社会养老能否替代家庭养老

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1、促偽科金2014年第11期55社会养老能否替代家庭养老?来自中国新型农村社会养老保险的证据张川川陈斌开内容提要：中国农村人口老龄化E趋产重，“养儿防老”的传统模式难以持续。基于 最新中国健康与养老迪踪调查（CHARLS）的微观数据，本文利用断点回归方法实证研究 了以“新农保”为基础的农村“社合养老”模丈对“家庭养老”的卷代性。研究结果显示， 荻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下降了大约32-56个 百分点，然币，对于巳经获得转移支付的老年人，并未发现新农保养老金收入对他们获得 的私人转移支付败额存在显著彩响。本文的研究结论表明，“社会养老”对传统“家庭养 老”存在一定程

2、度的替代，但当前效果有限，完善中国农村的“社会养老”模式有待于进一 步提商保障水平。关键词:新埜农村社会养老保险 断点回归 社会养老一、引言作为世界上人口最多的发展中国家，我国在人均收入还不高的情况下就已经迈入了老龄化社 会。根据我国第六次全国人口普査数据,60岁及以上人口占13.26%,比2000年人口普査上升2. 93个百分点，其中65岁及以上人口占& 87% ,比2000年人口普査上升1. 91个百分点,二者都 已经高于“老龄化社会”的国际标准。更为严重的是，根据联合国人口署的预测，中国人口老龄化 问题在2015年后将日趋严重：2015年，中国60岁以上人口比虜将达到15. 1%，这一比

3、更将在2030 年上升到23. 8% ,2050年进一步上升到31.1%。在人口老龄化的大背景下，如何实现“老有所养”已经成为政府和学术界共同关心的焦点问 题。相对于城镇，中国农村养老问题则更为严峻、更为紧迫。这是因为,一方面，在快速城镇化过程 中，年轻人更多从农村向城市移民,导致农村人口老龄化问题更为严重。另一方面，农村养老保障张川川冲央财经大学经济学院，电子信箱:ccz. ihang,to政编码00081；陈斌开（通讯作者），中央财经大学 经济学曉，电子倍箱:chenbinkai 0作者恳谢国家自然科学基金项目（批准号1273289,71003112,71130002/1273012）.

4、国家社科基金重大招标项目（批椎号：12&ZD028）.S英东教育基金会（批准号：141086）.北京市哲学社会科学規划项目（批准号: 12JGB069）、教育部新世纪优秀人才支持计划、中央财经大学“骨年科研创新团队和44中夬财经大学协同创新中心。经济学院研究项 目的资助感谢北京大学、中央财经大学学术研讨会与会者的讨论，族谢匿名审稱人提出的建设性建议。当然，文责自负. 数据来源:国家统计局第六次人口普査汇总数据九 国际上通常把60岁以上的人口占总人口比例达到10% f或65岁以上人口占总人口的比重达到7%作为国家或地区进入 老龄化社会的标准c 数据来源:联合国人口署中国19502050分年懒段人

5、口（联合国中级方案）J经作者计算得郅。该預测蹩在中国目前 计划生育政策不调整的前鬼下做出的。导致人口快速老龄化的直接原因有两个:一是1950年代和1960年代婴儿潮中出生的 人口将在2015年后开始步入老龄阶段;二是1970年末期开姐计划生育政策导致人口出生虫下降 第六次人口普査数据显示,2010年冲国乡村60岁以上人口比重为14.98%,而城市60岁以上人口比畋为11.48%0如 果考虑到大农村户籍的中骨年劳动力在城市务工的事实,中国农村老龄化问题要更为严峻。数据来激：国家统计局第六次人 口普査汇总数据，经作者计算得到。102和社会保障制度建设更为落后，造成农村居民“老有所养”更难实现。针对

6、农村养老难题,国务院 于2009年9月决定在全国试点新型农村社会养老保险制度(后文简称“新农保”)。新农保试点作 为中国政府建立覆盖城乡的社会养老保险体系的重大举措，承担着“实现广大农村居民老有所养” 等一系列重要政策任务(国发200932号)。然而,这项政策是否达到了预期的效果？ “社会养 老”是否可能逐步替代中国农村当前的传统养老方式？本文将基于最新微观调研数据对这一问题 展开研究。在中国农村，“养儿防老”是传统的养老模式，我们称之为“家庭养老”模式。研究发现,成年子 女的转移支付是中国农村老年人的主要生活来源，相当大比例的老年父母从子女处获得代际转移 支付(Lei et al. ,201

7、2) 0 2009年以来，政府在全国各地逐步推进“新农保”制度，为老年人提供了 基本的养老保障，农村“社会养老”开始有序推进。那么，“社会养老”是否能够逐步取代“家庭养 老”，成为农村居艮主要的养老模式？全面回答这个问题尚为时过早,但最新数据已经为我们研究 这个问题提供了契机。从逻辑上讲，如果基于“新农保”的“社会养老”模式是有效的,“新农保”的 推进必将降低老年人对子女代际转移支付的依赖程度，进而对“养儿防老”的传统模式形成替代。 因此，我们可以通过检验“新农保”和子女代际转移支付之间的替代性来研究“社会养老”与“家庭 养老”之间的可替性本文利用“新农保”制度设计上的特点，使用最新搜集的全国

8、性家户调査数据,采用近年来广 泛用于政策评估的断点回归(regression discontinuity)方法，估计了新农保养老金对私人转移支付的 因果效应(causal effect) 0实证结果显示，新农保政策对私人转移支付产生了显著的替代效应：获 取养老金收入使农村老年人口获取私人转移支付的概率显著下降了大约32-56个百分点,然而， 对于已经获得转移支付的老年人,我们没有发现新农保养老金收入对他们获得的私人转移支付数 额存在显著影响。本文的研究结论表明，“社会养老”对传统“家庭养老”存在一定程度的替代，但 当前效果有限，完善中国农村的“社会养老”模式有待于进一步提高保障水平。本文其余部

9、分的结构安排如下:第二节回顾相关文献;第三节给出一个简单的理论框架;第四 节介绍新农保的政策背景;第五节介绍数据;第六节给岀实证策略和计量模型;第七节报告实证结 果;最后为结论性评述。二、文献述评本文将从代际私人转移支付入手研究“社会养老”对“家庭养老”的替代性。在理论文献中，存 在两种截然相反的理论来解释私人转移支付的动机:Becker(1974)认为私人转移支付是出于利他 性动机，而Cox(1987)指出私人转移支付是出于交易动机。按照Becker(1974)的理论，转移支付接 受方收人的增加会降低获得转移支付的概率和数额，按照Cox(1987)的理论则恰恰相反。在私人 转移支付的利他主义

10、模型和交易模型的基础上,大量实证文献通过估卄私人转移支付对收入的反 应来检验这两个相互竞争的理论，但是这些实证研究并没有得到一致的结论。部分研究发现公共 转移支付对私人转移支付几乎没有影响(Cox & Jakubson, 1995；Cox & Rank, 1992；Altonji et al., 1997)；其它研究却发现公共转移支付显著挤出了私人转移支付(例如Cox & Jimenez, 1992；Cox et al. , 2004) cCoxet al. (2004)指出，之前的实证文献之所以没有发现公共转移支付对私人转移支付的“替 代效应”主要是由于这些研究针对的都是发达国家，这些国家的

11、公共转移支付体系很发达,已经大 大减少了私人转移支付的作用。同时，是否存在“替代效应”还取决于转移支付接受者的收入水 平，只有在较高的收人水平上，转移支付的交易动机才会显现，“替代效应”的相对重要性下降。由 于发展中国家的人均收入水平较低，因此，针对发展中国家的研究理论上应当会更支持利他主义假 hi103 张川川、陈斌开:“社会养老”能否替代“冢庭养老”？说。这一点，在一些针对发展中国家的研究中得到了验证。例JU,Cox & Jimenez(1992)针对秘鲁 的研究和Cox et al. (2004)针对菲律宾的研究都发现公共转移支付对私人转移支付有替代作用； Jensen(2003)针对南

12、非的研究发现社会养老金收人显著降低了私人转移支付。Fan(2010)和Fan & Liu(2012)针对我国台湾地区的研究也发现农民养老金计划降低了老年人从成年子女处获得转 移支付的概率。由于数据的限制,针对我国代际私人转移支付的研究较少。近年来，随着微观调査数据的日益 丰富和养老问题愈发受到重视，才开始有越来越多的经济和社会学者关注中国的代际转移支付问 题(Secondi, )997； Cai et al. , 2006； Goh, 2009)0 在较早的一项研究中,Secondi( 1997)使用 1988 年的调査数据描述了中国农村家庭代际转移支付的规模和方向c Cai et al. (

13、2006)考察了老年人口 如何应对养老保障体系不健全借况下的收入下降，发现当老年人口退休陷人贫困时，子女会增加对 父母的代际转移支付o Lei et al. (2012)使用中国健康与养老追踪调査(CHARLS)的预调査数据对 代际间转移支付进行了详细描述,发现中国家庭间转移支付主要是子女向父母进行的代际转移支 付，私人转移支付同子女数量、特征和父母收入都存在显著相关性。然而，针对中国的研究主要停 留在对私人转移支付相关因素的考察，没有从因果慰义上严格估计诸如社会养老保险这样的公共 政策与私人转移支付的关系。本文将以“新农保”的推行为契机，基亍家庭调査数据，估计新农保 养老金对私人转移支付的因

14、果效应，并据以检验“社会养老”对“家庭养老”的替代作用。在本文研究之前,已经有少量文献就新农保政策影响进行了评估。张川川等(2013)同时采用 双重差分方法(DID)和断点回归(RD)方法,从多个角度较为全面地估计了新农保政策的影响，发 现新农保政策的实施在一定程度上减少了老年人贫困、促进了消费、提高了老年人的生活福利水 平，但是他们没有考察新农保政策对家庭代际间私人转移支付的影响。陈华帅、曾毅(2013)和程 令国等(2013)估计了新农保政策的实施对父母和子女间转移支付的影响。然而，他们所采用的计 量分析方法无法很好地识别“新农保”政策与私人转移支付的因果关系。两篇文献都使用双重差 分(D

15、ID)方法来识别“新农保”政策的彎响，然而，他们在定义实验组(treatment group)的时候都杲 按照个人是否参保来定义。然而，参保决策是一个内生的选择结果，参保和未参保的两类个体存 在显著的差异，而这些差异大多源于不可观测的个人偏好和地区政策执行特征,这使得DID的识 别假定很难成立(Fan & Liu, 2012)0与陈华帅、曾毅(2013)和程令国等(2013)不同，本文采用 识别假定更容易得到满足的断点回归方法，基于新近发布的CHARLS数据,估计新农保养老金收 入对家庭代际间转移支付行为的影响,为评估“新农保”政策效果提供更为扎实的经验证据。三、理论框架本部分将刻画公共转移支

16、付影响私人转移支付的理论机制。公共政策对私人转移支付的影响 是家庭经济学和劳动经济学研究的一个经典课题c Barre(1974)和Becker(1974)构建了分析公共 转移支付和私人转移支付关系的一般性理论框架，认为在存在利他主义的情况下，政府用于改变代 际间资源分配的政策(诸如社会保障项目和公共债务项目)可能会完全替代掉私人间的转移支付, 即公共支出和私人转移支付是互替的。本文将在Becker(1974)理论思想的基础上，分析“新农保” 对私人转移支出的影响考虑一个由父母P和子女。构成的家庭c在当期，家庭效用函数可以表 示为：更合理的做法应该是按照受访者所在县或社区是否实行新农保政策来定义

17、实验级和控制组，尽管试点地区的选取同样 不是宪全随机，但要比个人参保选择具有更少的内生性问题(张川川等,2013)。Lemieux & MiUigan(2008)强週了控制组和实验组的非髓机性问题以及此种情况下DID方法在政第评估上的局限性。104China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved.http?(偽爲金2014年第11期UKG.CJ = SW(CJ,gCJ,i = ctP(1)其中为总体效应，匕和匕为自身和对方效用函数，均为单调递增的凹函数,Ci和c“表示对应 的消费。由于本文主要研究“新

18、农保”对子女转移支付行为的替代作用，因此，我们首先刻画父母 的最优化行为，考察“新农保”的实施如何影响老年人对代际转移支付的需求。与Stark(1993)类 似,我们将(1)式中父母的效用函数具体化为：Up(Cp,CJ = (1 -ap)V/Cp) +pVc(Cc)(2)其中，(1竹)和勺分别为父母赋予自己和子女效用函数的权,a,e(0,l)o假定父母的最优化 行为受到如下预算约束：Cp = Yp + TtCt = Ye-TrT0(3)其中，y为收入,c为消费,t为子女对父母的代际转移支付，效用最大化的一阶条件可以表示为： y；(Cp) = (a/(l -ap)Ve(Ce)(4)将预算约束式带

19、人最优化条件得到：%(CJ = (a/(l -ap)Ve(YpYc-Cp)(5)同样，我们可以刻画子女的最优化行为，子女的效用函数可以具体化为：Ug,CJ = (1 a”(CJ +a,(CJ(6)其中，(1 叭)和兔分别为子女赋予父母和自己效用函数的权重,aee(0,l)o子女的预算约束与 (3)式相同，其效用最大化的一阶条件可以表示为：* Vp(Cp) = (/(1 -af)V；(Cf)(7)将预算约束式带人最优化条件得到：巧(CJ = (ac/(i -aj)v；(y? + yf C)(8)比较(5)式和(8)式可以看岀，当aF=af时,父母聂优化行为和子女最优化行为的一阶条件相 同，当屮叭

20、时，父母和子女最优化选择不一样，此时，子女和父母的消费水平由他们之间的讨价 还价能力决定(Stark,1993)。由于本文主要关心公共转移支付上升对私人转移支付的影响，我们 无须进一步讨论父母和子女的讨价还价行为。公共转移支付上升会导致私人转移支付下降的充分 条件是，无论是基于(5)式还是基于(8)式，公共转移支付提高都会降低子女对父母的转移支付。 换而言之，当公共转移支付上升时,子女希望更少的进行私人转移支付，而父母也希望接受更低的 转移支付，此时，无论讨论还价能力如何,均衡的转移支付必然下降。公共转移支付直接提高了父母收入，父母收入上升对子女代际转移支付的影响为：(9)狎%叮 %_ % -

21、(5)式和(8)式两边对i；求导得到： 0由此可得,3T 二 S)?1994-2015 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved.105(偽爲金2014年第11期?1994-2015 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved.105(偽爲金2014年第11期(10)从(10)式可以看出，无论是基于父母还是基于子女的最优化行为,在均衡条件下，父母收入提?1994-2015 China Acade

22、mic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved.105张川川、陈斌开:“杜会养老”能否替代“家庭养老？高都将降低子女对父母的代际转移收人。换而言之，针对老年人的公共转移支付在提高老年人收 入的同时,将降低老年人对子女代际转移支付的依赖，产生“替代效应” c四、政策背景国务院于2009年9月正式启动新农保全国试点，国务院办公厅发布了关于开展新型农村社 会养老保险试点的指导意见（国发2009 32号），对新农保实施方案做出了具体规定按照指 导意见的规定，新农保试点的任务目标是“探索建立个人缴费、集体补助、政府补贴相结合的新农

23、 保制度，实行社会统筹与个人账户相结合，与家庭养老、土地保障、社会救助等其他社会保障政策措 施相配套，保障农村居民老年基本生活”。新农保的参保范围为年满16周岁（不含在校学生）、未 参加城镇职工基本养老保险的农村居民。在参保上，实行自愿参与的原则。指导意见规定，新 农保基金由个人缴费，集体补助和政府补贴构成，其中个人缴费分为每年100元、200元、300元、 400元、500元王个档次并根据农村居民人均纯收入的增长情况适时调整，有条件的村集体给予缴 费补助，政府给予每人每年不少于30元的缴费补贴。在养老金待遇上，基础养老金与个人账户相 结合，其中，基础养老金由政府支付，标准为每人每月55元。对

24、于待遇领取条件，规定参保人年满 60周岁后可以按月领取养老金，新农保实施时，已年满60周岁的，可以不用缴费直接领取基础养 老金，但其符合参保条件的子女应当参保缴费c从养老金待遇构成可以看岀，当前新农保养老金 的主要来源为基础养老金部分，而基础养老金部分完全由政府财政负担，这就意味新农保养老金带 有很强的公共转移支付性质。新农保全国试点是分批次逐步开展，历时三年实现全国覆盖。2009年11.月，国务院确定了各 省第一批试点县（市）名单，共320个县（市）;2010年10月确立了笫二批试盲县（市），共450个; 各省第三批试点县（市）于2011年中期陆续获国务院批复,共新增试点县（市）1076个。

25、2011年 底,“新农保”参保人数已经超过3.26亿人，达到领取新农保养老金的人数为8921.78万人。 2012年9月，人力资源和社会保障部副部长胡晓义在10日国务院新闻办公室举行的新闻发布会 宣布，截至8月3】日，全国所有的2853个县级行政区全部启动了新农保试点。五、数据本文使用的数据来自中国健康与养老追踪调査（CHARLSJ2011-12年间开展的全国基线调 査。CHARLS是由北京大学国家发展研究院主导的两年一次的全国家户调査，调査对象为我国45 岁及以上居民，调査样本分布在全国28个省区的150个县级单位,450个村级单位，共计10257户、 17708人。CHARLS数据是我国目

26、前唯一的以中老年人为调査对象的具有全国代表性的大型家户 调査数据，其家户问卷部分有丰富的个人和家户信息,可以为经济学，社会学,公共医疗等多学科研 这种“替代效应”在文献中经常被称为“挤出效应” e除“挤岀效应”外，家庭内部的私人转移支付也可能是源于其他动 机。例如子女对父母进行转移支付可能是为了换取财产继承权（Bemheim et al. , 1985；）或换取服务（Cox, 1987）。私人转移支付 还可能是一种进行风险分担的方式（Rosenzweig, 1988）。如果子女对父母的转移支付是基于“交易动机”或“风险分担”动机，公共 转移支付对私人转移支付的形响是不确定的。 Lei et d

27、. （2013）对新农保的制度待点进行了详细的帳括和分析. 各批次试点县名单倍息由作者根据人力资源与社会保障部办公厅公开的信息资料整理计算，作者感谢王旭在信息资料 申请和整理上所付出的努力。 数据来源;国家统计局年度统卄数据。根据CHARLS数据计算的60岁及以上老年人中有24.7% 新农保覆盖,这与陈 华帅和曾版（2013）快用CLHLS2011年数据计算的得到的27%较为接近。CLHLS2011年调査时点为2011年610月,CHARLS 2011调査时点集中于5-8月，两者衣较好的可比性，见相关新闻报道:http：/news, ifeng. com/mainland/detailJ201

28、2_09/10/17496460.0. shtml0?1994-20VP China Academic Journal Electronic Publishing Houses All rights reserved. http：/7wurwxnki net離依科金2014年第II期究提供数据。使用CHARLS数据库研究新农保的影响具有三个明显的优势。第一,CHARLS调査 样本覆盖了不包括西藏在内的中国大陆所有省级单位，样本具有广泛的代表性，其研究结论具有一 般性;第二,CHARLS是专门针对中老年人的调查，包含丰富的老年家庭信息，具有很髙的专业性和 针对性;第三,CHARLS调査时间刚好处

29、于新农保试点和推广期，可以很好地捕捉新农保对家庭和 个人的各种影响。根据本文的研究目的，本文选取了居住在已开展新农保试点社区的农村户籍人口，只有这部分 受访者才是适保对象并且有机会参保c我们没有直接选取参加了新农保的受访者，因为是否参保 是个人选择的结果，参保者这一群体具有更强的选择性,无法很好地代表农村户籍人口这一总体。 此外，我们剔除了参与新农保以外养老保险项目的受访者，享有其他类型的养老保险同样会彫响 到私人转移支付，而是否享有其他类型的养老保险又和是否参加新农保相关,纳入这部分受访者很 可能导致估计结果有偏。我们感兴趣的因变量是私人转移支付。根据所获得私人转移支付的来源，我们首先定义是

30、 否从子女处获得私人转移支付和是否从任何亲属(包括子女)或朋友获得私人转移支付;其次，我 们分别计算农村老年人从子女处获得的私人转移支付的额度和从任何亲属或朋友处获得的私人转 移支付的额度。附录中表A1报告了所选取样本的私人转移支付情况从表中可以看出，分别有 39%和42%从子女处获得了私人转移和从任何亲属或朋友处获得私人转移支付，表明绝大部分私 人转移支付收入都来自子女。在获得私人转移支付的条件下,一年中从子女处获得的转移支付额 度平均为3559元，从任何亲友处获得的私人转移支付额度平均为3753元。附录中表A2报告了这 部分样本受访者的其他变量特征，数据显示，有18%的受访者领取了新农保养

31、老金,已领取养老金 的受访者年平均养老金收入为889元。样本受访者中,47%为男性,47%为初中及以上学历，有 80%已婚,28%的受访者至少有一项ADL/IADL功能障碍。六、实证策略与计量模型为检验新农保养老金对私人转移支付的彫响，我们利用新农保制度设计的特点，采用断点回归 设定(RD)来检验新农保养老金对私人转移支付的替代效应。在用于识别因果效应的计量方法 中,RD是最近十多年间才兴起并被广泛应用的。这一识别策略的基本思想是利用政策规则上的 非连续特征，这沖政策规则使得当某个可观测的特征变量(驱动变fi,forcing variable)等于或大于 某个阈值时，经济个体就会受到处理(tr

32、eatment) 0只要经济个体不能够完全操纵驱动变量,那么因 变摄的非连续变动就可以视作是由处理状态引起的。根据新农保试点指导意见，养老金待遇的 领取遵循年龄叛则，即只有年满60周岁才可以领取养老金：fl Z. N 602=1(ID10 勺 60其中，必为处理状态变量，此处表示是否领取养老金，等于1表示领取养老金,否则为0幽表示受 访者i的年龄。(11)式表明必是年龄Z,的非连续函数,60岁为断点,即无论Zj如何接近60,0都 不会发生变化，直到z,等于60。RD研究文献中将变量召称作驱动变量。如果(11)式成立，对如 下方程进行回归即可得到养老金收人对变量F.的因果性影响：匕=a +pQ

33、+/(zj + &(12) 享有其他类型养老保险的农村户箱人口很少,別除这部分受访者使样本规模减少了大约7%0 本文所计算的私人转移支付包括现金和实物，实物转移支付在CHARLS问卷中是直接以实物价值记录的。Van Der Klaauw(2008) Jmbens & Lemieux(2008)和 Lee & Lemieux(2010)对使用 RD 的相关文献进行了 回顾。 ?1994-2015 China Academic Journal Electronic Publishing House* All rights reserved. http:/mvw其中/(可)是勺的一个多项式函数。(1

34、1)式成立时，我们称所采用的RD为Shmrp RD0在很多情 况下，处理状态0虽然是驱动变量勺的非连续函数，但在断点处未必是从0到1的变化，而只是增 大了 0取值为1的概率，即必和再存在如下关系：p0 =1 I zj = f 也)zi ZgO H go(zj(13)lgo(zj Zi g(zj,即60岁及以上的参保者领取养老金的概率 大于60岁以下的参保者，按照政策规定,这是一个非常合理的假定。在(13)式成立的情况下，我 们称所采用的RD为模糊RD(Fuzzy RD)。Fuzzy RD估计可以通过两阶段最小二乘(2SLS)实现,等同于IV估计(Cook, 2008； Angrist & Pi

35、schke, 2008)。具体地，一阶段方程可以表示为：认=8 +/(zj) + 0Ti +/x,(14)其中,TR(Zi八60),是处理状态0的工具变量，二阶段回归设定同方程(12)0简约型(reduced form)方程可以通过将(15)式带入(13)式得到。在具体操作上,Fuzzy RD估计可以通过非参IV估计或参数2SLS估计两种方式得到，两者是 等价的(Hahn et al. t 2001 ； Imbens & Lemiuex, 2008) o本文将报告参数2SLS估计结果。在估计 时，可以通过将样本限制在断点附近来放松对/UJ函数形式的要求。所选取的样本离断点的距离 称之为带宽，带

36、宽越小,对控制变量和/(zj形式的要求就越小，但是同时会损失更多的样本观测 值,增大参数估计的误差。在随后的估计中，我们借鉴雷晓燕等(2010)的做法控制年龄的分段线 性函数，根据Imbens & KaIyanararnan(2012)计算最优带宽，同时汇报采用最优带宽附近多个带宽 设定的估计结果以充分表明结果的稳健性。七、实证结果与分析1. 图形分析在进人冋归分析之前，我们以图的形式直观地展示驱动变量同处理状杰和结果变量的关系。 通过图形展示驰动变量同处理状态和结果变匱的非连续性关系已经成为RD分析的标准做法，这 有助于我们直观的理解RD的含义(Lee & Lemiuex, 2010) 0图

37、1显示了作为驱动变量的年龄同是否领取养老金之间的关系，这相当于Fuzzy RD估计中的 一阶段。我们可以明显看到在60岁附近有一个跳点，具体的跳点发兰在60. 5岁和60. 75岁，这同 年满60周岁可以领取养老金的新农保政策规定基本一致。跳点之所以不是恰好发生在60岁，是 由于养老金在实际发放中存在季节性问题，例如地方政府可能倾向于在年末集中发放养老金。此 外，为了减少驱动变量的测量误差，我们对年龄的计算精确到了季度，只要跳点落在60岁和61岁 之间就可以认为同养老金待遇领取的年龄规则一致。根据图1的结果，我们在回归分析中以年龄 等于60.5作为断点，而非60。图2A部分显示了驱动变量同是否

38、从子女处获得私人转移支付的关系，这相当于Fuzzy RD估 计中简约型(reduced form)结果。我们再次看到了明显的跳点，私人转移支付在断点处有显著的下 降。这初步表明了新农保养老金收人替代了来自子女的转移支付。尽管父母获得私人转移支付主 在实际应用中，存在估计精礎性和内部有效性的权衡，较早的文献建议报告不同帝宽选择下的估计结果以检验结论的稳 僮性，例如 Angrist & Piachke(2008)、Imbens & Lemiuex(2008 )、Lee & Lemiuex(2010)等。但是在新近的一篇文献中,Imbens & Kalyanaraman(2012)岀了一种计算最优带

39、宽的方医c 我们也以60.75岁作为年龄断点进行了估计，结果基本相同。108图1各年龄人口获猜新农保养老金的比例注:样本限制在所在社区已经开展新农保试点的农村户絡人I，并ILJM除了参他类旳养老保険的受访？T年松精繃到季度.竖氏线衣示年龄=60.5.为本文RD估计所采用的年的断点。拟合线为是否获得新农保养老金对年的的三次方拟合，其中年龄的度到季度，下同。图2各年龄人口获得私人转移支付的比例注：同图I。从子女处获彻转移支付”包括从不同住的子女和孙子女处获鮒的转移支付.图3 可。要来自子女，但是仍然有一定比例的私人转移支付来自子女以外的亲属或朋友。图2B部分显示 了驱动变址同是否从任何亲属或朋友处

40、获得私人转移支付的关系。结果同图2A非常相似。2. 回归结果在图1中，我们展示了很强的一阶段关系，即年满60岁显著增大了领取养老金的概率。图2 则显示了私人转移支付在年龄断点处有显著下降。尽代这些图形清晰的展示了政策规定所导致的 处理状态变竝（是否领取养老金）和结果变址（私人转移支付）的非连续变动，并且初步表明新农保 养老金收入替代了私人转移支付,但是否存在瞽代效应以及替代效应有多大仍然要以参数估计的 结果为准（Lee and Lemiuex, 2010） o109?1994-2015 China Academic Journal Electronic Publishing House. Al

41、l rights reserved. C*依爲金2014年第】1期我们在表1第一行报告了新农保政策年龄规则对是否领取养老金的影响。表中第1列估计 采用了根据Inibens & Kalyanaraman(2012)计算的最优带宽,27列分别采用了其他相近的带宽设 定以充分检验结果的稳健性。我们得到了完全一致的结果，满足养老金领取的年龄要求显著提高 了领取养老金的概率，对年龄断点的F值检验远远超过了 Stock & Yogo(2005)所给出的弱工具变 量检验的临界值。表1第二行为简约方程估计结果，结果显示在年龄断点附近从子女处获得转移 支付的概率显著下降了大约10个百分点。表1第三行为二阶段估计

42、结果，结果显示新农保养老金 收入显著降低了从子女处获得转移支付的概率。从最优带宽设定下的估计来看，享有新农保养老 金的农村老年人从子女处获得私人转移支付的概率显著下降了 40. 3个百分点，采用相近带宽得到 的结果非常一致。表1B部分报告了对从任何亲属或朋友处获得转移支付的影响。相对于表1A 部分的估计,无论是简约型估让还是二阶段估计，系数都有所增大，反映出子女之外的亲属或朋友 所给予的转移支付更敏感，更容易受到养老金收入的影响c表1B部分采用最优带宽的估计显示, 享有新农保养老金收入的农村老年人获得私人转移支付的概率下降了 51. 8个百分点，在5%的水 平上统计显著，采用其他带宽的估计显示

43、了一致的结论。整体来看，无论是采用不同的年龄带宽, 还是采用不同的被解释变凰，结果都一致表明，新农保养老金收入显著降低了农村老年人获得私人 转移支付的概率。此处结论和陈华帅和曾毅(2013)致,但所发现的效应要小的多。表1 新农保政策、养老金收益与是否获得私人转移支付生诒范匯+ /-34+ /-3+ / -4+ /5A：是否从子女处茯得转移支付年静 =60.5对是否荻得养老金的彩响0.253 (-0.040)0.237 (0.041)0. 276(0.037)0.286 ”(0 035)年 =60.5对赴否荻得转移支付的影宥r-0.102*(0.059)-0.104#(0.060)-0.108

44、 (0.052)-0.091*(0.048)齐老金牧益对转移支付的形响-0.403 (0.239)-0.439*(0.263)-0. 391“(0.197)-0.318*(0.174)B】是否从任何亲A或關友处获得私人转序支付年龄 =60.5对是否我得转移支付的彩响0131”(0.059)-0.133 *(0.060)-0.116“(0.052)-0.092 (0.049)养老金收益对转莎支付的形响-0.518 -0. 560 w-0.420”-0. 321 (0. 244)(0.271)(0.199)(0.176)1086102813531650注:虧号中为家户水平上计算的集棗标准溟。p0.

45、01,p0.05,p0.1。坤本限制在所在社区巳经开展新农保试点的 农村户籍人口，并且则除了掺与其他类型养老保险的受访祈。所有回归都控制了性别、婚奴状况、教育水平和是否有ADL或IADL 功齡岸碍,以及年龄断点前后年龄趋势。从子女处荻得转移支付”包括从不同住的子女和孙子女处获得的转移支付。第一列估 计的带宽选择根据Inbens & Kalyanaraman(2012)所建议的量优带宽计算。接下来，我们将样本限制在所有荻得了私人转移支付的农村老年人，考察新农保养老金收入对 在冋归中，我们控制了性别、婚姻状况、教育水平以及是否有ADL或IADL功能障碍。理论上.在RD识别假定滴足的情 况下，是否加

46、人控制变量并不影响参数估计的一致性，但是可以增强估卄的有效性(雷晓燕等,2010)0但雄需要注意的是,控制变 fit必须尽可能为外生变傲，否则加人后反而会影响估计的一致性，例如，子女收人、父母收入等变最均会受到代际间转移支付的影 响，履于“bad controls(Angrist & Pizhke, 2009),因此没有加人到回归方程中。?1994-2J115 China Academic Journal Electronic Publishing House. All vighlx reserved, 他们所获得的私人转移支付数额的影响。针对不同被解释变屋的简约型和二阶段估计结果在表 2中给

47、出。表中A部分结果显示，条件于获得正的私人转移支付的老年人，新农保养老金收入对从 子女处获得的转移支付数额并无显著影响c这表明新农保养老金收入对代际间私人转移支付的替 代作用主要发生在“边际”上，即只影响了是否发生转移支付,对于那些仍然从子女处获得转移支 付的老年人，养老金收入并没有降低他们获得的转移支付数额。表2B部分将考察对象扩展到从 所有亲属或朋友处获得的转移支付，其结果和A部分完全一致，条件于已经获得正的转移支付，养 老金收人并未对荻得的转移支付金额产生显著影响。表2的估计结果表明,尽管新农保养老金收 入降低了部分农村老年人获得私人转移支付的概率，对私人转移支付起到了一定程度的替代作用

48、, 但是对于那些仍然获得了私人转移支付的农村老年人,其获得的转移支付金额对养老金收入并不 敏感，养老金收人对私人转移支付的替代作用有限。总的来讲,在当前新农保养老金收入仍然十分 有限的情况下，“社会养老”能够对“家庭养老”产生的替代作用仍然有限C表2 新农保政茨、养老金收益与私人转移支付数霞：子样本(是否获得转移支付=1)估计年龄范围+ /-4.8+ /-3+ /-4+ /-5A：从子女处获得的找移支付数额年勞=60.5对球移支付数额的形响0.020(0. 173)0.218(0. 205)0.125(0,179)0.045(0.170)养老金收益对转移支付数额的彩响0. 071(0. 620

49、)0. 940(0. 954)0.465(0.678)0.158(0. 598)观测值696464606722B：从任何亲蔑或題支处获得的私人转移支付数额年龄 =60.5对般務支付数额的彭响0. 002(0. 176)0.3130. 1770 030(0. 205)(0.182)(0.172)养老金牧益对线移支付数额约形呐0. 007(0. 594)1.263(0.913)0.613(0. 649)0. 099(0. 571)观测值727480628753注:所有的被解释变录都为对数值，样本限制在所获得的私人转移支付为正值的受访者第一列估计的带宽选择根据 lmbens & Kalyflnara

50、man(2012)所定义的最优带宽计算。其他同表h3. 有效性检验在上文分析中，我们采用了多种模型设定，得到了基本一致的估计结果,表明了 RD估计的稳 健性。本文将基于以往研究所提岀的检验方法进一步对RD识别策略的有效性进行严格的检验。RD识别策略的有效性首先要求经济个体不能操纵或者至少不能完全操纵驱动变董。在本文 的研究中，如果年龄是可以操纵的，例如参保者可以通过谎报年龄来决定自己何时领取养老金，那 么RD估计就很可能是有偏的。举例而言，如果获得私人转移支付收人减少的个体可以谎报年龄 提早领取养老金,那么本文的估计就会有偏。检验驱动变量是否具有选择性的一种方法是检验驱 动变量密度函数的连续性

51、(McCrary, 2008； Lee & Lemieux .2010) o我们在图3给出了驱动变嵐年 龄的密度函数，显示年龄密度函数在60岁附近非常平滑,没有任何跳跌的迹象，表明不存在对驱动 变量的操纵。 由于将样本限制恋获得私人转移支付的老年人样本此部分分析结论并不能适用于农村老年人总体二同时，由于就部分 样本观测值数目较小乜不町避免的导致了参数估卄新度的下降,对结论的解读需更为谨慎。张川川、陈斌开：“社会养老”能否譬代“家庭养老”？张川川、陈斌开：“社会养老”能否譬代“家庭养老”？表3假设检验：控制变量的连续性检验年龄范團+ /-3.4+ /-3+ /-4+ /-5教育：是否初中及以学历

52、0.012(0.060)0.016(0.062)0. 001(0. 054)0,028(0. 048)婷姻状态：是否在婚-0.013(0.045)-0. 009(0.046)0.033(0. 040)-0.041(0. 038)是否有ADL/1ADL功能-0. 003_0 0000. 008-0. 009障碍(0.053)(0.055)(0. 047)(0. 043)現渡值1086102813531650注:表中回报的是年龄断点(年龄 =60.5)的系数，左侧第一列为回归的被解释 变最，均为01变童。样本选取和各列带宽的选择同表1。表4证伪检验：虚假的“新农保政策”与私人转移支付+ /34+

53、/3+ /-4+ /5A：是否荻缚私人转移支付年静=60.5对是否从子女处获 得转移支付的彩响0. 037(0. 048)0.006(0.050)0.042(0.043)0.048(0. 039)年龄 =60.5对是否从任何亲属 或朋友处获得转移支付的形响0. 049(0.048)0.023(0.050)0.059(0.043)0.059(0.040)年龄范围年龄范国+ /-48+ /-3+ /-4+ /-5年齡 =60.5对从孑女处获得的 转移支付数毀的彩鸣-0. 1?8(0.160)0.001(0.197)-0. 206(0.174)-0. 172(0.158)年齡 =60.5对从任何亲黒

54、或朋 友处荻得的转移支付数額的彩响-0. 042(0.189)-0.163(0.170)-0. 094(0. 156)-0. 063(0.158)B：获得的私人转移支付额度：条件于“是否获得较移支付=1”注:括号中为家户水平上计算的集聚标准溟。p 0.01,” P 0.05,p 0.1。 样本限剧在所在社区商未开展新农保试点的农村户籍人口，并且剔除了参与其他类型 养老保険的受访者。“从子女处获得转移支付”包括从不同住的子女和孙子女处获得 的转移支付。控制变量和各列带覽的选择同表1。检验RD估计有效性的 另一种方法是检验前定控制 变量的连续性(Lee & Lemieux,2010) 0 直觉上讲

55、， 处理变量(此处为养老金收 人)不应当对60岁之前已 经发生的事情有影响。我们 在表3中对控制变量的连续 性进行了检验，回归设定同 前文的简约型回归相同，只 是因变量不再是转移支付, 而是原先的控制变量。结果 显示，政策年龄规则对教育、 婚姻状态和是否有日常生活 能力障碍均无显著影响，进 一步支持了 RD识别策略的 有效性。最后，我们进行一个证 伪检验(falsification lest ) 0 具体地，我们将样本限制在 所在社区尚未开展新农保试 点的受访者,采用同样的模 型设定估计简约型方程，即 估计年龄规则对私人转移支 付的影响。对于这一部分受 访者,无论年龄是否达到政 策规定的领取养

56、老金年龄, 他们都不可能有养老金收 益，因此我们不应当看到任 何显著性结果。表4报告了证伪检验的估计结果，结果确实显示年龄规则在所有的模型设定下都不具有显著影响，进一步说明了 RD估计的有效性。八、结论性评述“新农保”开启了中国农村“社会养老”的大门，对传统“养儿防老”模式形成了有效的替代。 基于最新的调査数据，我们利用断点回归方法估计了“社会养老”对“家庭养老”的替代性,研究发 现，“新农保”的推行显著降低了老年人对子女转移支付的依赖程度,老年人获得子女转移支付的 概率下降了 32-56个百分点。然而，对于仍然获得了正的私人转移支付的老年人,我们没有发现 新农保养老金收入对他们获得的私人转移

57、支付金额存在显著影响，表明养老金收人对私人转移支 付的替代作用仍然有限。与现有文献相比，本文主要有三个方面的创新。第一，本文使用最新的微 观调研数据研究了“社会养老”对“家庭养老”的替代性，为中国农杠“社会养老”模式推广提供了 1994-2 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved.张川川、陈斌开广社僉界老能否昔代”冢庭界老”？张川川、陈斌开广社僉界老能否昔代”冢庭界老”？060 年龄6570.o.5 屛华(白分比)张川川、陈斌开广社僉界老能否昔代”冢庭界老”？经验证据;第二本文从子女转移支付

58、角度细致考察了新农保政策的影响，为全面评估杠新农保”政策实施效果提供了新参考;第三，本文首次使用断点回归方法识别鼐新农保”和子女转移支付之间的因果性，对相关领域的实证研究具有借鉴价值。中国农村老龄化问题日趋严重，同时还处于快速的城市化过程中，传统“家庭养老”模式无法 完全承担起养老重任社会养老”模式的推广势在必行。本文的研究表明社会养老”对“家庭养老”具有较高的替代性，进一步大力推进新农保”可以降低农村家庭对44养儿防老”的依赖。缓解农村老龄化所带来的潜在威胁。因此，政府有必要进一步推进和完善新农保”。首先，农村居民基本养老金依然偏低，逐步提髙基本养老金,使农民对未来形成良好预期，有利于进一步

59、降低农村 家庭对“养儿防老”的依赖。其次，需要加快农村养老保障与城镇社会保障体系协调衔接，提高外 出务工农民参保的积极性，这一点对正处于快速城镇化过程中的中国农村尤为重要。最后,需要进 一步提髙农村参保缴费的积极性，制定财政缴费补贴与农民分档缴费挂钩的激励机制，提高缴费年限、缴费金额对养老金领取额的影响，鼓励农民长期缴费，形成44新农媒”的长效机制。需要指出的是，本文仅是从代际转移支付这一视角考察了新农保”的影响，全面评估新农保”的政策效果还有待进一步研究新农保”可能影响老年人的经济独立性、对社会服务的需求 （程令国等,2013）和老年人的健康（刘宏等,2011；张川川等,2013）,同时也影

60、响农村家庭劳动供 给、生育选择和子女人力资本投资等诸多方面,这些都是值得进一步研究的方向。附录：表A1私人转移支付槪况观测值均值最小值最大值A：是否荻得私人转榜支付从子女处获得私人錢移支付44660.3901从任何人处荻徉私人转移支付44560.4201B：获得的祗人苒移支付数霞：条件于“是否荻得转移支付=1”从子女处获得总人转移支付17383559.405048000从任何人处荻眷利人转莎支付18833753.002048000注:样本剔除了所在社区尚未开展新农保的受访者和参加有其他类型养老保险项目的受访者。“从子女处获得转移支付”包 括从不同住的子女和孙子女处获得的转移支付。?1994-2

61、015 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. http：/7wurwxnkj.J3；t表A2部分变量描述观测值均值最小值最大值是否领取养老金（=1,是；=0,否）44660.1801领取的养老金数额4439159.48013200領取的养老金数嗽（仅含已领取养老金者）796889.38277213200舅性44620.4701教育：是否初中更以上学历（“，是厂0,否）44660.4701是否在割，是0,否）44660. 8001是否有ADL/IADL功能津碍（=1,是；=0,否）44660.2801注;是否领取养老金、用性、教育、婚姻和ADL/IADL等变量均为二元虚拟变Jt,是为1否则为Oc养老金数叙为年均值单位为元。参考文駅陈华帅、曾毅,2C13：“新农保”使谁受益:老人还是子女?，经济研究第8期。程令国、张晔、刘志彪,2013：“新农保”改变了中国农村居民的养老模式吗?，经济研究第8期。宙晓蒸、谭力、赵橄辉,2010：退休会影响健康吗，经济学(季刊)第4期。刘宏、离松、王徴,2011:(养老模