子女數(shù)量、社會保障供給對代際轉移方向的影響
——基于CFPS2018調查數(shù)據(jù)的實證分析

賈洪波， 謝沁璇

(北京航空航天大學 社會保障研究中心， 北京 100083)

中國自2000年進入老年型社會以來，人口老齡化狀況持續(xù)發(fā)展，人口老齡化壓力日益嚴峻。據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒2020》數(shù)據(jù)顯示，2019年中國65歲及以上人口為17 603萬人，占人口總數(shù)的12.60%[1]。第七次全國人口普查結果顯示，2020年 “65歲及以上人口為19 064萬人，占人口總數(shù)的13.50%……人口老齡化程度進一步加劇，未來一段時期將持續(xù)面臨人口長期均衡發(fā)展的壓力”[2]。老人比重的提高必然會加大對家庭養(yǎng)老、社區(qū)養(yǎng)老和政府提供的社會保障支持等養(yǎng)老保障的需求。中國政府提供的養(yǎng)老支持主要側重對老人經(jīng)濟收入方面的支持，包括養(yǎng)老金、醫(yī)療保險、退休金和其他類型的社會補助。然而，福利供給模式正在由福利國家轉向福利社會。國家作為福利多元供給的主體之一，目前對老人養(yǎng)老支持的程度是有限的。中國深受“孝道”文化影響，“贍養(yǎng)老人”的觀念源遠流長。目前，子女的經(jīng)濟支持是老人養(yǎng)老的重要支撐之一。同時，子女還能為老人提供情感慰藉和照料支持。可見，多子多福引致的子女贍養(yǎng)這一家庭保障制度與正式的政府提供的社會保障一樣，均對養(yǎng)老保障起著不可替代的作用。父母為了減輕子女的生活負擔，也會給予子女相應的經(jīng)濟和照料支持。例如，許多父母為子女購房提供如首付款等支持，多數(shù)父母會對子女的教育進行投入，這使得父代對子代經(jīng)濟代際轉移不小。父代還通常會幫助子代照料孫代等。在此背景下，多子帶來的可能不是多福，也有可能是父代更多的經(jīng)濟和照料負擔。在計劃生育政策的實施和其他若干因素的共同作用下，中國進入后人口轉變時期，人口總和生育率下降、家庭結構小型化，加之人口流動頻繁和城市化的發(fā)展以及父母和子女分開居住的趨勢增強等，都在客觀上減少了父代和子代之間的往來。因此，有必要系統(tǒng)分析當前的子女數(shù)量與代際轉移情況，從而為平衡家庭保障(贍養(yǎng))和政府提供的社會保障之間的關系提供學術參考。

一、文獻綜述

學術界對子女數(shù)量、社會保障供給與代際轉移關系的研究主要從三個方面展開。

第一，子女數(shù)量影響代際轉移，具體細分為子女總數(shù)量、性別和孩次等變量對代際轉移的影響。國外關于子女數(shù)量對向上代際轉移影響的研究結論并不一致。例如，Logan和Bian根據(jù)中國的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，子女規(guī)模的增加會增加非同居子女向上的經(jīng)濟轉移支付概率，其中喪偶的母親相較于喪偶的父親會有更大的概率得到經(jīng)濟支持[3]。Zimmer和Kwong研究表明，子女數(shù)量的增加不僅會增加父母從子女那里得到經(jīng)濟援助的概率，還會擠出父母得到的其他形式的經(jīng)濟支持[4]。但是Lam和Schoeni得出了不同的結論，認為子女數(shù)量對向上代際轉移沒有顯著影響[5]。國外對于子女數(shù)量影響向下代際轉移的研究結論比較一致，不少學者認為子女數(shù)量與向下的經(jīng)濟轉移規(guī)模呈負相關關系。例如，?slund和Gr?nqvist認為，在富裕國家，隨著孩子的數(shù)量增多，向下的經(jīng)濟轉移會減少[6]。Emery指出，少子家庭的子女會比多子家庭的子女有更大概率得到父母的經(jīng)濟支援[7]。國內對子女數(shù)量影響代際轉移的研究較少。對于子女數(shù)量的增加能否提高老人養(yǎng)老供給水平的議題存在不同的觀點，且多數(shù)研究集中于向上的代際轉移。一種 觀點認為多子多福，即隨著子女數(shù)量的增加，老人受到代際支持的概率和規(guī)模也會增加，這是因為子女之間存在“孝順攀比”現(xiàn)象。例如，陶裕春和申昱研究發(fā)現(xiàn)，子女的數(shù)量越多，子女越傾向給予父母較多的經(jīng)濟支持[8]。另一種觀點認為子女數(shù)量對老人受到的代際支持沒有影響。例如，謝桂華研究發(fā)現(xiàn)，子女數(shù)量對老人受到的照料轉移沒有顯著影響[9]。夏傳玲和麻鳳利也發(fā)現(xiàn)，子女數(shù)量對老人的經(jīng)濟供養(yǎng)、照顧轉移和情感慰藉均沒有直接影響[10]。性別和孩次對于代際轉移的影響也沒有得到一致的結論。周律等通過對巢湖地區(qū)調研數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，子女性別對向上代際的經(jīng)濟轉移沒有顯著影響，但子女序次對于父母得到的經(jīng)濟支持有顯著影響，父母得到的經(jīng)濟支持與年長子女的收入水平呈正相關關系，與年幼子女的收入水平呈負相關關系[11]。楊菊華和李路路對東亞國家和地區(qū)代際互動的情況進行了比較，發(fā)現(xiàn)獨生兒子給父母提供的經(jīng)濟和情感撫慰支持的可能性更低[12]。雷曉燕通過對中年女性調研發(fā)現(xiàn)，不同性別子女向下的代際轉移存在差異，女兒得到母親經(jīng)濟轉移支持的概率大于兒子[13]。張航空指出，不同性別的代際支持存在差異。在經(jīng)濟轉移方面，女兒給予父母實物的概率更大，兒子幫助父母繳納醫(yī)藥費的概率更大；在照顧轉移方面，女兒打電話聯(lián)系關心父母的概率更大，兒子上門探望父母的概率更大[14]。

第二，社會保障供給影響代際轉移的研究。Rein認為，在福利發(fā)展比較成熟的德國、美國和英國等國家，社會保障的轉移支付對于代際轉移沒有擠出效應[15]。但是，Cox和Jimenez對秘魯家庭的實證分析發(fā)現(xiàn)，沒有參加社會保障的老人相比參加過社會保障的老人受到子女經(jīng)濟支持的概率高出20%[16]。Jensen以南非老人數(shù)據(jù)為例進行研究，發(fā)現(xiàn)老人獲得政府的養(yǎng)老金收入會將離家子女對老人的經(jīng)濟支持擠出約25%～30%[17]。Juarez研究墨西哥1996—2004年的收入和支出調查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老補助金對向上代際的私人經(jīng)濟轉移支付具有擠出作用，額外的養(yǎng)老補助金也會減少老人向下代際的照顧轉移時間[18]。此外，國內在這方面的文獻也尚未取得一致結論。一方面，社會保障供給會擠出代際轉移。張航空和孫磊認為，社會保障政策對向上的代際經(jīng)濟支持有擠出效應[19]。蔣承和趙曉軍認為，老人參加社會保障會擠出子女照料父母的時間[20]。另一方面，社會保障供給會擠入代際轉移。胡宏偉等通過城鄉(xiāng)居家養(yǎng)老服務的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，老人參加醫(yī)療保障會增加子女對老人的代際轉移額度[21]。陳欣欣和董曉媛認為，父代的社會保障收入增加會提升老人的經(jīng)濟地位，從而增加子女對老人的照料頻率[22]。劉佩和孫立娟研究發(fā)現(xiàn)，隨著老人的社會保障收入增加，子女會給予老人更多的代際經(jīng)濟支持，因為子女認為老人擁有更多的時間和財力，可以幫助他們照料孫子孫女，基于社會交換心理，子女會給予父母更多的經(jīng)濟支持[23]。

第三，子女數(shù)量影響社會保障供給的研究。Showers和Shotick通過實證分析發(fā)現(xiàn)，對于老年家庭而言，家庭規(guī)模每減少一個單位，會導致家庭每季度參與社會保險的支出減少24.42美元[24]。Gutter和Hatcher主要研究黑人和白人參加人身保險的差異，其研究結果表明，家庭規(guī)模和是否擁有子女對于黑人和白人參加人身保險都沒有顯著影響[25]。Gandolfi和Miners探究了夫妻之間參加人身保險是否存在差異，發(fā)現(xiàn)家庭人口數(shù)量對參加人身保險的規(guī)模有著顯著影響[26]。而國內研究則多側重對農村家庭的研究。樊綱治和王宏揚研究發(fā)現(xiàn)，家庭規(guī)模大和老人占比高會增強家庭對于人身保險的需求[27]。許恒周等研究發(fā)現(xiàn)，子女數(shù)量和子女性別對養(yǎng)老保障模式選擇沒有直接影響[28]。雍嵐等研究發(fā)現(xiàn)，子女規(guī)模的增多對農民工參加養(yǎng)老保險的意愿有替代作用[29]。尹秀芳研究發(fā)現(xiàn)，兒子和女兒數(shù)量的增加都會減少家庭成員參加商業(yè)保險的概率，但擁有同樣數(shù)量兒子與擁有同樣數(shù)量女兒的家庭相比，前者參加商業(yè)保險的概率更低[30]。聶建亮和鐘漲寶通過實證分析發(fā)現(xiàn)，子女數(shù)量的增多并不能減輕父代的養(yǎng)老擔心，只有良好的父子關系才能有效降低農民工的養(yǎng)老擔心[31]。

綜上所述，既有文獻主要從實證分析的角度進行研究，國外文獻對向上或向下兩個方向的代際轉移都有研究，而國內文獻則多集中于對向上代際轉移單方向的研究。國內外的研究均沒有取得完全一致的結論，這可能與研究對象特定的國別、地域和文化有很大關系。既有研究對于代際轉移的研究還不全面，如只著眼于研究代際轉移的一個方向，沒有研究代際轉移的雙向流動，或者只研究經(jīng)濟代際轉移，忽略了照顧代際轉移等；既有多數(shù)文獻研究的變量只包括了父母或子女其中一方的人口學特征，沒有將雙方的人口學特征都納入研究；既有多數(shù)文獻主要考察養(yǎng)老保障對代際轉移的影響，忽略了現(xiàn)實中給老人提供支持的社會保障項目，如醫(yī)療保險、農業(yè)補助、撫恤金和低保等其他政府轉移支付對代際轉移的影響；既有文獻通常研究子女數(shù)量、社會保障供給和代際轉移變量三者兩兩之間的關系，研究三者整體關系的并不多見。下文試圖在上述方面補足和豐富既有研究，在同時考慮代際轉移方向、父代和子代雙方人口學特征以及老人參加社會保障項目現(xiàn)實情況的基礎上，探討子女數(shù)量和社會保障供給對代際轉移方向的影響。

二、研究設計

(一)數(shù)據(jù)來源

研究采用的數(shù)據(jù)來源于2018年中國家庭追蹤調查問卷(China Family Panel Studies 2018，CFPS2018)。該問卷由北京大學發(fā)放、回收和統(tǒng)計，主要以家庭和個人為單位，涵蓋了經(jīng)濟情況、社會福利和人口健康等主題。問卷的樣本覆蓋了25個地區(qū)，規(guī)模接近16 000戶。問卷以家庭為單位進行調查，原因在于家庭中成員的數(shù)據(jù)完備，有利于展開深入的研究，因此，依據(jù)該問卷的調查數(shù)據(jù)，選取了滿足個體存活子女數(shù)量大于0且子女年齡大于或者等于18歲的 60歲 及以上老人的數(shù)據(jù)。因為如果子女年齡太小，可能沒有能力為父代提供經(jīng)濟支持，進而會影響代際轉移的整體分析結果，因此將此類樣本刪除。經(jīng)過數(shù)據(jù)清洗后，最終選擇2 604個家庭樣本，3 718個 父代個體樣本，6 103個子代個體樣本。

(二)變量選取及賦值

1.自變量選取及賦值

研究的核心自變量為子女數(shù)量。該自變量的統(tǒng)計來源于家庭問卷中的子女樣本編碼，并分別對每位 老人的子女樣本編碼進行數(shù)量的總和計算，最終結果即為每位老人的子女數(shù)量。家庭結構特征根據(jù)每位老人子女的性別分布情況賦值，分為三類：兒子數(shù)量>女兒數(shù)量，賦值為“1”；兒子數(shù)量=女兒數(shù)量，賦值為“0”；兒子數(shù)量<女兒數(shù)量，賦值為“-1”。父代人口特征賦值如下：父代最高學歷文盲賦值為“0”，小學賦值為“1”，初中賦值為“2”，高中/中專/技校/職高賦值為“3”，大專賦值為“4”，大學本科賦值為“5”，碩士及以上賦值為“6”；父代年齡按照父母的實際年齡賦值；父代性別男性賦值為“1”，女性賦值為“0”；父代戶籍農業(yè)戶口賦值為“1”，非農業(yè)戶口賦值為“0”；父代婚姻狀況在婚賦值為“1”，非在婚(離異或喪偶)賦值為“0”。子代人口特征賦值如下：子代最高學歷賦值規(guī)則與父代相同；子代年齡依據(jù)子代的平均年齡賦值；子代稅后年收入根據(jù)子代稅后年收入的平均值進行統(tǒng)計并作對數(shù)處理；子代的婚姻狀況則分為在婚數(shù)量和非在婚數(shù)量，以實際統(tǒng)計情況賦值。

2.中介變量選取及賦值

研究的中介變量的選取主要來源于父母參加社保的情況，即個人問卷中的問題結果。“您是否參加(領取)養(yǎng)老金？”，參加(領取)賦值為“1”，反之為“0”；“您享有哪些醫(yī)療保險？”的結果統(tǒng)計，若參加醫(yī)療保險項目大于0，賦值為“1”，若選擇“以上都沒有”則賦值為“0”；是否領取其他政府補助來源于問題“過去12個月，您家是否收到過政府以現(xiàn)金或實物形式發(fā)放的各類補助？”，是則賦值為“1”，否則賦值為“0”。

3.因變量選取及賦值

研究的因變量為代際轉移方向，分別為經(jīng)濟代際轉移方向和照顧代際轉移方向，均為多分類的類別變量。經(jīng)濟代際轉移方向的取值等于“子女對父代的經(jīng)濟代際轉移總額”減去“父代對子女的經(jīng)濟代際轉移總額”，其中經(jīng)濟代際轉移的數(shù)額為上一年的總額，差額大于0，賦值為“3”；差額小于0，賦值為“2”；差額等于0，賦值為“1”。照顧代際轉移方向的取值等于“子女對父代的照顧代際轉移總額”減去“父母對子女的照顧代際轉移總額”，其中照顧代際轉移的數(shù)值取值為一個 月中照顧的天數(shù)。差額大于0，賦值為“3”；差額小于0，賦值為“2”；差額等于0，賦值為“1”。

(三)研究假設

假設1：子女數(shù)量越多，經(jīng)濟代際轉移方向向上和向下的概率均會越大。

假設2：子女數(shù)量越多，照顧代際轉移方向向上和向下的概率均會越大。

假設3：父母參與社會保障項目會增加向下經(jīng)濟代際轉移的概率，減小向上經(jīng)濟代際轉移的概率。

假設4：父母參與社會保障項目會增加向下照顧代際轉移的概率，減小向上照顧代際轉移的概率。

假設5：參加社會保障在子女數(shù)量對經(jīng)濟代際轉移方向的影響中起中介作用。

假設6：參加社會保障在子女數(shù)量對照顧代際轉移方向的影響中起中介作用。

三、實證分析

(一)回歸分析

分別以經(jīng)濟代際轉移方向和照顧代際轉移方向為因變量，將上文各變量納入無序多分類Logistic回歸模型中，結果如下：

1.子女數(shù)量對經(jīng)濟代際轉移方向的影響

如表1所示，Logistioc回歸模型通過了顯著性檢驗且有一定的擬合度。由該模型結果可知，子女數(shù)量對向上和向下的經(jīng)濟代際轉移均有正向顯著影響，即隨著子女數(shù)量的增長，代際之間發(fā)生經(jīng)濟代際轉移的概率會增大。

表1 子女數(shù)量對經(jīng)濟代際轉移方向影響的回歸結果

2.子女數(shù)量對照顧代際轉移方向的影響

如表2所示，Logistioc回歸模型通過了顯著性檢驗且有一定的擬合度。由該模型結果可知，子女數(shù)量對向上照顧代際轉移和向下照顧代際轉移均有正向顯著影響。可見，隨著子女數(shù)量的增加，代際間發(fā)生照顧代際轉移的概率會增大。

表2 子女數(shù)量對照顧代際轉移方向影響的回歸結果

3.社會保障供給對經(jīng)濟代際轉移方向的影響

如表3所示，Logistic回歸模型通過了顯著性檢驗且有一定的擬合度。由該模型結果可知，是否參加養(yǎng)老保險對向下的經(jīng)濟代際轉移具有顯著影響，是否參加醫(yī)療保險和是否領取其他政府補助對向下經(jīng)濟代際轉移不具有顯著影響。其中，相較于未參加養(yǎng)老保險的老人，參加養(yǎng)老保險的老人更容易發(fā)生向下的經(jīng)濟代際轉移，其概率為未參加養(yǎng)老保險老人的1.654倍。這可能是因為養(yǎng)老保險為老人提供了穩(wěn)定的收入，老人的經(jīng)濟也變得相對寬裕，因此增加了老人對子女進行經(jīng)濟代際轉移的概率。而關于向上的經(jīng)濟代際轉移，是否參加醫(yī)療保險和是否領取其他政府補助在一定 程度上都擠出來自子女的經(jīng)濟支持。其中，相較于未參加醫(yī)療保險的老人，參加醫(yī)療保險的老人受到子女經(jīng)濟代際轉移的概率更小，是未參加醫(yī)療保險老人的 0.662倍； 相較于未領取其他政府補助的老人而言，領取政府補助的老人更不易受到來自子女的經(jīng)濟資助，概率為未領取其他政府補助老人的0.672倍。

表3 社會保障供給對經(jīng)濟代際轉移方向影響的回歸結果

4.社會保障供給對照顧代際轉移方向的影響

如表4所示，Logistic回歸模型通過了顯著性檢驗且有一定的擬合度。由該模型結果可知，父母是否參加醫(yī)療保險對向下的照顧代際轉移具有顯著影響，其余的自變量對照顧代際轉移不具有顯著影響。其中，參加醫(yī)療保險的老人更易發(fā)生向下的照顧代際轉移，概率是未參加醫(yī)療保險老人的1.132倍。可見，社會保障供給與照顧代際轉移方向的關聯(lián)性不大。這可能是因為照顧代際轉移的影響因素更多是與父代和子代的居住距離、父代的健康情況以及子代是否擁有子女等變量有關。

表4 社會保障供給對照顧代際轉移方向影響的回歸結果

(二)中介效應分析

社會保障一方面會增加參加社會保障項目的父代的可支配收入，另一方面也會影響參加社會保障項目的父代是否會爭取其他收入的動機和行為，從而會對父代的收入和閑暇產生影響，進一步會影響子女數(shù)量和代際轉移方向之間的關系。那么，社會保障是否對子女數(shù)量和代際轉移方向之間的關系起中介作用呢？筆者將子女數(shù)量作為自變量，經(jīng)濟代際轉移方向和照顧代際轉移方向作為因變量，分別檢驗是否參加養(yǎng)老保險、是否參加醫(yī)療保險以及是否領取其他政府補助的中介效應。

1.是否參加養(yǎng)老保險的中介效應檢驗

如表5所示，模型1是子女數(shù)量對是否參加養(yǎng)老保險的二元Logistic回歸。結果表明，子女數(shù)量越多，老人參加養(yǎng)老保險的概率越大。模型2為子女數(shù)量與是否參加養(yǎng)老保險對經(jīng)濟代際轉移方向的Logistic回歸。結果表明，對向上的經(jīng)濟代際轉移，Za×Zb的95%置信區(qū)間為[-0.0213,0.0013]，置信區(qū)間包含0，中介效應不顯著①。同理，對于向下的經(jīng)濟代際轉移，Za×Zb的95%置信區(qū)間為[-0.0060,0.0180]，置信區(qū)間包含0，中介效應也不顯著。模型3為子女數(shù)量與參加養(yǎng)老保險對照顧代際轉移方向的Logistic回歸。結果表明，對向上的照顧代際轉移，Za×Zb的95%置信區(qū)間為[-0.0140, 0.0070]，置信區(qū)間包含0，中介效應不顯著；對向下的照顧代際轉移，Za×Zb的95%置信區(qū)間為[-0.0160,0.0020]，置信區(qū)間包含0，中介效應也不顯著。

表5 是否參加養(yǎng)老保險的中介效應檢驗結果

2.是否參加醫(yī)療保險的中介效應檢驗

如表6所示，模型4顯示，子女數(shù)量越多，父代參加醫(yī)療保險的概率越大。模型5顯示，對向上的經(jīng)濟代際轉移，Za×Zb的95%置信區(qū)間為[-0.0470,0.0180]，置信區(qū)間包含0，中介效應不顯著；對向下的經(jīng)濟代際轉移，Za×Zb的95%置信區(qū)間為[0.0004,0.1080]，置信區(qū)間不包含0，因此，是否參加醫(yī)療保險在子女數(shù)量對于向下的經(jīng)濟代際轉移這一影響路徑上的中介效應顯著。模型6顯示，對向上的照顧代際轉移，Za×Zb的95%置信區(qū)間為[-0.0300,0.0430]，置信區(qū)間包含0，中介效應不顯著；對向下的照顧代際轉移，Za×Zb的95%置信區(qū)間為[-0.0600,0.0080]，置信區(qū)間包含0，中介效應也不顯著。

表6 是否參加醫(yī)療保險的中介效應檢驗結果

3.是否領取其他政府補助的中介效應檢驗

如表7所示，模型7顯示，子女數(shù)量對父代是否領取其他政府補助的影響是顯著的。子女數(shù)量越多，老人領取其他政府補助的概率越小。模型8顯示，對向上的經(jīng)濟代際轉移，Za×Zb的95%置信區(qū)間為[-0.1120,-0.0460]，置信區(qū)間不包含0，中介效應顯著；對于向下的經(jīng)濟代際轉移，Za×Zb的95%置信區(qū)間為[-0.0120,-0.0690]，置信區(qū)間不包含0，中介效應顯著。模型9顯示，對向上的照顧代際轉移，Za×Zb的95%置信區(qū)間為[-0.0690,0.0190]，置信區(qū)間包含0，中介效應不顯著；對向下的照顧代際轉移，Za×Zb的95%置信區(qū)間為[-0.0260,0.0350]，置信區(qū)間包含0，中介效應也不顯著。

表7 是否領取其他政府補助的中介效應檢驗結果

四、結論性評論與政策建議

(一)結論性評論

上文對子女數(shù)量和社會保障供給對代際轉移方向的影響進行了實證研究，且在研究中考慮了代際轉移方向、父代和子代雙方的人口學特征以及老人參加社會保障項目現(xiàn)實情況等因素，并使用CFPS2018調查數(shù)據(jù)進行實證檢驗。研究結果表明，子女數(shù)量不僅對經(jīng)濟代際轉移方向有正向顯著影響，而且對照顧代際轉移方向也有正向顯著影響；相較于未參加養(yǎng)老保險的老人而言，參加養(yǎng)老保險的老人更易發(fā)生向下的經(jīng)濟代際轉移；相較于未參加醫(yī)療保險的老人而言，參加醫(yī)療保險的老人更不易發(fā)生向上的經(jīng)濟代際轉移，但更易發(fā)生向下的照顧代際轉移；相較于未領取其他政府補助的老人而言，領取其他政府補助的老人更不易發(fā)生向上的經(jīng)濟代際轉移。子女數(shù)量對向下的經(jīng)濟代際轉移影響方面，是否參加醫(yī)療保險的中介效應顯著。子女數(shù)量對向上的經(jīng)濟代際轉移影響方面，是否領取其他政府補助的中介效應顯著。

孩子數(shù)量是生育率的重要衡量指標，代際轉移與生育率密切相關。社會保障會對參加社會保障項目人員整個生命周期的可支配收入產生一定影響，進而對生育決策和代際關系產生影響。就CFPS2018數(shù)據(jù)的實證檢驗結果來看，社會保障供給會在一定程度上影響父代的財富供給并進而影響代際轉移方向。從這個意義上來講，筆者的研究觸及了財富流理論。盡管中國代際關系的總體趨向是由反哺式走向接力式，但是筆者研究結果表明，目前中國雙向代際依存關系仍然存在，社會保障是否促進或者促退反哺式代際關系走向接力式代際關系還不能一概而論，需要進一步就具體的社會保障項目進行具體分析。社會保障作為父代的收入也可以進入萊賓斯坦模型從而影響到家庭的生育決策行為。如果父代獲得的社會保障收入增加并進而降低了子代對父代向上的代際轉移，那么家庭生育孩子的邊際收益就會進一步下降。筆者的研究結果還表明，參加不同社會保障項目的老人獲得子代經(jīng)濟轉移和照顧轉移的方向是不同的，因此不能籠統(tǒng)地而只能具體地說某個社會保障項目對家庭的邊際孩子生育決策產生了影響。

(二)政策建議

1.落實國家三孩生育政策

上文分析表明，子女數(shù)量對于老人得到的代際支持有顯著的正向影響。因此，全面落實國家三孩 生育政策至關重要，這是未來緩解老人養(yǎng)老壓力的有效途徑。具體來說：首先，提升育齡婦女的生育意愿。例如，除了對育齡婦女直接發(fā)放生育津貼外，還可對聘用產后婦女的用人單位給予相應補貼，減少女性受到職場歧視的概率。其次，公務員報考可以放寬對育齡婦女的年齡限制，給女性提供更多的生育后的就業(yè)機會。再次，實現(xiàn)生育政策與其他政策協(xié)同。三孩生育政策可以與購房、教育以及就業(yè)等多領域的政策協(xié)同發(fā)力。例如，可以對生育三孩的家庭給予租房費用補貼，增設更多的公立托兒所和幼兒園來降低家庭照顧和教育孩子的成本，政府對用人單位給予成本補貼從而使生育三孩家庭夫妻雙方可以適當?shù)叵硎芨嗟挠齼杭倨诘取Ｗ詈螅皶r評估三孩生育政策實施情況。定期對三孩生育政策的影響進行評估，分地區(qū)、年齡和城鄉(xiāng)等多個層次進行政策效果的分析。宣傳三孩政策落實較好地區(qū)的成功經(jīng)驗，為其他地區(qū)開展三孩政策實踐做示范。

2.開拓和創(chuàng)新養(yǎng)老服務模式

上文分析表明，子女數(shù)量對照顧代際轉移方向有正向顯著影響。在目前短期內難以快速提升生育率的情況下，開拓和創(chuàng)新其他形式的養(yǎng)老服務模式對于保證老人得到有效照顧就顯得非常必要。養(yǎng)老服務的開拓和創(chuàng)新要按照“就近原則”充分發(fā)揮老人日常生活所在地附近的組織和人員的作用。例如，可以采用“社區(qū)互助”的模式。社區(qū)里采用“一對 一”幫扶的形式，即同一社區(qū)里剛退休的老人可以與高齡老人組隊，由較年輕的老人照料高齡老人的日常生活，高齡老人也可以為照料者支付一定的費用。又如，居(村)委會可以建立“日常問候熱線”，每周給社區(qū)里的老人打電話了解其生活狀況，定期上門訪問，避免老人發(fā)生意外。與此同時，應該將獨居老人和行動不便的老人作為重點關注對象，提高電話慰問和上門探望的頻率。再如，可以將社區(qū)委員會、老年大學、街道辦事處、居(村)委會和物業(yè)管理處等作為定點，設立“突發(fā)應急窗口”，及時解決突發(fā)困難的獨居老人的問題。社區(qū)或者居(村)委會可以和照料中心或者社工組織合作，通過招標的形式為社區(qū)內的老人提供照料服務。還如，養(yǎng)老服務的供給需要精細化。對于老人而言，還需關注其身體健康和心理健康。社區(qū)可以定期引入社工或大學生心理志愿者，為老人定期做心理疏導。此外，可以建立網(wǎng)格化的管理模式，為每個網(wǎng)格單位配備網(wǎng)格化聯(lián)絡人員、專業(yè)養(yǎng)老服務人員和專業(yè)醫(yī)療人員等，資金可以通過社區(qū)內老人繳費和政府補助兩種方式籌集。還可以利用大數(shù)據(jù)技術構建不同老人差異化的養(yǎng)老服務，針對老人的需求開發(fā)遠程診療、心理咨詢、定時陪護、保健服務和日常護理等產品服務，做到養(yǎng)老服務的精準匹配。

3.構建高質量的社會保障制度體系

上文研究表明，父母參與社會保障項目會增大向下經(jīng)濟代際轉移的概率，減小向上經(jīng)濟代際轉移的概率。社會保障在上述方面所起的作用在一定程度上有助于和諧代際關系。因此，國家應該盡可能建立完善的社會保障體系，目前亟須建立針對城鄉(xiāng)老人的長期照護救助制度和長期照護保險制度。同時，要在建立相應的社會保障項目后強制要求符合規(guī)定的對象均參加相應的社會保障項目，盡可能實現(xiàn)全覆蓋。另外，對于既有的社會保障項目要確保其“保基本”的保障能力，避免出現(xiàn)有制度、全覆蓋但是保障待遇不達標的現(xiàn)象。

注釋：

① 中介效應的檢驗過程如下：設X為自變量，Y為因變量，M為中介變量。第一步，做M對X的Logistic回歸，得到回歸系數(shù)a，a的殘差為SE(a)，因為Za=a/SE(a)，則Za的值可以經(jīng)計算得到。第二步，做Y對M和X的logistic回歸，得到回歸系數(shù)b，b的殘差為SE(b)，可依據(jù)Zb=b/SE(b)計算得到Zb。第三步，使用R語言的R Mediation package對Za和Zb進行顯著性檢驗，若Za×Zb的置信區(qū)間不包含0，則說明中介效應顯著。