村社會養老保險和城鎮居民社會養老保險，建立全國統一的城鄉居民基本養老保險制度。2017年“十九大”提出“全面實施全民參保計劃。完善城鎮職工基本養老保險和城鄉居民基本養老保險制度，盡快實現養老保險全國統籌”(2022年已啟動企業職工基本養老保險全國統籌)。“十四五”規劃指出“健全基本養老服務體系……支持家庭承擔養老功能”“積極開發老齡人力資源”；明確“發展多層次、多支柱養老保險體系……規范發展第三支柱養老保險”(養老保障市場特別是個人養老保障市場)。

“新農保”制度在國家戰略層面密集、持續跟蹤完善的同時，其制度效應也一直是眾多學者研究的重點，研究結論以“新農保”政策明顯會擠出子女對父母的經濟支持為主(陳華帥和曾毅，2013；張川川和陳斌開，2014；Ning等，2019)；也有部分研究顯示作為隔代照料的回報，“新農保”提高老人經濟獨立性之后會對代際經濟支持產生一定的擠入現象(靳衛東，2018)。值得注意的是，上述結論所用數據均為2011—2013年的CHARLS數據，而近年來隨著農村居民市場收入水平提高，以及2015年《中共中央國務院關于打贏脫貧攻堅戰的決定》的發布和2017年鄉村振興戰略等政策的實施，農村居民獲得相應的轉移支付，其可支配收入相比2011—2013年也得到大幅提升，社會統籌養老金對代際經濟支持的擠出效應往往發生在收入較低的群體中(Cox等，2004；Amuedo-Dorantes，2015)，而在高收入群體中則并不顯著(Lee等，2017)。需要重新思考的是，在農村居民可支配收入得到較大幅度提升的情況下，目前標準較低的“新農保”是否仍然會對代際經濟支持產生擠出效應？如果仍然擠出，擠出的程度有何變化？

本文使用 2018年CHARLS數據，研究“新農保”是否仍然會對家庭代際經濟支持產生擠出效應，并研究在增加“老年勞動供給”變量情況下，其擠出效應是否發生變化，進一步驗證“新農保”的制度效果，為完善農村居民基本社會養老制度提供經驗和數據支持。此外，從理論上試圖打開農村居民養老機制的“黑箱”，揭示“社會統籌養老”“家庭代際養老”和“個人自我養老”資金來源之間的影響機制，即社會養老金、家庭代際經濟支持和老人勞動供給之間的關系，其制度效應之所以被廣泛關注，是因為如何評價“新農保”制度效應本質上是在如何權衡效率、公平和自由三大福利目標，在人的生命周期內，在經濟社會運行中，如何實現帕累托效率，體現代際公平和經濟自由以拓展人的選擇能力，改善民生福祉。

本文的邊際貢獻在于：第一，采用新的因果識別方法對“新農保”制度效果進行研究。已有關于“新農保”對家庭代際經濟支持和勞動供給影響的研究主要利用PSMDID和RDD等方法進行識別，其中RDD估計雖然能夠較好地處理變量之間關系的因果推斷，但該方法是以犧牲外部有效性為代價的，因此這一方法下得到的結論推廣到整體時可能存在偏差；而利用PSM進行樣本匹配時由于只能控制可觀測變量下的影響，不可觀測變量的存在可能會導致隱性偏差，在微觀樣本中不可觀測變量對個體行為的影響可能更為嚴重。相比現有研究，本文是在OLS估計的基礎上，基于系數穩定性理論，利用可觀測變量的選擇性推測不可觀測變量的選擇性以解決不可觀測變量的影響，并輔以工具變量進一步識別因果關系。第二，將家庭代際經濟支持和老人勞動供給同時納入分析框架并對二者間的變量關系進行識別。現有關于“新農保”對家庭代際經濟支持和老人勞動供給影響的研究中，多集中于“新農保”對其中一個變量影響的分析。事實上，家庭代際經濟支持和老人勞動供給同時作為其生活的主要收入來源，對二者之間變量關系的識別較為關鍵，雖然已有文獻中有其中一個變量時將另一變量作為控制變量，但由于內生性問題的存在很難保證控制變量與擾動項之間不具有相關性，因此以控制變量形式所得到的估計系數無法反映二者間實際的變量關系。本文采用3SLS估計方法，對兩變量之間的關系進行識別，并在此基礎上進一步估計“新農保”的制度效應。同時，由于目前農村居民生活水平相比2013年有較大改善，現有文獻所用數據與目前農村居民基本狀況不匹配，本文使用最新發布的2018年CHARLS數據對“新農保”制度影響重新進行估計，所用數據樣本更接近當前農村的實際狀況。

二、文獻回顧

本文從代際經濟支持入手研究公共養老金對“家庭代際養老”的替代性。現有文獻中，關于財富轉移動機問題主要持有兩種觀點，第一種觀點為純粹利他的轉移動機，父母關心其子代的終身效用(Barro，1974；Becker，1974)；第二種觀點為交換動機，即利己動機，此類文獻認為家庭內部的財富代際轉移是出于交易目的而發生的行為(Cox，1987、1995)。除上述兩種轉移動機外，部分學者還持有其他觀點，例如將財富轉移視為一種消費并從中獲得效用(Andreoni，1989)，既有利他，也有利己動機；另一種觀點認為財富轉移當中存在無動機性轉移，例如由于意外事件產生的遺產(Davies，1981；Abel，1985)，具有隨機性。其中，在純粹利他轉移動機視角下，轉移接受者的收入越高，財富轉移的發生規模和頻率越低，而在交換動機下則會出現相反的結果。

公共養老保險作為公共轉移支付的一種方式，其對家庭內部代際經濟支持的影響已經引起學者的廣泛關注，不同學者的研究結果存在較大差異，部分研究發現公共轉移支付對家庭內部的代際經濟支持的擠出效果明顯(Cox和Jimenez，1992；Cox等，2004)；而另一部分研究則顯示二者之間不存在顯著關系(Cox和Jakubson，1995；Huang和Zhang，2021)。根據南非、菲律賓、秘魯和中國臺灣地區樣本的檢驗可以發現，公共轉移支付對家庭內部代際經濟支持具有明顯的替代作用(Jensen，2004；Cox等，2004；Cox和Jimenez，1992；Fan，2010)，而這一現象在德國、美國、日本、加拿大和英國五國中卻并不顯著(Kunemund和Rein，1999)，根據各地區調查可以發現，替代效應明顯的地區多為發展中國家或地區，而替代作用不顯著的地區則多為發達國家，這一差異的很大原因可能在于發達國家完善的公共轉移支付體系已經在很大程度上減少了家庭內部的代際經濟支持規模，同時在發達國家的人均收入水平較高的前提下，交易動機相比于利他動機更為占優，此時替代效應會顯著降低(Cox等，2004)。近年來，針對中國居民家庭內部的代際經濟支持的研究逐漸增多，在相對較早的研究中，部分學者利用微觀數據描繪了中國居民家庭代際經濟支持的規模和方向，并對代際間轉移的因果關系進行了驗證(Secondi，1997；陳皆明，1998)，當前中國老齡化程度日益加深，結合中國特殊的文化背景，以家庭代際經濟支持為主的家庭養老作為制度安排的載體可能存在內在缺陷，特別是當公共養老體系不健全，父輩收入在貧困線以下的較低水平時，子女的家庭代際經濟支持會隨父輩收入水平的降低而增加(Cai等，2006)，家庭代際經濟支持很可能成為其他家庭成員的負擔，此時公共轉移支付下的公共養老體系則是規避家庭養老和個人自我養老風險的最后兜底。

對于中國公共轉移支付與家庭代際經濟支持從因果意義上嚴格估計，在近幾年成為學者們研究的熱點問題，尤其在2009年國務院啟動“新農保”試點后，部分研究對這一政策的影響進行了評估，研究結果表明這一政策的實施對家庭內部的家庭代際經濟支持存在明顯的擠出效應，這一效應因選取不同的估計方法而得到不同的擠出程度，對中國農村家庭的養老模式產生重大影響(陳華帥和曾毅，2013；張川川和陳斌開，2014；程令國，2013；徐志剛等，2018)，但加劇了不同地區之間的養老質量水平差距(張曄等，2016)，同時“新農保”的實施也在一定程度上降低了老年人的貧困概率，并促進了老年群體的消費，也降低了60歲以上群體的儲蓄率(馬光榮和周廣肅，2014)。

隨著“新農保”政策的逐漸完善，有關該政策對老年人勞動供給的研究也逐漸增多，但研究結論存在較大分歧。由于當前“新農保”的發放水平較低，使得該政策對老年人的勞動供給參與度和參與時間均沒有顯著影響或僅有微弱的影響(張川川和陳斌開，2014)，但當改變所用的估計方法后，部分研究得到了完全相反的結論(張川川，2015)，在部分國外學者關于養老金問題的研究中也出現過相似現象(Ardington等，2009)。如果將農村老人的勞動供給分為農業勞動參與和非農業勞動參與重新進行估計，“新農保”政策則顯著降低了農業勞動參與程度(Huang和Zhang，2021)，如果同時考慮其他養老保險對老年人勞動供給的影響，這一效果將更加顯著(程杰，2014)，將參保人分為農民和職工后，養老金財富的增加對農民的勞動時間沒有顯著影響，但會擠出參保職工的勞動供給，造成提前退休(劉子蘭等，2019)。

三、理論框架

本文將沿著Becker(1974)和張川川、陳斌開(2014)的研究，進一步分析“新農保”對家庭代際經濟支持和老年人勞動供給的影響。假設一個代表性家庭由父代和子代組成，個體效用水平受消費和閑暇影響，將代表性家庭的家庭效用函數設定為：

上式中c表示子代信息，p表示父代信息，C表示消費，T為閑暇時間，由于在本文框架下受“新農保”政策影響的個體主要為父代，因此在效用函數的刻畫過程中主要考慮父代最優化行為。借鑒Stark(1993)的方法，進一步將式(1)中的效用函數具體化：

四、數據來源與變量描述性統計

（一）數據來源

本文選取北京大學中國經濟研究中心組織實施的中國健康與養老追蹤調查(China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS)最新發布的2018年調查數據，該數據于2020年9月23日公布。CHARLS調查旨在收集一套代表中國45歲及以上中老年人家庭和個人的高質量微觀數據，用以分析中國人口老齡化問題，推動老齡化問題的跨學科研究。CHARLS全國基線調查于2011年開展，覆蓋150個縣級單位，450個村級單位，約1萬戶家庭中的1.7萬人①數據來源于CHARLS數據官方網站，網址：charls.pku.edu.cn。。

（二）變量描述性統計

根據本文研究目標，所選擇的變量如下。

1. 核心解釋變量，包括是否領取“新農保”和“新農保”領取金額。以是否領取“新農保”、已領取“新農保”受訪者領取規模作為自變量，研究“新農保”政策對勞動供給和家庭代際經濟支持的影響。

2. 被解釋變量，包括從子女處獲得家庭代際經濟支持規模、參與農業勞動時間、參與非農業勞動時間三個變量。從子女處獲得家庭代際經濟支持規模通過計算2018年CHARLS數據庫中受訪者所有子女對受訪者提供的定期經濟支持得到，該規模以月度衡量。以CHARLS問卷中關于工作概括的問題對農業勞動和非農業勞動進行劃分，農業勞動包括農業自雇(為自家從事農業活動)和農業受雇(為其他農戶或雇主干農活)，非農業勞動包括非農業自雇(從事個體或者私營經濟活動，這里我們排除了非農業自雇中不拿工資為家庭經營活動幫工的情況)和非農業受雇。對于具體勞動時間，我們通過考察不同類型工作的年度勞動小時數除以12得到農業勞動和非農業勞動的月勞動小時數。

3. 控制變量。為了遵循控制變量盡可能外生的原則，我們選取個體因素、家庭因素、地區因素作為控制變量。其中個體因素包括年齡、性別、教育水平、自評健康、IADL②日常生活活動能力量表(IADL)反映個體日常生活和活動是否存在功能障礙。使用CHARLS問卷中以下六個問題：“走遠路是否有困難”“下蹲是否有困難”“提重物是否有困難”“洗衣是否有困難”“做飯是否有困難”“購物是否有困難”來體現該指標，六種活動都存在困難表明個體日常生活活動存在功能障礙，否則不存在功能障礙。；家庭因素包括婚姻狀況、是否有同住子女、是否為孫代照料孩子、子女個數、已婚子女個數、子女擁有孩子平均個數、子女平均收入、農用機器擁有狀況；地區因素方面將我國分為東部、中部和西部③本文地區劃分標準如下：東部包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部包括黑龍江、吉林、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部包括四川、重慶、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、新疆、廣西、內蒙古、寧夏、西藏(CHARLS數據庫所調查省份不包括海南、寧夏和西藏)。三個地區。

變量描述性統計詳細信息見附錄④讀者可掃描本文二維碼獲取附錄。。考慮到本文所研究的問題是新農保對居民勞動供給和家庭代際經濟支持的影響，因此挑選的樣本數據均為來自農村的居民。樣本中，受訪者平均年齡為65.95歲⑤樣本的年齡為45～98歲，考慮到擴大樣本量及解釋變量的波動范圍，我們對90歲以上農村居民樣本予以保留，同時對45～90歲樣本進行估計后，發現結果沒有發生本質性變化。，近37%的受訪者領取了新農保，且平均領取金額為106.8元/月，參與了農業勞動的受訪者占51%，平均勞動時間為45.85小時/月，13%的受訪者參與了非農業勞動，平均每個月工作116.2個小時，對于家庭內部的代際經濟支持，22%的受訪者收到來自子女的轉移支付，平均轉移金額為128.3元/月。

五、回歸模型設定與實證結果

（一）回歸模型設定

本文首先對是否領取“新農保”和領取“新農保”規模對家庭代際經濟支持和勞動供給時間的影響進行估計，基準估計方程為式(10)和式(11)：

（二）回歸結果

1. 基準回歸結果。表1報告了是否領取“新農保”和領取規模對各被解釋變量的影響，對應于式(10)和式(11)中的β1和β3，同時由于勞動供給和家庭代際經濟支持可能在年齡層面存在差異，考慮到可能存在組內殘差自相關性，本文調整年齡層面的潛在聚類標準誤差，在下文的估計中均采用聚類穩健標準誤(不包括3SLS估計)，表1中被解釋變量為絕對量①本文還對被解釋變量的ln(1+y)形式進行估計，結果沒有發生本質性變化。。根據估計結果可以看出是否領取“新農保”和領取規模對家庭內部的代際經濟支持系數為負但不具有統計意義上的顯著性，兩個核心解釋變量對農業勞動參與時間影響為負，而對非農業勞動參與時間則僅有是否領取顯著為負，領取規模的估計系數雖也為負但不具有統計意義上的顯著性；根據各組回歸中領取規模的系數方向和大小可以發現，基準估計結果和前文的理論模型結果一致，考慮到農村老人家庭資產水平較高時可能選擇參加“新農保”的概率很低，而當這類個體的勞動供給水平和家庭代際經濟支持規模也很低時，資產性因素便會同時對被解釋變量和核心解釋變量產生影響，使得本文核心解釋變量的估計系數存在偏誤。因此，本文將農村老人的資產水平納入模型當中進行估計，包括房產、土地、儲蓄和是否有農機器具等因素。

表1 “新農保”對私人轉移支付和勞動供給影響的基準回歸結果

本文的被解釋變量與核心解釋變量均具有明確的量綱，因此可以直接對結果進行解讀。從本文的估計結果看，領取新農保會使月度農業勞動參與時間減少22個小時，領取規模每增加1個單位會擠出農業勞動參與時間0.1個小時，同時非農業勞動參與會減少20個小時，由于對家庭代際經濟支持的估計沒有通過顯著性檢驗，因此不對該系數進行解讀。除此之外，本文嘗試從核心解釋變量的解釋力與回歸中其他變量相對比的角度評估本文的回歸結果。在控制地區固定效應的基礎上，本文將是否領取新農保和方程中所有其他解釋變量進行比較，通過方差分解獲取核心解釋變量的解釋力。結果顯示，對于農業勞動參與時間，是否領取新農保和控制變量一共可以解釋被解釋變量變動中的8.79%。在這8.79%的變動中，54.57%～72.13%是由領取新農保導致的，對于非農業勞動供給而言，是否領取新農保和其他控制變量一共可解釋被解釋變量變動的9%，但其中僅有5.6%～7.6%是由領取新農保引起的，可以發現是否領取新農保對非農業勞動參與的解釋力很弱，基準估計中的結果不具有穩健性；對家庭內部財富轉移的估計結果未通過顯著性檢驗，這一結果也可通過核心變量的解釋力來驗證，計算發現所有變量一共解釋了財富轉移變化的5.25%，但其中僅有1.93%～8.29%是領取新農保引起的。

2. 進一步因果識別。在基準回歸中得到了“新農保”政策各被解釋變量之間的負相關性，并且結果和模型所得結論一致。但這種負相關性也可能來自遺漏的變量或不可觀測變量的影響，這些因素使得農村老人在參加新農保的決策過程中存在自選擇性并進一步對被解釋變量產生影響。因此，首先利用所選定的全部控制變量來計算本文的估計結果是由不可觀測特征所驅使的可能性，即不可觀測特征是否能使得本文估計的β1和β3的值為0；其次使用個體同村參加新農保人數作為被觀測個體參加新農保的工具變量進行估計。

本文進一步使用工具變量對核心解釋變量的自選擇性偏誤(秦聰，2021)和反向因果問題進行檢驗。由于農村地區政策信息的不對稱性(常芳等，2014)，農村老人選擇參加新農保有可能來源于同村其他人介紹或觀察他人參保后的收入境況后做出決定，從這一點來看，同村當中參加新農保的個體數量越多，該地區的政策不對稱性會越低，該個體越有可能選擇參加，因此從這一點來看，同村參加新農保的人數會正向影響居民是否參加新農保。除此之外，居民參保和提供勞動供給之間也可能存在反向因果問題。考慮到家庭代際經濟支持行為和勞動供給時間的選擇不易受到同村參加新農保人數的影響，因此本文選取同村參保人數②同村參保人員是基于受訪者的community ID篩選得到的，該村莊編碼的每個編碼代表省-市-縣-村。作為核心解釋變量的工具變量。由于新農保政策在2012年便已經全國覆蓋，因此不再需要對該工具變量施加其他控制變量，根據上述分析可以假設同村參保人數會影響個體自身是否參加新農保，但不會影響到自身勞動供給和財富轉移(本文后續會加以檢驗)，因此該變量滿足相關性和外生性假定，故適合作為工具變量，本文采用兩階段最小二乘法(2SLS)進行估計，估計結果見表2。

根據表2的估計結果可以發現，同村參保人數會顯著影響個體是否領取新農保，同時也會影響領取規模，第一階段估計的F值均顯著大于10，滿足工具變量相關性的要求。在第二階段估計中，是否領取新農保和領取規模對代際經濟支持和非農業勞動供給的影響均未通過顯著性檢驗。從估計系數的變化程度上看，各系數變化幅度均在1.5～5倍，系數未出現突變且相關性趨勢未發生變化，方向與理論模型結論仍保持一致，是否領取新農保對非農業勞動供給的影響不再顯著也驗證了前文對方差貢獻率的計算結果。

表2 控制內生性后的家庭代際經濟支持規模和勞動供給的估計結果

本文對“新農保”領取者勞動供給的估計結果與現有文獻的研究結論基本一致，“新農保”政策對其領取者的勞動時間具有顯著的擠出效應。對于“新農保”對家庭代際經濟支持和勞動供給影響效果的顯著差異，一個可能的原因是稟賦收入效應的差異，由于本文考慮的家庭代際經濟支持是子代對父代的轉移，因此勞動供給和家庭代際經濟支持的決策主體實際上是兩代人，即家庭代際經濟支持的決策主體為子代，勞動供給的決策主體為父代，而在中國農村，老人與其子女的收入水平存在巨大差異，農村老人的收入普遍低于其子女收入，因此對于同樣金額的“新農保”發放金額，由于稟賦收入效應的加持會對兩代人的決策行為產生不同影響。由于農村子女收入較高，使得其父代領取的“新農保”金額對其家庭代際經濟支持決策不會有重大影響，而農村老人則由于收入較低，在獲得養老金收入后出現顯著減少勞動供給的行為，因此本文認為這一差異的原因在于“新農保”發放金額在兩代人之間產生了不同的稟賦收入效應。

為保證表2所示的估計結果無偏誤，需要保證同村參保人數對被解釋變量的影響渠道僅有影響個體參保行為一個路徑，即滿足外生性假定，若這一假定能夠成立，則當第一階段的影響渠道被切斷時同村參保人數對被解釋變量不會存在顯著性影響，為了驗證表2的估計結果是否滿足這一假定，本文在非參保樣本中進行偽造測試以保證不存在第一階段的因果關系，同時在全樣本中將各被解釋變量對同村參保人數進行回歸以形成對比①此處結果與后續穩健性檢驗結果詳見附錄。，檢驗結果顯示該工具變量滿足外生性假設。為了進一步提高估計結果的穩健性，同時考慮到新農保實際領取年齡為60歲，本文進一步對60歲以上樣本進行穩健性檢驗。除此之外，對于60歲以上的樣本而言，參保個體可以獲得養老金收入，是否參保和是否領取新農保二者之間應等同，若前文對是否領取的估計結果足夠穩健，在60歲以上樣本中將其替換為是否參加新農保的估計結果不會有顯著差異，因此本文同時進行了替換核心解釋變量的穩健性檢驗。檢驗結果顯示，60歲以上群體相比45歲以上全樣本而言，同村參保人數增加會進一步提高觀測樣本的領取概率和領取規模，同時財富轉移和農業勞動供給的估計系數有所下降，相關性趨勢未發生變化，因此可以發現本文實證結果較為穩健。

3. 三階段最小二乘(3SLS)估計。在稟賦收入效應和利他動機占優成立的條件下，老年人的勞動供給和家庭轉移支付之間可能存在相互影響，如子代對父代的財富轉移本身可能會提高其父代的可支配收入水平，進而對父代的勞動供給產生擠出效應，因此前文所用的兩類被解釋變量之間可能存在互為因果效應，若這一互為因果關系成立，就可能會引起前文對“新農保”政策效果的估計結果有偏，為了進一步提高估計結果的穩健性，本文采取聯立方程組的形式做進一步估計，將家庭代際經濟支持規模和勞動供給時間作為互為內生變量，在前文的回歸中對非農業勞動供給時間的估計結果穩健性較差，因此在本部分不對非農業勞動供給進行分析，農業勞動時間和家庭代際經濟支持的聯立方程設定為：

其中transfer代表家庭代際經濟支持規模，agro表示農業勞動時間，ifpension表示是否領取“新農保”的二值虛擬變量，本文同時將領取規模也作為核心解釋變量進行估計，Xm和Cn分別代表影響家庭代際經濟支持和農業勞動時間的控制變量，其中Xm包括受教育水平、性別、年齡、年齡平方、自評健康、婚姻狀況、子女個數、是否有同住子女、子女平均收入、孫代個數和資產，Cn包括子女個數、受教育水平、性別、年齡、年齡平方、自評健康、婚姻狀況、IADL功能性障礙、資產和家中是否有農機器具，v1i和v2i分別表示兩方程中的地區固定效應，ε1i和ε2i分別表示兩方程的擾動項，α0和λ0為截距項，γ為核心變量的估計系數，本文選取3SLS估計方法對方程組參數進行估計，結果見表3。

表3中的第(1)列是核心解釋變量為是否領取新農保的估計結果，第(2)列是核心解釋變量為領取“新農保”規模的估計結果。根據估計結果可以發現，是否領取新農保和領取規模對家庭內部的財富代際經濟支持規模仍未通過顯著性檢驗，而對農業勞動時間的影響仍在1%的顯著性水平上呈現負向影響，并且估計系數與前文相比沒有出現突變，各系數與60歲以上樣本的回歸結果較為接近，這也驗證了本文相關估計結果的穩健性。

表3 控制互為內生效應后的三階段最小二乘估計結果

除此之外，根據3SLS估計結果還可以發現家庭代際經濟支持和老人勞動供給時間存在單向影響，子代對父代的財富轉移會減少父代的勞動供給時間，這驗證了前文對勞動供給和收入之間關系的分析，即老人的可支配收入增加會對勞動供給產生擠出作用，此時家庭代際經濟支持和新農保養老金發揮了同樣的作用，這也從另一個角度驗證了新農保對勞動供給的影響來自稟賦收入效應；農業勞動供給時間對家庭代際經濟支持則不具有顯著性影響，這也驗證了家庭內部子代對父代的財富轉移決策者主要在子代，并且轉移過程中父代當前的工作狀態和收入水平并不是影響子代轉移決策的主要原因，這也可以從側面驗證當前農村家庭子代對父代的轉移動機仍以利他動機為主。

六、結論與理論意義拓展

（一）研究結論

本文利用中國健康與養老追蹤調查最新發布的2018年調查數據，觀察“新農保”政策對農村家庭子代向父代的轉移支付和農村老人勞動供給的影響。研究表明，第一，“新農保”政策顯著影響農村老人的勞動供給行為，對農業勞動供給均有明顯擠出效應，對非農業勞動供給的影響表現為60歲以上個體中的擠出效應更為明顯，但該政策不再對家庭轉移支付有顯著影響。即“新農保”對“養兒防老”和財富代際轉移的利他動機有一些減弱，但不顯著。第二，在控制了關鍵變量的基礎上，利用Altonji等(2005)和Nunn(2011)的分析方法發現，所得結論由不可觀測變量驅使的可能性較小，同時IV估計結果中核心變量的符號與基準回歸中一致；第三，利用3SLS發現家庭代際經濟支持會顯著擠出老人的勞動供給，而后者對前者沒有顯著影響。上述結論與現有文獻研究結論有一定差異，尤其是在對家庭代際經濟支持的擠出效果方面存在較大差異。

（二）理論意義拓展

1. “社會統籌養老”“家庭代際養老”和“個人自我養老”之間存在內生性，受制度變量影響。

(1)“社會統籌養老”與“家庭代際養老”(家庭代際經濟支持)應是一種互補機制，其不應成為完全替代“家庭代際養老”的工具，而應是養老體系的最后一道防線，具有雙重保險功能。“社會統籌養老”制度旨在減輕老年人對子女的經濟依附關系，有助于調節養老金差異，實現公共福利均等化。“社會統籌養老”擠出家庭代際經濟支持，本質上是無血緣關系的子代納稅，結果擠出有血緣關系的子代對其老人的經濟支持，減輕了家庭負擔，相當于減少了家庭稅，增加了社會稅，分散了風險。預期政策效果是老有所依，老有所養，降低農村家庭對“養兒防老”的過度依賴。但子女對老人的經濟支持是基礎與前提，是整個養老體系不可替代的部分，并且是老人的精神慰藉，可增進歸屬感，有助于穩定的家庭關系代際傳承。但若擠出家庭代際經濟支持太多，將會帶來倫理問題。

(2)“社會統籌養老”與“個人自我養老”應是一種互動反應機制，新農保進行社會統籌養老，減少了農村老年人的預算約束，增加農村居民閑暇時間，實現普惠福祉。但“社會統籌養老”是養弱勢，不應因新農保這一社會統籌養老而過度刺激年齡不太大老人閑暇時間，應重視老齡人力資源的配置，引領經濟增長。制度應區別較年輕老年人和年齡較大的老年人，避免相對年輕的老年人完全放棄勞動參與。當一個人在有勞動能力時卻由社會贍養，這是一種人力資本的浪費，影響人力資本配置效率，應激勵個人自身的努力養老行為。“家庭代際養老”與“個人自我養老”是一種復雜的利他和交換動機的綜合，是教育投資、健康傳遞、閑暇偏好、財富代際轉移、代際親情、理性選擇或有限理性、人類進化、基因等多變量互動的結果。

2. 本文關于養老體系的研究是對正稅和負稅機制進行的經濟學揭示

就每個人生命周期而言，少年以下群體和老年人分別被撫育和被贍養，繳納負稅，而青壯年實施撫育和贍養責任，承受正稅；就同一時點而言，青壯年納稅用于撫育少年以下群體，用于贍養老年人。這是一個文明社會的代際福祉傳遞關系，反映了一種文明社會的本能。對個人生命周期福祉的動態有效配置和合意的分配，是一個社會良性運行的基礎。本文揭示養老金來源的多項因果影響機制和多維福利效果，是公共財政統籌還是家庭子女經濟資助，或個人勞動所得？即養老金來源于家庭外的子代，還是家庭內的子代，抑或父代自身？這本質上是一種代際稅收關系：是無血緣關系的人承擔稅，還是有血緣關系的人承擔稅，或者自己承擔稅的一種機制。

3. “新農保”開啟農村居民“社會統籌養老”的大門，具有里程碑意義

“社會統籌養老”的倫理基礎是彌補個人家庭理性不足。“社會統籌養老”使老年人享受養老金，其邏輯和倫理基礎是青壯年時期曾承擔正稅，即政府幫助個人統一進行的儲蓄積累；而“家庭代際養老”是老年人在子女身上的投資收益，是青壯年時期收入的代際轉移。“個人自我養老”是老年時期繼續提供勞動進行養老，甚至還繼續負擔正稅，根據樣本數據顯示，在相對年輕的老年人群中是存在這種現象的。