Effect of the Number of Children and the Supply of Social Security on the Direction of Intergenerational Transfer: An Empirical Analysis Based on CFPS2018 Survey Data
-
摘要:
采用2018年中国家庭追踪调查问卷(CFPS2018)数据, 在同时考虑代际转移方向、父代和子代双方的人口学特征以及老人参加社会保障项目现实情况的基础上, 探讨子女数量和社会保障供给对代际转移方向的影响。研究结果表明, 子女数量对经济代际转移方向和照顾代际转移方向均有正向显著影响。相对于未参加各类社会保障的老人而言, 参加养老保险的老人更易发生向下的经济代际转移, 参加医疗保险的老人更不易发生向上的经济代际转移但更易发生向下的照顾代际转移, 领取其他政府补助的老人更不易发生向上的经济代际转移。是否参加医疗保险在子女数量对向下的经济代际转移这一影响路径上的中介效应显著, 是否领取其他政府补助在子女数量对向上的经济代际转移这一影响路径上的中介效应也显著。提出, 未来需要落实国家三孩生育政策、开拓和创新养老服务模式以及构建高质量的社会保障体系。
-
关键词:
- 子女数量 /
- 社会保障供给 /
- 代际转移 /
- 中介效应 /
- CFPS2018调查数据
Abstract:Based on the survey data of CFPS2018 (2018 China Family Panel Studies), this paper aims to explore the effect of the number of children and the supply of social security on the direction of intergenerational transfer. While taking into account the direction of intergenerational transfer, the demographic characteristics of parents and their children, and whether the elderly are covered by social security programs, the study finds that the number of children has a significant positive effect on the direction of economic intergenerational transfer as well as on the direction of care intergenerational transfer. Compared with the elderly who don't join any social security programs, those who are covered by old-age insurance are more likely to experience downward economic intergenerational transfers, while those who are covered by medical insurance are less likely to obtain upward economic intergenerational transfers, but are more likely to transfer care to their children, and those who enjoy other government subsidies are less likely to get economic transfers from their children. In addition, with the number of children as the mediating factor, whether the elderly have the medical insurance has a significant mediating effect on the downward economic intergenerational transfer, and whether they have other government subsidies has a significant mediating effect on the upward economic intergenerational transfer. Therefore, it is essential to implement the national three-child policy, develop and innovate the service model for the elderly, and build a high-quality social security system in the future.
-
中国自2000年进入老年型社会以来，人口老龄化状况持续发展，人口老龄化压力日益严峻。据《中国统计年鉴2020》数据显示，2019年中国65岁及以上人口为17 603万人，占人口总数的12.60%[1]。第七次全国人口普查结果显示，2020年“65岁及以上人口为19 064万人，占人口总数的13.50%……人口老龄化程度进一步加剧，未来一段时期将持续面临人口长期均衡发展的压力”[2]。老人比重的提高必然会加大对家庭养老、社区养老和政府提供的社会保障支持等养老保障的需求。中国政府提供的养老支持主要侧重对老人经济收入方面的支持，包括养老金、医疗保险、退休金和其他类型的社会补助。然而，福利供给模式正在由福利国家转向福利社会。国家作为福利多元供给的主体之一，目前对老人养老支持的程度是有限的。中国深受“孝道”文化影响，“赡养老人”的观念源远流长。目前，子女的经济支持是老人养老的重要支撑之一。同时，子女还能为老人提供情感慰藉和照料支持。可见，多子多福引致的子女赡养这一家庭保障制度与正式的政府提供的社会保障一样，均对养老保障起着不可替代的作用。父母为了减轻子女的生活负担，也会给予子女相应的经济和照料支持。例如，许多父母为子女购房提供如首付款等支持，多数父母会对子女的教育进行投入，这使得父代对子代经济代际转移不小。父代还通常会帮助子代照料孙代等。在此背景下，多子带来的可能不是多福，也有可能是父代更多的经济和照料负担。在计划生育政策的实施和其他若干因素的共同作用下，中国进入后人口转变时期，人口总和生育率下降、家庭结构小型化，加之人口流动频繁和城市化的发展以及父母和子女分开居住的趋势增强等，都在客观上减少了父代和子代之间的往来。因此，有必要系统分析当前的子女数量与代际转移情况，从而为平衡家庭保障(赡养)和政府提供的社会保障之间的关系提供学术参考。
一、 文献综述
学术界对子女数量、社会保障供给与代际转移关系的研究主要从三个方面展开。
第一，子女数量影响代际转移，具体细分为子女总数量、性别和孩次等变量对代际转移的影响。国外关于子女数量对向上代际转移影响的研究结论并不一致。例如，Logan和Bian根据中国的数据研究发现，子女规模的增加会增加非同居子女向上的经济转移支付概率，其中丧偶的母亲相较于丧偶的父亲会有更大的概率得到经济支持[3]。Zimmer和Kwong研究表明，子女数量的增加不仅会增加父母从子女那里得到经济援助的概率，还会挤出父母得到的其他形式的经济支持[4]。但是Lam和Schoeni得出了不同的结论，认为子女数量对向上代际转移没有显著影响[5]。国外对于子女数量影响向下代际转移的研究结论比较一致，不少学者认为子女数量与向下的经济转移规模呈负相关关系。例如，Åslund和Grönqvist认为，在富裕国家，随着孩子的数量增多，向下的经济转移会减少[6]。Emery指出，少子家庭的子女会比多子家庭的子女有更大概率得到父母的经济支援[7]。国内对子女数量影响代际转移的研究较少。对于子女数量的增加能否提高老人养老供给水平的议题存在不同的观点，且多数研究集中于向上的代际转移。一种观点认为多子多福，即随着子女数量的增加，老人受到代际支持的概率和规模也会增加，这是因为子女之间存在“孝顺攀比”现象。例如，陶裕春和申昱研究发现，子女的数量越多，子女越倾向给予父母较多的经济支持[8]。另一种观点认为子女数量对老人受到的代际支持没有影响。例如，谢桂华研究发现，子女数量对老人受到的照料转移没有显著影响[9]。夏传玲和麻凤利也发现，子女数量对老人的经济供养、照顾转移和情感慰藉均没有直接影响[10]。性别和孩次对于代际转移的影响也没有得到一致的结论。周律等通过对巢湖地区调研数据的研究发现，子女性别对向上代际的经济转移没有显著影响，但子女序次对于父母得到的经济支持有显著影响，父母得到的经济支持与年长子女的收入水平呈正相关关系，与年幼子女的收入水平呈负相关关系[11]。杨菊华和李路路对东亚国家和地区代际互动的情况进行了比较，发现独生儿子给父母提供的经济和情感抚慰支持的可能性更低[12]。雷晓燕通过对中年女性调研发现，不同性别子女向下的代际转移存在差异，女儿得到母亲经济转移支持的概率大于儿子[13]。张航空指出，不同性别的代际支持存在差异。在经济转移方面，女儿给予父母实物的概率更大，儿子帮助父母缴纳医药费的概率更大；在照顾转移方面，女儿打电话联系关心父母的概率更大，儿子上门探望父母的概率更大[14]。
第二，社会保障供给影响代际转移的研究。Rein认为，在福利发展比较成熟的德国、美国和英国等国家，社会保障的转移支付对于代际转移没有挤出效应[15]。但是，Cox和Jimenez对秘鲁家庭的实证分析发现，没有参加社会保障的老人相比参加过社会保障的老人受到子女经济支持的概率高出20%[16]。Jensen以南非老人数据为例进行研究，发现老人获得政府的养老金收入会将离家子女对老人的经济支持挤出约25%~30%[17]。Juarez研究墨西哥1996—2004年的收入和支出调查数据发现，养老补助金对向上代际的私人经济转移支付具有挤出作用，额外的养老补助金也会减少老人向下代际的照顾转移时间[18]。此外，国内在这方面的文献也尚未取得一致结论。一方面，社会保障供给会挤出代际转移。张航空和孙磊认为，社会保障政策对向上的代际经济支持有挤出效应[19]。蒋承和赵晓军认为，老人参加社会保障会挤出子女照料父母的时间[20]。另一方面，社会保障供给会挤入代际转移。胡宏伟等通过城乡居家养老服务的数据发现，老人参加医疗保障会增加子女对老人的代际转移额度[21]。陈欣欣和董晓媛认为，父代的社会保障收入增加会提升老人的经济地位，从而增加子女对老人的照料频率[22]。刘佩和孙立娟研究发现，随着老人的社会保障收入增加，子女会给予老人更多的代际经济支持，因为子女认为老人拥有更多的时间和财力，可以帮助他们照料孙子孙女，基于社会交换心理，子女会给予父母更多的经济支持[23]。
第三，子女数量影响社会保障供给的研究。Showers和Shotick通过实证分析发现，对于老年家庭而言，家庭规模每减少一个单位，会导致家庭每季度参与社会保险的支出减少24.42美元[24]。Gutter和Hatcher主要研究黑人和白人参加人身保险的差异，其研究结果表明，家庭规模和是否拥有子女对于黑人和白人参加人身保险都没有显著影响[25]。Gandolfi和Miners探究了夫妻之间参加人身保险是否存在差异，发现家庭人口数量对参加人身保险的规模有着显著影响[26]。而国内研究则多侧重对农村家庭的研究。樊纲治和王宏扬研究发现，家庭规模大和老人占比高会增强家庭对于人身保险的需求[27]。许恒周等研究发现，子女数量和子女性别对养老保障模式选择没有直接影响[28]。雍岚等研究发现，子女规模的增多对农民工参加养老保险的意愿有替代作用[29]。尹秀芳研究发现，儿子和女儿数量的增加都会减少家庭成员参加商业保险的概率，但拥有同样数量儿子与拥有同样数量女儿的家庭相比，前者参加商业保险的概率更低[30]。聂建亮和钟涨宝通过实证分析发现，子女数量的增多并不能减轻父代的养老担心，只有良好的父子关系才能有效降低农民工的养老担心[31]。
综上所述，既有文献主要从实证分析的角度进行研究，国外文献对向上或向下两个方向的代际转移都有研究，而国内文献则多集中于对向上代际转移单方向的研究。国内外的研究均没有取得完全一致的结论，这可能与研究对象特定的国别、地域和文化有很大关系。既有研究对于代际转移的研究还不全面，如只着眼于研究代际转移的一个方向，没有研究代际转移的双向流动，或者只研究经济代际转移，忽略了照顾代际转移等；既有多数文献研究的变量只包括了父母或子女其中一方的人口学特征，没有将双方的人口学特征都纳入研究；既有多数文献主要考察养老保障对代际转移的影响，忽略了现实中给老人提供支持的社会保障项目，如医疗保险、农业补助、抚恤金和低保等其他政府转移支付对代际转移的影响；既有文献通常研究子女数量、社会保障供给和代际转移变量三者两两之间的关系，研究三者整体关系的并不多见。下文试图在上述方面补足和丰富既有研究，在同时考虑代际转移方向、父代和子代双方人口学特征以及老人参加社会保障项目现实情况的基础上，探讨子女数量和社会保障供给对代际转移方向的影响。
二、 研究设计
（一） 数据来源
研究采用的数据来源于2018年中国家庭追踪调查问卷(China Family Panel Studies 2018，CFPS2018)。该问卷由北京大学发放、回收和统计，主要以家庭和个人为单位，涵盖了经济情况、社会福利和人口健康等主题。问卷的样本覆盖了25个地区，规模接近16 000户。问卷以家庭为单位进行调查，原因在于家庭中成员的数据完备，有利于展开深入的研究，因此，依据该问卷的调查数据，选取了满足个体存活子女数量大于0且子女年龄大于或者等于18岁的60岁及以上老人的数据。因为如果子女年龄太小，可能没有能力为父代提供经济支持，进而会影响代际转移的整体分析结果，因此将此类样本删除。经过数据清洗后，最终选择2 604个家庭样本，3 718个父代个体样本，6 103个子代个体样本。
（二） 变量选取及赋值
1.自变量选取及赋值
研究的核心自变量为子女数量。该自变量的统计来源于家庭问卷中的子女样本编码，并分别对每位老人的子女样本编码进行数量的总和计算，最终结果即为每位老人的子女数量。家庭结构特征根据每位老人子女的性别分布情况赋值，分为三类：儿子数量>女儿数量，赋值为“1”；儿子数量=女儿数量，赋值为“0”；儿子数量 < 女儿数量，赋值为“-1”。父代人口特征赋值如下：父代最高学历文盲赋值为“0”，小学赋值为“1”，初中赋值为“2”，高中/中专/技校/职高赋值为“3”，大专赋值为“4”，大学本科赋值为“5”，硕士及以上赋值为“6”；父代年龄按照父母的实际年龄赋值；父代性别男性赋值为“1”，女性赋值为“0”；父代户籍农业户口赋值为“1”，非农业户口赋值为“0”；父代婚姻状况在婚赋值为“1”，非在婚(离异或丧偶)赋值为“0”。子代人口特征赋值如下：子代最高学历赋值规则与父代相同；子代年龄依据子代的平均年龄赋值；子代税后年收入根据子代税后年收入的平均值进行统计并作对数处理；子代的婚姻状况则分为在婚数量和非在婚数量，以实际统计情况赋值。
2.中介变量选取及赋值
研究的中介变量的选取主要来源于父母参加社保的情况，即个人问卷中的问题结果。“您是否参加(领取)养老金？”，参加(领取)赋值为“1”，反之为“0”；“您享有哪些医疗保险？”的结果统计，若参加医疗保险项目大于0，赋值为“1”，若选择“以上都没有”则赋值为“0”；是否领取其他政府补助来源于问题“过去12个月，您家是否收到过政府以现金或实物形式发放的各类补助？”，是则赋值为“1”，否则赋值为“0”。
3.因变量选取及赋值
研究的因变量为代际转移方向，分别为经济代际转移方向和照顾代际转移方向，均为多分类的类别变量。经济代际转移方向的取值等于“子女对父代的经济代际转移总额”减去“父代对子女的经济代际转移总额”，其中经济代际转移的数额为上一年的总额，差额大于0，赋值为“3”；差额小于0，赋值为“2”；差额等于0，赋值为“1”。照顾代际转移方向的取值等于“子女对父代的照顾代际转移总额”减去“父母对子女的照顾代际转移总额”，其中照顾代际转移的数值取值为一个月中照顾的天数。差额大于0，赋值为“3”；差额小于0，赋值为“2”；差额等于0，赋值为“1”。
（三） 研究假设
假设1：子女数量越多，经济代际转移方向向上和向下的概率均会越大。
假设2：子女数量越多，照顾代际转移方向向上和向下的概率均会越大。
假设3：父母参与社会保障项目会增加向下经济代际转移的概率，减小向上经济代际转移的概率。
假设4：父母参与社会保障项目会增加向下照顾代际转移的概率，减小向上照顾代际转移的概率。
假设5：参加社会保障在子女数量对经济代际转移方向的影响中起中介作用。
假设6：参加社会保障在子女数量对照顾代际转移方向的影响中起中介作用。
三、 实证分析
（一） 回归分析
分别以经济代际转移方向和照顾代际转移方向为因变量，将上文各变量纳入无序多分类Logistic回归模型中，结果如下：
1.子女数量对经济代际转移方向的影响
如表 1所示，Logistioc回归模型通过了显著性检验且有一定的拟合度。由该模型结果可知，子女数量对向上和向下的经济代际转移均有正向显著影响，即随着子女数量的增长，代际之间发生经济代际转移的概率会增大。
表 1 子女数量对经济代际转移方向影响的回归结果因变量 自变量 回归系数 标准误差 瓦尔德 显著性 自由度 优势比 向下的经济代际转移 核心自变量 子女数量 0.326 0.066 24.322 0.000 1 1.385 家庭结构特征 儿子数量 < 女儿数量 0.141 0.155 0.832 0.362 1 1.151 儿子数量=女儿数量 -0.368 0.309 1.418 0.234 1 0.692 儿子数量>女儿数量 0b 0 父代人口特征 父代年龄 0.002 0.014 0.020 0.888 1 1.002 最高学历 -0.089 0.072 1.544 0.214 1 0.915 农业户口 -0.809 0.136 35.316 0.000 1 0.445 非农业户口 0b 0 女性 -0.197 0.129 2.330 0.127 1 0.821 男性 0b 0 非在婚 0.544 0.160 11.527 0.001 1 1.722 在婚 0b 0 子代人口特征 子代平均年龄 -0.045 0.012 13.289 0.000 1 0.956 最高学历 -0.039 0.030 1.704 0.192 1 0.961 在婚数量 -0.126 0.125 1.021 0.312 1 0.882 非在婚数量 0b 0 税后平均年收入 0.037 0.029 1.613 0.204 1 1.038 向上的经济代际转移 核心自变量 子女数量 0.659 0.042 250.183 0.000 1 1.933 家庭结构特征 儿子数量 < 女儿数量 -0.090 0.106 0.722 0.395 1 0.914 儿子数量=女儿数量 -0.265 0.183 2.096 0.148 1 0.767 儿子数量>女儿数量 0b 0 父代人口特征 父代年龄 0.022 0.009 5.795 0.016 1 1.978 最高学历 -0.232 0.050 21.533 0.000 1 0.793 农业户口 0.459 0.092 24.949 0.000 1 1.582 非农业户口 0b 0 女性 0.053 0.080 0.431 0.512 1 1.054 男性 0b 0 非在婚 0.058 0.106 0.301 0.583 1 1.060 在婚 0b 0 子代人口特征 子代平均年龄 -0.009 0.008 1.183 0.277 1 0.992 最高学历 0.232 0.050 21.533 0.000 1 1.793 在婚数量 -0.164 0.080 4.231 0.040 1 0.849 非在婚数量 0b 0 税后平均年收入 0.052 0.018 8.481 0.004 1 1.054 -2对数似然比 6 098(0.000) Cox & Snell R方 0.254 Nagelkerke R方 0.271 注：参考类别是未发生经济代际转移。0.000为该数据四舍五入后取3位小数所得，非0。上标b表示此参数冗余被设置为0。下表同。 2.子女数量对照顾代际转移方向的影响
如表 2所示，Logistioc回归模型通过了显著性检验且有一定的拟合度。由该模型结果可知，子女数量对向上照顾代际转移和向下照顾代际转移均有正向显著影响。可见，随着子女数量的增加，代际间发生照顾代际转移的概率会增大。
表 2 子女数量对照顾代际转移方向影响的回归结果因变量 自变量 回归系数 标准误差 瓦尔德 显著性 自由度 优势比 向下的照顾代际转移 核心自变量 子女数量 0.314 0.038 66.920 0.000 1 1.369 家庭结构特征 儿子数量 < 女儿数量 -0.201 0.106 3.590 0.048 1 0.818 儿子数量=女儿数量 0.141 0.202 0.488 0.485 1 1.151 儿子数量>女儿数量 0b 0 父代人口特征 父代年龄 -0.077 0.010 65.099 0.000 1 0.926 最高学历 -0.195 0.049 15.800 0.000 1 0.822 农业户口 -0.316 0.094 11.328 0.001 1 0.729 非农业户口 0b 0 女性 0.003 0.080 0.001 0.975 1 1.003 男性 0b 0 非在婚 -0.225 0.106 4.507 0.034 1 0.798 在婚 0b 0 子代人口特征 子代平均年龄 0.009 0.008 1.364 0.243 1 1.009 最高学历 0.034 0.019 3.218 0.073 1 1.035 在婚数量 0.451 0.081 31.322 0.000 1 1.570 非在婚数量 0b 0 税后平均年收入 0.042 0.018 5.346 0.021 1 1.042 向上的照顾代际转移 核心自变量 子女数量 0.431 0.041 110.725 0.000 1 1.539 家庭结构特征 儿子数量 < 女儿数量 -0.065 0.131 0.248 0.618 1 0.937 儿子数量=女儿数量 0.725 0.224 10.510 0.001 1 2.065 儿子数量>女儿数量 0b 0 父代人口特征 父代年龄 -0.008 0.010 0.541 0.462 1 0.992 最高学历 -0.265 0.069 14.718 0.000 1 0.767 农业户口 -0.105 0.115 0.846 0.358 1 0.900 非农业户口 0b 0 女性 -0.059 0.097 0.367 0.544 1 0.943 男性 0b 0 非在婚 0.117 0.117 1.002 0.317 1 1.124 在婚 0b 0 子代人口特征 子代平均年龄 0.028 0.009 9.858 0.002 1 1.028 最高学历 0.043 0.023 3.410 0.065 1 1.043 在婚数量 0.244 0.096 6.504 0.011 1 1.277 非在婚数量 0b 0 税后平均年收入 -0.041 0.021 3.685 0.055 1 0.960 -2对数似然比 7 372(0.000) Cox & Snell R方 0.224 Nagelkerke R方 0.241 注：参考类别是未发生照顾代际转移。 3.社会保障供给对经济代际转移方向的影响
如表 3所示，Logistic回归模型通过了显著性检验且有一定的拟合度。由该模型结果可知，是否参加养老保险对向下的经济代际转移具有显著影响，是否参加医疗保险和是否领取其他政府补助对向下经济代际转移不具有显著影响。其中，相较于未参加养老保险的老人，参加养老保险的老人更容易发生向下的经济代际转移，其概率为未参加养老保险老人的1.654倍。这可能是因为养老保险为老人提供了稳定的收入，老人的经济也变得相对宽裕，因此增加了老人对子女进行经济代际转移的概率。而关于向上的经济代际转移，是否参加医疗保险和是否领取其他政府补助在一定程度上都挤出来自子女的经济支持。其中，相较于未参加医疗保险的老人，参加医疗保险的老人受到子女经济代际转移的概率更小，是未参加医疗保险老人的0.662倍；相较于未领取其他政府补助的老人而言，领取政府补助的老人更不易受到来自子女的经济资助，概率为未领取其他政府补助老人的0.672倍。
表 3 社会保障供给对经济代际转移方向影响的回归结果因变量 自变量 回归系数 标准误差 瓦尔德 显著性 自由度 优势比 向下的经济代际转移 核心自变量 参加医疗保险 -0.011 0.128 0.008 0.931 1 0.989 未参加医疗保险 0b 0 参加养老保险 0.424 0.219 3.754 0.053 1 1.654 未参加养老保险 0b 0 领取其他政府补助 0.212 0.136 2.434 0.119 1 1.236 未领取其他政府补助 0b 0 家庭结构特征 儿子数量 < 女儿数量 0.140 0.155 0.817 0.366 1 1.150 儿子数量=女儿数量 -0.372 0.310 1.446 0.229 1 0.689 儿子数量>女儿数量 0b 0 父代人口特征 父代年龄 0.001 0.014 0.002 0.963 1 1.001 最高学历 -0.092 0.072 1.633 0.201 1 0.912 农业户口 -0.878 0.144 37.083 0.000 1 0.415 非农业户口 0b 0 女性 -0.199 0.130 2.349 0.125 1 0.820 男性 0b 0 非在婚 0.527 0.161 10.786 0.001 1 1.695 在婚 0b 0 子代人口特征 子代平均年龄 -0.045 0.012 12.731 0.000 1 0.956 最高学历 -0.038 0.030 1.545 0.214 1 0.963 在婚数量 0.210 0.134 2.440 0.118 1 1.233 非在婚数量 0b 0 税后平均年收入 0.038 0.029 1.685 0.194 1 1.038 向上的经济代际转移 核心自变量 参加医疗保险 -0.150 0.081 3.429 0.064 1 0.662 未参加医疗保险 0b 0 参加养老保险 0.029 0.162 0.033 0.856 1 1.030 未参加养老保险 0b 0 领取其他政府补助 -0.240 0.082 8.526 0.004 1 0.672 未领取其他政府补助 0b 0 家庭结构特征 儿子数量 < 女儿数量 -0.081 0.107 0.585 0.444 1 0.922 儿子数量=女儿数量 -0.259 0.183 1.996 0.158 1 0.772 儿子数量>女儿数量 0b 0 父代人口特征 父代年龄 -0.022 0.009 5.867 0.015 1 0.978 最高学历 -0.230 0.050 21.012 0.000 1 0.794 农业户口 0.370 0.096 14.692 0.000 1 1.447 非农业户口 0b 0 女性 0.063 0.080 0.617 0.432 1 1.065 男性 0b 0 非在婚 0.056 0.106 0.281 0.596 1 1.058 在婚 0b 0 子代人口特征 子代平均年龄 -0.010 0.008 1.480 0.224 1 0.991 最高学历 -0.013 0.020 0.465 0.495 1 0.987 在婚数量 0.500 0.086 33.879 0.000 1 1.649 非在婚数量 0b 1 税后平均年收入 0.055 0.018 9.334 0.002 1 1.056 -2对数似然比 7 391(0.000) Cox & Snell R方 0.249 Nagelkerke R方 0.278 注：参考类别是未发生经济代际转移。 4.社会保障供给对照顾代际转移方向的影响
如表 4所示，Logistic回归模型通过了显著性检验且有一定的拟合度。由该模型结果可知，父母是否参加医疗保险对向下的照顾代际转移具有显著影响，其余的自变量对照顾代际转移不具有显著影响。其中，参加医疗保险的老人更易发生向下的照顾代际转移，概率是未参加医疗保险老人的1.132倍。可见，社会保障供给与照顾代际转移方向的关联性不大。这可能是因为照顾代际转移的影响因素更多是与父代和子代的居住距离、父代的健康情况以及子代是否拥有子女等变量有关。
表 4 社会保障供给对照顾代际转移方向影响的回归结果因变量 自变量 回归系数 标准误差 瓦尔德 显著性 自由度 优势比 向下的照顾代际转移 核心自变量 参加医疗保险 0.124 0.082 2.307 0.029 1 1.132 未参加医疗保险 0b 0 参加养老保险 0.025 0.163 0.023 0.878 1 1.025 未参加养老保险 0b 0 领取其他政府补助 0.091 0.083 1.225 0.268 1 1.096 未领取其他政府补助 0b 0 家庭结构特征 儿子数量 < 女儿数量 -0.195 0.106 3.378 0.066 1 0.823 儿子数量=女儿数量 0.143 0.202 0.502 0.478 1 1.154 儿子数量>女儿数量 0b 0 父代人口特征 父代年龄 -0.078 0.01 65.779 0.000 1 0.925 最高学历 -0.194 0.049 15.519 0.000 1 0.824 农业户口 -0.353 0.098 12.841 0.000 1 0.703 非农业户口 0b 0 女性 0.007 0.08 0.007 0.932 1 1.007 男性 0b 0 非在婚 -0.222 0.106 4.37 0.037 1 0.801 在婚 0b 0 子代人口特征 子代平均年龄 0.008 0.008 1.148 0.284 1 1.008 最高学历 0.033 0.019 3.066 0.08 1 1.034 在婚数量 0.771 0.087 78.148 0.000 1 2.163 非在婚数量 0b 0 税后平均年收入 0.043 0.018 5.63 0.018 1 1.044 向上的照顾代际转移 核心自变量 参加医疗保险 0.013 0.098 0.018 0.893 1 1.013 未参加医疗保险 0b 0 参加养老保险 -0.227 0.183 1.547 0.214 1 0.797 未参加养老保险 0b 0 领取其他政府补助 0.098 0.099 0.979 0.322 1 1.103 未领取其他政府补助 0b 0 家庭结构特征 儿子数量 < 女儿数量 -0.067 0.131 0.261 0.61 1 0.935 儿子数量=女儿数量 0.725 0.224 10.505 0.001 1 2.065 儿子数量>女儿数量 0b 0 父代人口特征 父代年龄 -0.008 0.01 0.627 0.429 1 0.992 最高学历 -0.265 0.069 14.752 0 1 0.767 农业户口 -0.135 0.12 1.257 0.262 1 0.874 非农业户口 0b 0 女性 -0.059 0.097 0.363 0.547 1 0.943 男性 0b 0 非在婚 0.113 0.117 0.927 0.336 1 1.120 在婚 0b 0 子代人口特征 子代平均年龄 0.028 0.009 10.136 0.001 1 1.029 最高学历 0.044 0.023 3.57 0.059 1 1.045 在婚数量 0.683 0.103 44.144 0 1 1.979 非在婚数量 0b 0 税后平均年收入 -0.041 0.021 3.643 0.056 1 0.960 -2对数似然比 7 891(0.000) Cox & Snell R方 0.226 Nagelkerke R方 0.243 注：参考类别是未发生照顾代际转移。 （二） 中介效应分析
社会保障一方面会增加参加社会保障项目的父代的可支配收入，另一方面也会影响参加社会保障项目的父代是否会争取其他收入的动机和行为，从而会对父代的收入和闲暇产生影响，进一步会影响子女数量和代际转移方向之间的关系。那么，社会保障是否对子女数量和代际转移方向之间的关系起中介作用呢？笔者将子女数量作为自变量，经济代际转移方向和照顾代际转移方向作为因变量，分别检验是否参加养老保险、是否参加医疗保险以及是否领取其他政府补助的中介效应。
1.是否参加养老保险的中介效应检验
如表 5所示，模型1是子女数量对是否参加养老保险的二元Logistic回归。结果表明，子女数量越多，老人参加养老保险的概率越大。模型2为子女数量与是否参加养老保险对经济代际转移方向的Logistic回归。结果表明，对向上的经济代际转移，Za×Zb的95%置信区间为[-0.0213, 0.0013]，置信区间包含0，中介效应不显著①。同理，对于向下的经济代际转移，Za×Zb的95%置信区间为[-0.0060, 0.0180]，置信区间包含0，中介效应也不显著。模型3为子女数量与参加养老保险对照顾代际转移方向的Logistic回归。结果表明，对向上的照顾代际转移，Za×Zb的95%置信区间为[-0.0140, 0.0070]，置信区间包含0，中介效应不显著；对向下的照顾代际转移，Za×Zb的95%置信区间为[-0.0160, 0.0020]，置信区间包含0，中介效应也不显著。
表 5 是否参加养老保险的中介效应检验结果模型 因变量 自变量 系数 标准误差 显著性 模型1 是否参加养老保险 子女数量 0.060 0.029 0.030 模型2 经济代际转移方向 向上的经济代际转移 子女数量 0.593 0.036 0.000 参加养老保险 -0.132 0.078 0.092 向下的经济代际转移 子女数量 0.136 0.052 0.008 参加养老保险 0.075 0.106 0.479 模型3 照顾代际转移方向 向上的照顾代际转移 子女数量 0.479 0.038 0.000 参加养老保险 -0.050 0.095 0.600 向下的照顾代际转移 子女数量 0.191 0.034 0.000 参加养老保险 -0.086 0.077 0.265 注：参照组分别为未参加养老保险、代际之间没有发生经济转移、代际之间没有发生照顾转移。下表同。 2.是否参加医疗保险的中介效应检验
如表 6所示，模型4显示，子女数量越多，父代参加医疗保险的概率越大。模型5显示，对向上的经济代际转移，Za×Zb的95%置信区间为[-0.0470, 0.0180]，置信区间包含0，中介效应不显著；对向下的经济代际转移，Za×Zb的95%置信区间为[0.0004, 0.1080]，置信区间不包含0，因此，是否参加医疗保险在子女数量对于向下的经济代际转移这一影响路径上的中介效应显著。模型6显示，对向上的照顾代际转移，Za×Zb的95%置信区间为[-0.0300, 0.0430]，置信区间包含0，中介效应不显著；对向下的照顾代际转移，Za×Zb的95%置信区间为[-0.0600, 0.0080]，置信区间包含0，中介效应也不显著。
表 6 是否参加医疗保险的中介效应检验结果模型 因变量 自变量 系数 标准误差 显著性 模型4 是否参加医疗保险 子女数量 0.109 0.059 0.066 模型5 经济代际转移方向 向上的经济代际转移 子女数量 0.593 0.036 0.000 参加医疗保险 -0.097 0.157 0.536 向下的经济代际转移 子女数量 0.138 0.052 0.007 参加医疗保险 0.416 0.192 0.000 模型6 照顾代际转移方向 向上的照顾代际转移 子女数量 0.480 0.038 0.000 参加医疗保险 0.042 0.183 0.820 向下的照顾代际转移 子女数量 0.191 0.034 0.000 参加医疗保险 -0.179 0.153 0.242 3.是否领取其他政府补助的中介效应检验
如表 7所示，模型7显示，子女数量对父代是否领取其他政府补助的影响是显著的。子女数量越多，老人领取其他政府补助的概率越小。模型8显示，对向上的经济代际转移，Za×Zb的95%置信区间为[-0.1120, -0.0460]，置信区间不包含0，中介效应显著；对于向下的经济代际转移，Za×Zb的95%置信区间为[-0.0120, -0.0690]，置信区间不包含0，中介效应显著。模型9显示，对向上的照顾代际转移，Za×Zb的95%置信区间为[-0.0690, 0.0190]，置信区间包含0，中介效应不显著；对向下的照顾代际转移，Za×Zb的95%置信区间为[-0.0260, 0.0350]，置信区间包含0，中介效应也不显著。
表 7 是否领取其他政府补助的中介效应检验结果模型 因变量 自变量 系数 标准误差 显著性 模型7 是否领取其他政府补助 子女数量 -0.232 0.028 0.000 模型8 经济代际转移方向 向上的经济代际转移 子女数量 0.581 0.037 0.000 领取其他政府补助 -0.337 0.076 0.002 向下的经济代际转移 子女数量 0.142 0.052 0.006 领取其他政府补助 0.118 0.105 0.261 模型9 照顾代际转移方向 向上的照顾代际转移 子女数量 0.475 0.038 0.000 领取其他政府补助 -0.087 0.093 0.345 向下的照顾代际转移 子女数量 0.193 0.034 0.000 领取其他政府补助 0.017 0.075 0.820 四、 结论性评论与政策建议
（一） 结论性评论
上文对子女数量和社会保障供给对代际转移方向的影响进行了实证研究，且在研究中考虑了代际转移方向、父代和子代双方的人口学特征以及老人参加社会保障项目现实情况等因素，并使用CFPS2018调查数据进行实证检验。研究结果表明，子女数量不仅对经济代际转移方向有正向显著影响，而且对照顾代际转移方向也有正向显著影响；相较于未参加养老保险的老人而言，参加养老保险的老人更易发生向下的经济代际转移；相较于未参加医疗保险的老人而言，参加医疗保险的老人更不易发生向上的经济代际转移，但更易发生向下的照顾代际转移；相较于未领取其他政府补助的老人而言，领取其他政府补助的老人更不易发生向上的经济代际转移。子女数量对向下的经济代际转移影响方面，是否参加医疗保险的中介效应显著。子女数量对向上的经济代际转移影响方面，是否领取其他政府补助的中介效应显著。
孩子数量是生育率的重要衡量指标，代际转移与生育率密切相关。社会保障会对参加社会保障项目人员整个生命周期的可支配收入产生一定影响，进而对生育决策和代际关系产生影响。就CFPS2018数据的实证检验结果来看，社会保障供给会在一定程度上影响父代的财富供给并进而影响代际转移方向。从这个意义上来讲，笔者的研究触及了财富流理论。尽管中国代际关系的总体趋向是由反哺式走向接力式，但是笔者研究结果表明，目前中国双向代际依存关系仍然存在，社会保障是否促进或者促退反哺式代际关系走向接力式代际关系还不能一概而论，需要进一步就具体的社会保障项目进行具体分析。社会保障作为父代的收入也可以进入莱宾斯坦模型从而影响到家庭的生育决策行为。如果父代获得的社会保障收入增加并进而降低了子代对父代向上的代际转移，那么家庭生育孩子的边际收益就会进一步下降。笔者的研究结果还表明，参加不同社会保障项目的老人获得子代经济转移和照顾转移的方向是不同的，因此不能笼统地而只能具体地说某个社会保障项目对家庭的边际孩子生育决策产生了影响。
（二） 政策建议
1.落实国家三孩生育政策
上文分析表明，子女数量对于老人得到的代际支持有显著的正向影响。因此，全面落实国家三孩生育政策至关重要，这是未来缓解老人养老压力的有效途径。具体来说：首先，提升育龄妇女的生育意愿。例如，除了对育龄妇女直接发放生育津贴外，还可对聘用产后妇女的用人单位给予相应补贴，减少女性受到职场歧视的概率。其次，公务员报考可以放宽对育龄妇女的年龄限制，给女性提供更多的生育后的就业机会。再次，实现生育政策与其他政策协同。三孩生育政策可以与购房、教育以及就业等多领域的政策协同发力。例如，可以对生育三孩的家庭给予租房费用补贴，增设更多的公立托儿所和幼儿园来降低家庭照顾和教育孩子的成本，政府对用人单位给予成本补贴从而使生育三孩家庭夫妻双方可以适当地享受更多的育儿假期等。最后，及时评估三孩生育政策实施情况。定期对三孩生育政策的影响进行评估，分地区、年龄和城乡等多个层次进行政策效果的分析。宣传三孩政策落实较好地区的成功经验，为其他地区开展三孩政策实践做示范。
2.开拓和创新养老服务模式
上文分析表明，子女数量对照顾代际转移方向有正向显著影响。在目前短期内难以快速提升生育率的情况下，开拓和创新其他形式的养老服务模式对于保证老人得到有效照顾就显得非常必要。养老服务的开拓和创新要按照“就近原则”充分发挥老人日常生活所在地附近的组织和人员的作用。例如，可以采用“社区互助”的模式。社区里采用“一对一”帮扶的形式，即同一社区里刚退休的老人可以与高龄老人组队，由较年轻的老人照料高龄老人的日常生活，高龄老人也可以为照料者支付一定的费用。又如，居(村)委会可以建立“日常问候热线”，每周给社区里的老人打电话了解其生活状况，定期上门访问，避免老人发生意外。与此同时，应该将独居老人和行动不便的老人作为重点关注对象，提高电话慰问和上门探望的频率。再如，可以将社区委员会、老年大学、街道办事处、居(村)委会和物业管理处等作为定点，设立“突发应急窗口”，及时解决突发困难的独居老人的问题。社区或者居(村)委会可以和照料中心或者社工组织合作，通过招标的形式为社区内的老人提供照料服务。还如，养老服务的供给需要精细化。对于老人而言，还需关注其身体健康和心理健康。社区可以定期引入社工或大学生心理志愿者，为老人定期做心理疏导。此外，可以建立网格化的管理模式，为每个网格单位配备网格化联络人员、专业养老服务人员和专业医疗人员等，资金可以通过社区内老人缴费和政府补助两种方式筹集。还可以利用大数据技术构建不同老人差异化的养老服务，针对老人的需求开发远程诊疗、心理咨询、定时陪护、保健服务和日常护理等产品服务，做到养老服务的精准匹配。
3.构建高质量的社会保障制度体系
上文研究表明，父母参与社会保障项目会增大向下经济代际转移的概率，减小向上经济代际转移的概率。社会保障在上述方面所起的作用在一定程度上有助于和谐代际关系。因此，国家应该尽可能建立完善的社会保障体系，目前亟须建立针对城乡老人的长期照护救助制度和长期照护保险制度。同时，要在建立相应的社会保障项目后强制要求符合规定的对象均参加相应的社会保障项目，尽可能实现全覆盖。另外，对于既有的社会保障项目要确保其“保基本”的保障能力，避免出现有制度、全覆盖但是保障待遇不达标的现象。
注释：
① 中介效应的检验过程如下：设X为自变量，Y为因变量，M为中介变量。第一步，做M对X的Logistic回归，得到回归系数a，a的残差为SE(a)，因为Za=a/SE(a)，则Za的值可以经计算得到。第二步，做Y对M和X的logistic回归，得到回归系数b，b的残差为SE(b)，可依据Zb=b/SE(b)计算得到Zb。第三步，使用R语言的R Mediation package对Za和Zb进行显著性检验，若Za×Zb的置信区间不包含0，则说明中介效应显著。
注释：
●社会保障专题主持人语：社会保障制度是保障和改善民生的重要制度安排。当前，生育率下降和人口持续老龄化给社会保障制度运行带来了严峻挑战。这种挑战集中体现在价值创造主体相对于价值消费主体数量的减少，从而一方面引致养老保障资金供给的困难或相对不足，另一方面引致养老服务供给能力的缺乏或发展滞后。本专题刊发的四篇文章主要聚焦社会养老保险和养老服务领域，分别探讨子女数量、社会保障供给对代际转移方向的影响，空巢老人“孤独死”的形成机理及治理对策，职工养老保险全国统筹的理论逻辑与实现路径以及“时间银行”互助养老模式实现路径，对中国养老保险和养老服务领域面临的现状与未来、理论与实践以及问题与治理等多角度进行探讨。希望这些研究有助于进一步丰富和深化中国养老保险和养老服务研究，从而为实现养老保障乃至整个社会保障的高质量发展提供学理依据和智力支持。——贾洪波(北京航空航天大学社会保障研究中心主任、教授) -
表 1 子女数量对经济代际转移方向影响的回归结果
因变量 自变量 回归系数 标准误差 瓦尔德 显著性 自由度 优势比 向下的经济代际转移 核心自变量 子女数量 0.326 0.066 24.322 0.000 1 1.385 家庭结构特征 儿子数量 < 女儿数量 0.141 0.155 0.832 0.362 1 1.151 儿子数量=女儿数量 -0.368 0.309 1.418 0.234 1 0.692 儿子数量>女儿数量 0b 0 父代人口特征 父代年龄 0.002 0.014 0.020 0.888 1 1.002 最高学历 -0.089 0.072 1.544 0.214 1 0.915 农业户口 -0.809 0.136 35.316 0.000 1 0.445 非农业户口 0b 0 女性 -0.197 0.129 2.330 0.127 1 0.821 男性 0b 0 非在婚 0.544 0.160 11.527 0.001 1 1.722 在婚 0b 0 子代人口特征 子代平均年龄 -0.045 0.012 13.289 0.000 1 0.956 最高学历 -0.039 0.030 1.704 0.192 1 0.961 在婚数量 -0.126 0.125 1.021 0.312 1 0.882 非在婚数量 0b 0 税后平均年收入 0.037 0.029 1.613 0.204 1 1.038 向上的经济代际转移 核心自变量 子女数量 0.659 0.042 250.183 0.000 1 1.933 家庭结构特征 儿子数量 < 女儿数量 -0.090 0.106 0.722 0.395 1 0.914 儿子数量=女儿数量 -0.265 0.183 2.096 0.148 1 0.767 儿子数量>女儿数量 0b 0 父代人口特征 父代年龄 0.022 0.009 5.795 0.016 1 1.978 最高学历 -0.232 0.050 21.533 0.000 1 0.793 农业户口 0.459 0.092 24.949 0.000 1 1.582 非农业户口 0b 0 女性 0.053 0.080 0.431 0.512 1 1.054 男性 0b 0 非在婚 0.058 0.106 0.301 0.583 1 1.060 在婚 0b 0 子代人口特征 子代平均年龄 -0.009 0.008 1.183 0.277 1 0.992 最高学历 0.232 0.050 21.533 0.000 1 1.793 在婚数量 -0.164 0.080 4.231 0.040 1 0.849 非在婚数量 0b 0 税后平均年收入 0.052 0.018 8.481 0.004 1 1.054 -2对数似然比 6 098(0.000) Cox & Snell R方 0.254 Nagelkerke R方 0.271 注：参考类别是未发生经济代际转移。0.000为该数据四舍五入后取3位小数所得，非0。上标b表示此参数冗余被设置为0。下表同。 
下载: 导出CSV
表 2 子女数量对照顾代际转移方向影响的回归结果
因变量 自变量 回归系数 标准误差 瓦尔德 显著性 自由度 优势比 向下的照顾代际转移 核心自变量 子女数量 0.314 0.038 66.920 0.000 1 1.369 家庭结构特征 儿子数量 < 女儿数量 -0.201 0.106 3.590 0.048 1 0.818 儿子数量=女儿数量 0.141 0.202 0.488 0.485 1 1.151 儿子数量>女儿数量 0b 0 父代人口特征 父代年龄 -0.077 0.010 65.099 0.000 1 0.926 最高学历 -0.195 0.049 15.800 0.000 1 0.822 农业户口 -0.316 0.094 11.328 0.001 1 0.729 非农业户口 0b 0 女性 0.003 0.080 0.001 0.975 1 1.003 男性 0b 0 非在婚 -0.225 0.106 4.507 0.034 1 0.798 在婚 0b 0 子代人口特征 子代平均年龄 0.009 0.008 1.364 0.243 1 1.009 最高学历 0.034 0.019 3.218 0.073 1 1.035 在婚数量 0.451 0.081 31.322 0.000 1 1.570 非在婚数量 0b 0 税后平均年收入 0.042 0.018 5.346 0.021 1 1.042 向上的照顾代际转移 核心自变量 子女数量 0.431 0.041 110.725 0.000 1 1.539 家庭结构特征 儿子数量 < 女儿数量 -0.065 0.131 0.248 0.618 1 0.937 儿子数量=女儿数量 0.725 0.224 10.510 0.001 1 2.065 儿子数量>女儿数量 0b 0 父代人口特征 父代年龄 -0.008 0.010 0.541 0.462 1 0.992 最高学历 -0.265 0.069 14.718 0.000 1 0.767 农业户口 -0.105 0.115 0.846 0.358 1 0.900 非农业户口 0b 0 女性 -0.059 0.097 0.367 0.544 1 0.943 男性 0b 0 非在婚 0.117 0.117 1.002 0.317 1 1.124 在婚 0b 0 子代人口特征 子代平均年龄 0.028 0.009 9.858 0.002 1 1.028 最高学历 0.043 0.023 3.410 0.065 1 1.043 在婚数量 0.244 0.096 6.504 0.011 1 1.277 非在婚数量 0b 0 税后平均年收入 -0.041 0.021 3.685 0.055 1 0.960 -2对数似然比 7 372(0.000) Cox & Snell R方 0.224 Nagelkerke R方 0.241 注：参考类别是未发生照顾代际转移。
下载: 导出CSV
表 3 社会保障供给对经济代际转移方向影响的回归结果
因变量 自变量 回归系数 标准误差 瓦尔德 显著性 自由度 优势比 向下的经济代际转移 核心自变量 参加医疗保险 -0.011 0.128 0.008 0.931 1 0.989 未参加医疗保险 0b 0 参加养老保险 0.424 0.219 3.754 0.053 1 1.654 未参加养老保险 0b 0 领取其他政府补助 0.212 0.136 2.434 0.119 1 1.236 未领取其他政府补助 0b 0 家庭结构特征 儿子数量 < 女儿数量 0.140 0.155 0.817 0.366 1 1.150 儿子数量=女儿数量 -0.372 0.310 1.446 0.229 1 0.689 儿子数量>女儿数量 0b 0 父代人口特征 父代年龄 0.001 0.014 0.002 0.963 1 1.001 最高学历 -0.092 0.072 1.633 0.201 1 0.912 农业户口 -0.878 0.144 37.083 0.000 1 0.415 非农业户口 0b 0 女性 -0.199 0.130 2.349 0.125 1 0.820 男性 0b 0 非在婚 0.527 0.161 10.786 0.001 1 1.695 在婚 0b 0 子代人口特征 子代平均年龄 -0.045 0.012 12.731 0.000 1 0.956 最高学历 -0.038 0.030 1.545 0.214 1 0.963 在婚数量 0.210 0.134 2.440 0.118 1 1.233 非在婚数量 0b 0 税后平均年收入 0.038 0.029 1.685 0.194 1 1.038 向上的经济代际转移 核心自变量 参加医疗保险 -0.150 0.081 3.429 0.064 1 0.662 未参加医疗保险 0b 0 参加养老保险 0.029 0.162 0.033 0.856 1 1.030 未参加养老保险 0b 0 领取其他政府补助 -0.240 0.082 8.526 0.004 1 0.672 未领取其他政府补助 0b 0 家庭结构特征 儿子数量 < 女儿数量 -0.081 0.107 0.585 0.444 1 0.922 儿子数量=女儿数量 -0.259 0.183 1.996 0.158 1 0.772 儿子数量>女儿数量 0b 0 父代人口特征 父代年龄 -0.022 0.009 5.867 0.015 1 0.978 最高学历 -0.230 0.050 21.012 0.000 1 0.794 农业户口 0.370 0.096 14.692 0.000 1 1.447 非农业户口 0b 0 女性 0.063 0.080 0.617 0.432 1 1.065 男性 0b 0 非在婚 0.056 0.106 0.281 0.596 1 1.058 在婚 0b 0 子代人口特征 子代平均年龄 -0.010 0.008 1.480 0.224 1 0.991 最高学历 -0.013 0.020 0.465 0.495 1 0.987 在婚数量 0.500 0.086 33.879 0.000 1 1.649 非在婚数量 0b 1 税后平均年收入 0.055 0.018 9.334 0.002 1 1.056 -2对数似然比 7 391(0.000) Cox & Snell R方 0.249 Nagelkerke R方 0.278 注：参考类别是未发生经济代际转移。
下载: 导出CSV
表 4 社会保障供给对照顾代际转移方向影响的回归结果
因变量 自变量 回归系数 标准误差 瓦尔德 显著性 自由度 优势比 向下的照顾代际转移 核心自变量 参加医疗保险 0.124 0.082 2.307 0.029 1 1.132 未参加医疗保险 0b 0 参加养老保险 0.025 0.163 0.023 0.878 1 1.025 未参加养老保险 0b 0 领取其他政府补助 0.091 0.083 1.225 0.268 1 1.096 未领取其他政府补助 0b 0 家庭结构特征 儿子数量 < 女儿数量 -0.195 0.106 3.378 0.066 1 0.823 儿子数量=女儿数量 0.143 0.202 0.502 0.478 1 1.154 儿子数量>女儿数量 0b 0 父代人口特征 父代年龄 -0.078 0.01 65.779 0.000 1 0.925 最高学历 -0.194 0.049 15.519 0.000 1 0.824 农业户口 -0.353 0.098 12.841 0.000 1 0.703 非农业户口 0b 0 女性 0.007 0.08 0.007 0.932 1 1.007 男性 0b 0 非在婚 -0.222 0.106 4.37 0.037 1 0.801 在婚 0b 0 子代人口特征 子代平均年龄 0.008 0.008 1.148 0.284 1 1.008 最高学历 0.033 0.019 3.066 0.08 1 1.034 在婚数量 0.771 0.087 78.148 0.000 1 2.163 非在婚数量 0b 0 税后平均年收入 0.043 0.018 5.63 0.018 1 1.044 向上的照顾代际转移 核心自变量 参加医疗保险 0.013 0.098 0.018 0.893 1 1.013 未参加医疗保险 0b 0 参加养老保险 -0.227 0.183 1.547 0.214 1 0.797 未参加养老保险 0b 0 领取其他政府补助 0.098 0.099 0.979 0.322 1 1.103 未领取其他政府补助 0b 0 家庭结构特征 儿子数量 < 女儿数量 -0.067 0.131 0.261 0.61 1 0.935 儿子数量=女儿数量 0.725 0.224 10.505 0.001 1 2.065 儿子数量>女儿数量 0b 0 父代人口特征 父代年龄 -0.008 0.01 0.627 0.429 1 0.992 最高学历 -0.265 0.069 14.752 0 1 0.767 农业户口 -0.135 0.12 1.257 0.262 1 0.874 非农业户口 0b 0 女性 -0.059 0.097 0.363 0.547 1 0.943 男性 0b 0 非在婚 0.113 0.117 0.927 0.336 1 1.120 在婚 0b 0 子代人口特征 子代平均年龄 0.028 0.009 10.136 0.001 1 1.029 最高学历 0.044 0.023 3.57 0.059 1 1.045 在婚数量 0.683 0.103 44.144 0 1 1.979 非在婚数量 0b 0 税后平均年收入 -0.041 0.021 3.643 0.056 1 0.960 -2对数似然比 7 891(0.000) Cox & Snell R方 0.226 Nagelkerke R方 0.243 注：参考类别是未发生照顾代际转移。
下载: 导出CSV
表 5 是否参加养老保险的中介效应检验结果
模型 因变量 自变量 系数 标准误差 显著性 模型1 是否参加养老保险 子女数量 0.060 0.029 0.030 模型2 经济代际转移方向 向上的经济代际转移 子女数量 0.593 0.036 0.000 参加养老保险 -0.132 0.078 0.092 向下的经济代际转移 子女数量 0.136 0.052 0.008 参加养老保险 0.075 0.106 0.479 模型3 照顾代际转移方向 向上的照顾代际转移 子女数量 0.479 0.038 0.000 参加养老保险 -0.050 0.095 0.600 向下的照顾代际转移 子女数量 0.191 0.034 0.000 参加养老保险 -0.086 0.077 0.265 注：参照组分别为未参加养老保险、代际之间没有发生经济转移、代际之间没有发生照顾转移。下表同。
下载: 导出CSV
表 6 是否参加医疗保险的中介效应检验结果
模型 因变量 自变量 系数 标准误差 显著性 模型4 是否参加医疗保险 子女数量 0.109 0.059 0.066 模型5 经济代际转移方向 向上的经济代际转移 子女数量 0.593 0.036 0.000 参加医疗保险 -0.097 0.157 0.536 向下的经济代际转移 子女数量 0.138 0.052 0.007 参加医疗保险 0.416 0.192 0.000 模型6 照顾代际转移方向 向上的照顾代际转移 子女数量 0.480 0.038 0.000 参加医疗保险 0.042 0.183 0.820 向下的照顾代际转移 子女数量 0.191 0.034 0.000 参加医疗保险 -0.179 0.153 0.242
下载: 导出CSV
表 7 是否领取其他政府补助的中介效应检验结果
模型 因变量 自变量 系数 标准误差 显著性 模型7 是否领取其他政府补助 子女数量 -0.232 0.028 0.000 模型8 经济代际转移方向 向上的经济代际转移 子女数量 0.581 0.037 0.000 领取其他政府补助 -0.337 0.076 0.002 向下的经济代际转移 子女数量 0.142 0.052 0.006 领取其他政府补助 0.118 0.105 0.261 模型9 照顾代际转移方向 向上的照顾代际转移 子女数量 0.475 0.038 0.000 领取其他政府补助 -0.087 0.093 0.345 向下的照顾代际转移 子女数量 0.193 0.034 0.000 领取其他政府补助 0.017 0.075 0.820
下载: 导出CSV
-
[1] 国家统计局. 中国统计年鉴2020[EB/OL]. (2020-09)[2021-10-11]. . [2] 国家统计局. 第七次全国人口普查公报(第三号)[EB/OL]. (2021-05-11)(2021-10-11). . [3] LOGAN J R, BIAN F. Parents' needs, family structure, and regular inter-generational financial exchange in Chinese cities [J]. Sociological Forum, 2003, 18(1): 85—101.
[4] ZIMMER Z, KWONG J. Family size and support of older adults in urban and rural China: Current effects and future implications [J]. Demography, 2003, 40(1): 23—44.
[5] LAM D A, SCHOENI R F. Effects on family background on earnings and returns to schooling: Evidence from Brazil [J]. Journal of Political Economy, 1993, 101(4): 710—740.
[6] ÅSLUND O, GRÖNQVIST H. Family size and child outcomes: Is there really no trade-off?[J]. Labour Economics, 2010, 17(1): 130—139.
[7] EMERY T. Inter-generational transfers and European families: Does the number of siblings matter?[J]. Demographic Research, 2013, 29(5): 247—274.
[8] 陶裕春, 申昱. 子女结构对农村养老中的资源交换机制的影响[J]. 南方人口, 2014(3): 71—80. [9] 谢桂华. 老人的居住模式与子女的赡养行为[J]. 社会, 2009(5): 149—167. [10] 夏传玲, 麻凤利. 子女数对家庭养老功能的影响[J]. 人口研究, 1995(1): 10—16. [11] 周律, 陈功, 王振华. 子女性别和孩次对中国农村代际货币转移的影响[J]. 人口学刊, 2012(1): 52—60. [12] 杨菊华, 李路路. 代际互动与家庭凝聚力——东亚国家和地区比较研究[J]. 社会学研究, 2009(3): 26—53. [13] 雷晓燕. 中老年女性劳动供给及代际转移在子女间的差异[J]. 人口与经济, 2009(6): 7—13. [14] 张航空. 儿子、女儿与代际支持[J]. 人口与发展, 2012(5): 17—25. [15] REIN M. There is more to receiving than needing: Theoretical arguments and empirical explorations of crowding in and crowding out [J]. Ageing & Society, 1999, 19(1): 93—121.
[16] COX D C, JIMENEZ E. Social security and private transfers in developing countries: The case of Peru [J]. The World Bank Economic Review, 1992, 6(1): 155—169.
[17] JENSEN R T. Do private transfers 'displace' the benefits of public transfers? Evidence from South Africa [J]. Journal of Public Economics, 2004, 88(1-2): 89—112.
[18] JUAREZ L. Crowding out of private support to the elderly: Evidence from a demogrant in Mexico [J]. Journal of Public Econo-mics, 2009, 93(3-4): 454—463.
[19] 张航空, 孙磊. 代际经济支持、养老金和挤出效应——以上海市为例[J]. 人口与发展, 2011(2): 14—19. [20] 蒋承, 赵晓军. 中国老年照料的机会成本研究[J]. 管理世界, 2009(10): 80—87. [21] 胡宏伟, 栾文敬, 杨睿, 等. 挤入还是挤出: 社会保障对子女经济供养老人的影响——关于医疗保障与家庭经济供养行为[J]. 人口研究, 2012(2): 82—96. [22] 陈欣欣, 董晓媛. 社会经济地位、性别与中国老年人的家庭照料[J]. 世界经济, 2011(6): 147—160. [23] 刘佩, 孙立娟. 城乡居民养老保险对代际经济支持的影响——基于中介效应模型的研究[J]. 云南财经大学学报, 2020(12): 4—19. [24] SHOWERS V E, SHOTICK J A. The effects of household characteristics on demand for insurance: A Tobit analysis [J]. The Journal of Risk and Insurance, 1994, 61(3): 492—502.
[25] GUTTER M S, HATCHER C B. Racial differences in the demand for life insurance [J]. The Journal of Risk and Insurance, 2008, 75(3): 677—689.
[26] GANDOLFI A S, MINERS L. Gender-based differences in life insurance ownership [J]. The Journal of Risk and Insurance, 1996, 63(4): 683—693.
[27] 樊纲治, 王宏扬. 家庭人口结构与家庭商业人身保险需求——基于中国家庭金融调查(CHFS)数据的实证研究[J]. 金融研究, 2015(7): 170—189. [28] 许恒周, 郭忠兴, 郭玉燕. 农民职业分化、养老保障与农村土地流转——基于南京市372份农户问卷调查的实证研究[J]. 农业技术经济, 2011(1): 80—85. [29] 雍岚, 孙博, 张冬敏. 西部地区从业农民工社会养老保险需求的影响因素分析——基于西安市农民工的调查[J]. 西北人口, 2007(6): 25—28, 33. [30] 尹秀芳. 子女数量对农村家庭风险抵御能力的影响分析[J]. 农村经济, 2014(8): 95—99. [31] 聂建亮, 钟涨宝. 家庭保障、社会保障与农民的养老担心——基于对湖北省孔镇的实证调查[J]. 农村经济, 2014(6): 90—94. -
期刊类型引用(0)
其他类型引用(3)
计量
- 文章访问数: 383
- HTML全文浏览量: 86
- PDF下载量: 47
- 被引次数: 3
