職工基本養老保險與社會化養老需求
——基于家庭代際支持視角

宋佳瑩 高傳勝,2

(1.南京大學 政府管理學院,江蘇 南京 210023;2.長江產業經濟研究院,江蘇 南京 210023)

一、引言

我國自2000年后逐漸邁入“老齡化社會”,老齡化趨勢呈現持續不斷地深化。國家統計局數據顯示,2021年我國65歲及以上老年人口已經突破2億,達到20056萬人,占總人口的14.2%①,這標志著我國正式進入“老齡化社會”。傳統的家庭養老已不能滿足老齡化趨勢的需求;同時,現代生活方式和家庭結構變化引發的孝道觀念、家庭結構和代際關系變遷使家庭內部“反饋模式”的傳承功能、互哺功能逐漸弱化,家庭養老受到沖擊,社會化養老需求增加。與此同時,社會保險體系的建立與完善,為養老問題提供了基本的物質保障,使老年人對養老方式的選擇擁有更多的自主權。養老保險制度逐漸實現全覆蓋,并且保障水平不斷提升,尤其是城鎮職工基本養老保險制度已表現出重要作用。職工基本養老保險的保障能力越高,對城鎮家庭結構變遷與社會化養老需求的影響越顯著。在城鎮家庭變遷過程中,家庭代際支持與養老方式變遷是多樣性與變動性、互相矛盾與互助并存的過程。家庭養老與社會化養老并非完全對立,而是互融互補的多元組合關系。職工基本養老保險金(下文簡稱“職工養老金”)的數量如何影響城鎮老年人的社會化養老需求?以及如何影響不同群體老年人的養老需求?其中家庭代際支持變遷在這一過程中起著何種調節作用?對這些問題的探討和解答有利于為積極應對人口老齡化問題、加快建設多元化養老服務體系提供政策建議。

二、文獻綜述

已有文獻主要集中于基本養老保險金與老年人養老方式的理論、影響效應研究。其中,基本養老保險金影響養老方式主要基于以下四種理論:(1)正常商品論。社會化養老作為一種正常商品,當老年人收入增加時,收入效應激發老年人對社會化養老這一正常商品的消費需求,即老年人養老金的增加,也增強了老年人對不同養老方式選擇能力[1]。(2)利他主義模型(altruism model)。中國傳統的“孝文化”一直在影響家庭決策,包括養老、育兒等決策。對于家庭而言,老年人收入效用的提高會使子女的效用或者福利增加,即子女的效用函數是老年人效用的遞增函數[2]。當老年人的照顧需求增加時,利他主義促使子女提供照顧支持,可能是經濟照顧支持也可能是時間照顧支持,抑或兩者兼有。此時養老保險的影響作用較弱,主要取決于子女的利他主義[3]。(3)討價還價模型(bargaining model)。當老年人領取養老保險且金額增加時,老年人在家庭中的經濟地位提升,議價能力增強,更容易選擇自己希望的養老方式。當老年人選擇由家庭養老時,擁有養老金的老年人則用收入吸引子女,促使他們提供更多日常照料。討價還價模型中,根據中國人的傳統家庭養老偏好,老年人對家庭養老的選擇概率將顯著高于社會化養老[4][5]。(4)財富吸引子女效應(wealth-attract-kids effect)。主要是從子女立場出發,當老年人擁有養老金變得更加富裕時,子女更加愿意為老年人提供照料(包括養老),以獲得經濟上的利益以及未來的遺產饋贈等[6]。如南非的一項研究表明,大額養老金促使有孫子或孫女需要被照顧或者懷孕的年輕女性更愿意與老年人同住,以獲得幫助與分享養老金[7]。

諸多研究表明,養老金對老年人的養老居住方式產生影響,使社會化養老需求逐漸增加。隨著社會發展,家庭倫理的代際變遷,具有“三代同堂”“四代同堂”特征的家庭迅速減少,起到關鍵作用的是社會保障制度的完善[8],但已有文獻主要集中于“新農?！闭叩挠绊懛治?。對于老年人社會化養老需求的影響研究發現,新農保制度對農村老年人的家庭養老起一定程度的替代作用[9],且新農保產生的“收入效應”促使農村老年人有能力選擇社會化養老照顧替代子女的照顧,進而增加對社會化的需求與消費[10]。尤其是在中西部的農村地區替代作用更明顯,但總體上并未從根本上動搖傳統的家庭養老方式[11]。

從整體基本養老保險層面,養老金對家庭養老(包括在自己家與子女家養老)的正向作用隨時間的推移逐漸弱化[12]。養老金對老年人選擇自己偏好的養老方式具有積極影響[13],由于養老金待遇較低,保障能力不足,僅促進32%左右的老年人選擇自己偏好的養老方式[14]。養老金作為老年人經濟收入的一部分,對于經濟地位、社會地位越高的老年人更傾向于機構養老[15]。隨著城鄉居民基本養老保險逐漸實現全覆蓋以及養老保險待遇的不斷提高,老年人(特別是城鎮老年人)對家庭養老依賴度下降,對社會化養老需求逐漸增加[16]。相較于無任何養老金的老年人,享有職工養老金、機關事業單位養老金的老年人社會化養老意愿更強,且社會化養老意愿與養老金待遇水平成正比[17]。當職工養老金增加時,城鎮老年人選擇社會化養老方式的概率隨之增加[18]。人口老齡化程度的不斷加深,家庭倫理的代際轉變,且隨著社會保障制度的完善,社會化養老服務的快速發展,傳統家庭養老已經不能滿足所有老年人養老需求,中國老年群體的養老方式走向社會化養老成為必然趨勢[19]。

目前,許多學者提出中國養老保險體系仍存在缺陷,其中城鄉居民基本養老保險更像是社會福利[20],保障能力十分有限,尚不能保證老年人晚年的生活無憂[21]。相對而言,職工養老金的保障能力要強許多。職工養老金對社會化養老需求的影響應更為深遠,隨著企業養老保險覆蓋面的擴大,未來領取職工養老金的老年人占比將越來越高。然而已有文獻針對職工養老金影響社會化養老需求的研究極少,僅有的研究局限于影響效應的測度,并未深入研究職工養老金影響社會化養老需求的機制,這也給本文提供了研究拓展空間。此外,許多文獻忽視了老年人個體差異,研究中缺乏對個體差異的考慮。相較于已有文獻,本文可能的創新之處在于:一是考慮家庭代際支持(主要表現為子女的經濟支持與時間支持)的影響,研究職工養老金對社會化養老需求的影響及其作用機制,豐富了社會化養老需求的機制研究。二是考慮老年人個體差異,通過對不同老年群體進行異質性分析,進一步探析不同老年群體對社會化養老需求的差異,進而更深入地揭示目前中國老年人的養老預期,為解決老年人養老問題提供針對性政策建議。

三、理論模型與機制分析

(一)職工基本養老保險金與社會化養老需求:理論模型

傳統的家庭養老已不能滿足當代老年人的養老需求,歐美發達國家經驗表明,從家庭養老為主向社會化養老為主轉變是老年人養老模式演變的基本趨勢[22]。隨著老年撫養比的不斷增加,中國只有通過完善的社會保障體系才能使老年人的正式與非正式照顧支持達到更好的平衡。養老保險制度的建立與完善,為解決老年人養老問題提供了物質保障,使得老年人在選擇養老方式上擁有更多的自主權與選擇權。尤其是具有較強保障能力的職工養老金,使城鎮老年人的經濟水平更大幅度地提升,增強了老年人的養老服務購買能力。個人效用最大化理論指出,當花費在各種商品(或服務)上的最后一元錢所帶來的邊際效用相等,且等于貨幣的邊際效用時,此時的商品(或服務)組合為最優商品(或服務)組合,實現效用最大化。相比家庭養老模式,職工養老金增加了老年人的總收入水平,老年人為使自身養老服務需求得到滿足,將會加大對社會化養老服務的消費,以盡可能地實現個人效用最大化,達到養老預期。通過效用最大化模型可以反映職工養老金對社會化養老需求的影響。然而,以往相關研究主要從學理層面進行剖析,即使有學者從經濟學視角分析兩者關系,但也鮮有文獻通過構建理論模型來分析職工養老金與養老服務之間的關系?；诖?本文建立城鎮老年人對社會化養老服務消費的效用模型:

maxU=U(C,X)

(1)

(2)

式(1)中C表示除社會化養老服務的消費以外老年人進行其他產品及服務的消費,X表示老年人購買社會化養老服務消費;式(2)中P1表示其他產品及服務的消費價格,P2表示社會化養老服務的價格,M表示老年人總收入,且M=Mylb+Mqt,Mylb為老年人領取的職工養老金,Mqt為其他收入,并設職工養老金占總收入的比例為ρ,即Mylb=ρM。假設老年人選擇社會化養老服務的效用函數是擬凹的,且社會化養老服務、消費的其他產品及服務均為正常商品,效用函數中兩個消費因素的一階、二階偏導如下:

(3)

無差異曲線C=C(X)是關于X遞減的,即C′(X)=-U2/U1<0,假設無差異曲線是凸函數,所以效用函數還滿足:

(4)

為求老年人消費社會化養老服務的效用函數最大化,構造拉格朗日函數如下:

L(C,X,λ)=U(C,S)-λ(M-P1C-P2X)

(5)

(6)

利用式(5)、式(6)求解得最優化問題,使得老年人最優社會化養老服務消費X*滿足:

(7)

式(7)中,P1,P2,M均給定,從而X*是關于P1,P2,M的函數,即X*=X(P1,P2,M)。并對老年人最優社會化養老服務消費X*與老年人總收入M作比較靜態分析,式(7)左右兩邊分別對M求偏導得:

(8)

(9)

H1:職工養老金提高了城鎮老年人對社會化養老的需求,且隨職工養老金水平越高對社會化養老的需求越高。

(二)職工基本養老保險金與社會化養老需求的機制分析

中國傳統的儒家思想以及孝文化強調子女對父母的贍養義務。根據社會支持理論,子女對父母的照顧支持表現為經濟支持、時間支持與情感支持。經濟支持主要改變老年人的購買能力;時間支持主要反映老年人對社會化養老需求程度,當子女提供更多的時間支持時,老年人對社會化養老需求程度通常會減少;情感支持重視的是父母在親情上得到的滿足感。但在現代化進程中,由于人口老齡化、家庭結構、孝道觀念與代際關系變遷的共同作用,家庭代際傳統“反饋模式”的互補功能和傳承功能急劇弱化。家庭養老能力趨于不足,對社會化養老需求逐漸增加,而子女的代際支持(主要表現為經濟支持與時間支持)在老年人養老方式決策中產生重要作用。

H2:職工養老金影響社會化養老需求的過程中,子女提供的經濟支持起正向調節作用。

2.子女時間支持。另一方面,子女提供的時間支持通常與社會化養老既存在替代關系又存在互補關系。當子女不能或者只能提供極少的時間照顧時,老年人選擇增加對社會化養老的需求,而當子女能夠全部時間照顧老年人時,老年人會選擇家庭養老,形成家庭養老與社會化養老的替代關系;當子女只能提供部分時間照料時,其余時間老年人則需要尋求社會化養老方式,形成家庭養老與社會化養老的互補關系。在職工養老金影響社會化養老需求過程中,享有職工養老金的老年人更加富裕,根據財富吸引理論,也會吸引子女提供時間照料以換取未來老年人對子女的經濟支持或者遺產饋贈,且受中國傳統孝道文化和“家本位”觀念的影響,子女為老年人提供時間支持,當提供照料的時間增加時,老年人的養老需求能夠得到部分解決,會采用互補原則減少其對社會化養老的需求,即子女時間支持負向調節職工養老金影響社會化養老需求的邊際效應,促使老年人減少選擇社會化養老服務的概率。據此,提出以下研究假設:

H3:職工養老金影響社會化養老需求的過程中,子女提供的時間支持起負向調節作用。

四、計量模型與數據說明

(一)計量模型

1.職工基本養老保險金與社會化養老需求模型。根據上述效用模型分析發現,職工養老金使城鎮老年人選擇社會化養老服務的概率增加,且子女的代際支持起調節作用。為研究職工養老金對社會化養老需求的影響,構建以下模型:

Yi=α0+α1Di+φ(Xi)+ε

(10)

式(10)中,Yi為社會化養老需求,Di為老年人是否領取職工養老金;Xi表示影響社會化養老需求的外生解釋變量,ε為隨機擾動項。鑒于老年人是否領取職工養老金可能會受某些不可觀測因素影響,而這些因素可能也與社會化養老需求相關,造成在模型內部職工養老金與隨機擾動項相關,且對模型直接進行傳統的回歸分析將會導致計量結果存在偏誤。而PSM模型(傾向得分匹配模型)可以被視為一種再抽樣方法,使觀測數據盡可能接近隨機實驗數據,且不需事先設定函數形式、參數約束或者擾動項分布,對解釋變量嚴格外生要求較弱,可以有效克服樣本自選擇導致的“選擇偏差”以及有偏估計。為此,采用PSM模型實證檢驗職工養老金對社會化養老需求的影響。

2.基于傾向得分匹配的職工基本養老保險金反事實研究框架。參照反事實研究框架,將職工養老金設為二值虛擬變量,Di={0,1}表示第i位老年人是否領取職工養老金,即Di=1為領取職工養老金,Di=0為未領取職工養老金。對于老年人i未來的社會化養老需求可能有兩種狀態,即y1i表示老年人領取職工養老金的社會化養老需求,y0i表示老年人未領取職工養老金的社會化養老需求。本文選擇1近鄰匹配、k近鄰匹配、卡尺內k近鄰匹配、半徑卡尺匹配、核匹配、局部線性回歸匹配和馬氏匹配等七種匹配方法②,估計PSM模型的匹配結果,計算平均處理效應。主要計算處理組的平均處理效應來反映職工養老金對社會化養老需求的影響效應,表達式為:

ATT=E(y1i-y0i|Di=1)=E(y1i|Di=1)-E(y0i|Di=1)

(11)

式(11)中,ATT表示老年人領取職工養老金的社會化養老需求(E(y1i|Di=1))與未領取職工養老金的社會化養老需求(E(y0i|Di=1))之間的差異。但實際中,E(y0i|Di=1)是無法觀測的,PSM模型通過“反事實”估計,為實際領取職工養老金的老年人找到有效的對照組E(y0i|Di=0)來代替E(y0i|Di=1),實現因果關系判斷。

(二)數據來源與變量選取

1.數據來源。研究所選數據為2018年中國老年社會追蹤調查數據(China Longitudinal Aging Social Survey,以下簡稱CLASS)。CLASS是一項由人大老年研究所、人大中國調查與數據中心于2011年、2012年、2014年、2016年及2018年在全國30個省(自治區、直轄市),共476個村(居委會)利用分層多階段概率抽樣方法,調查年滿60周歲老年人的社會生活情況。該數據庫覆蓋面廣,而且調查內容均與老年人相關,較為豐富,數據代表性與普適性較強。截止至2018年,CLASS已經覆蓋了11419位老年人。根據數據的時效性,選取2018年調查數據,且戶口為非農(假設均為城鎮人口)的老年人為研究對象,剔除信息不完善樣本后,最終保留5310個樣本,其中處理組表示領取職工養老金的老年人,有3104人,控制組表示未領取職工養老金的老年人,有2206人。

2.變量定義。本文的被解釋變量為社會化養老需求。老年人的贍養方式逐漸由家庭向社會轉化,本文對于社會化養老需求采用“二分法”[24][25],主要包括家庭養老與社會化養老,家庭養老指由家庭成員提供養老資源的養老方式;而社會化養老是由社會提供養老資源[26][27]。其中,社會化養老由于是由社會提供的養老服務,既包括了社區養老、機構養老,也應包括購買社會服務的居家養老,但由于從數據中很難辨別老人居住在家庭時有無購買社會養老服務,又為了從微觀層面分析職工基本養老金對社會化養老需求的影響趨勢,本文將CLASS問卷中“今后您打算主要在哪里養老?”回答為自己家或子女家的賦值為0,表示家庭養老;社區的日托站或托老所與養老院的賦值1,表示社會化養老③。

為分析城鎮職工基本養老保險金領取對社會化養老需求的影響,本文選取核心解釋變量為職工基本養老金的領取情況。根據問卷中“是否享有企業職工基本養老保險金(城鎮職工基本養老金)?”的回答,將是否領取職工養老金作為二值虛擬變量,領取職工養老金賦值1,未領取職工養老金賦值0。此外,影響社會化養老需求的因素有很多,文章納入以下控制變量,包括個人因素:性別、年齡、受教育程度、配偶受教育程度、婚姻、健康狀況等;家庭因素:與老年人共同生活人數、家庭人均收入、擁有房產數、健在子女數、子女的受教育程度與子女親近度等④。

為進一步分析職工養老保險金對社會化養老需求的影響機制,本文引入子女經濟支持與子女時間支持兩個機制變量。對于子女經濟支持,問卷中“過去12個月,這個子女有沒有給過您或與您同住的、仍健在的配偶錢、食品或禮物,這些財物共值多少錢?”主要賦值方法是取分組金額的組中值,如1～199元取值為100元,其余類推,將所有子女給老年人的經濟支持求和并取對數;對于子女時間支持,根據問卷中“過去12個月,這個子女多久幫您做一次家務?”的回答,對時間進行賦值并求所有子女提供幫助總和作為其指標值。

3.描述性統計。相關指標描述性統計分析結果見表1。對于處理組社會化養老需求均值是控制組的2.5倍,表明有無領取職工養老金的城鎮老年人預期社會化養老需求差別很大。通過計算,性別分組中,女性選擇社會化養老的比例為19.1%,男性為18.6%;按年齡分組,高齡老年人選擇社會化養老的比例為12.5%,低齡老年人占比20.2%;按健康狀況分組,健康較好的老年人選擇社會化養老的比例為19.0%,健康較差的占比17.98%。不同組別之間存在差異,諸多因素導致不同群體老年人的社會化養老需求存在異質性。

表1 描述性統計分析

五、實證結果分析

(一)職工基本養老保險金對社會化養老需求的影響效應測算

1.傾向得分估計。為分析職工養老金對社會化養老需求的影響,將控制變量引入PSM模型,對樣本進行傾向得分匹配分析,傾向得分匹配后各變量標準差偏差見圖1。結果發現:所有變量在匹配后標準偏差率均縮小,偏差降低率至少為18.4%,最高達到100.0%,且匹配后的偏差率絕對值均小于10%,表明匹配效果良好。匹配后幾乎所有樣本均滿足條件獨立同分布的假設,匹配后樣本不存在系統性差異,即處理組與控制組的匹配變量之間無顯著差異。

2.共同支撐與平衡性檢驗。傾向得分共同取值范圍結果見圖2。對于處理組與控制組的傾向得分在較大范圍內存在重疊區域,僅有5個樣本在共同支撐區域之外,故進行傾向得分匹配模型分析時僅會損失極少數樣本;且處理組與控制組老年人的傾向得分分布較為均勻,滿足共同支撐假設。進一步,根據匹配前后處理組與控制組傾向得分值的核密度函數圖(見圖3),可以發現匹配后處理組與控制組的核密度曲線走勢更加趨于一致。即運用PSM模型減少了處理組與控制組之間變量的分布差異,消除樣本“自選擇”導致的有偏估計誤差。

圖1 傾向得分匹配前后各變量標準差偏差圖

圖2 傾向得分共同取值范圍圖

圖3 傾向得分匹配前(左)和匹配后(右)核密度圖

3.影響效應測算。通過計算職工養老金影響社會化養老需求的平均處理效應,結果見表2。利用七種匹配方法的測算結果幾乎一致,表明處理組與控制組的樣本數據具有穩健性。經過PSM傾向得分匹配的反事實估計,職工養老金使城鎮社會化養老需求增加,促使老年人更加傾向于選擇社會化養老,且影響的凈效應在22.3%～23.6%之間,即考慮職工養老金的選擇性偏誤后,領取職工養老金的老年人更加傾向于選擇社會化養老方式,促使社會化養老需求增加,假設H1得以驗證。

(二)異質性分析

考慮職工養老金影響社會化養老需求可能與老年人的不同特征有關,將老年人分不同群體研究職工養老金對社會化養老需求的不同影響。根據性別、年齡、健康狀況分別分組,研究不同組別之間的差異性。

表2 傾向得分匹配的平均處理效應

1.性別分組。中國傳統的“男主外、女主內”思想一直根深蒂固地影響著中國家庭,使不同性別老年人的社會化養老需求存在差異。分性別傾向得分匹配的平均處理效應見表3,男性老年人的職工養老金影響社會化養老需求的平均處理效應為18.7%～20.7%,而女性老年組則為27.1%～28.1%。領取職工養老金的女性老年人選擇社會化養老的邊際效應更大,性別之間存在顯著差異。較之于男性,傳統家庭的女性一直處于付出的一方,有能力時為子女提供經濟照顧、時間照顧,老年時為不給子女添加更多負擔,通常會減少對子女照料的需求,而進一步增加對社會化養老的需求。

表3 分性別傾向得分匹配的平均處理效應

2.年齡分組。本文將低于80歲的老年人歸為低齡老年人群組,80歲及以上的老年人歸為高齡老年人群組。不同年齡段的老年人無論是自理能力、健康狀況還是家庭狀況都可能存在較大的差異。分年齡傾向得分匹配的平均處理效應見表4,低齡老年人職工養老金影響社會化養老需求的平均處理效應為24.7%～26.2%,而高齡老年人介于10.1%～13.0%之間。領取職工養老金的高齡老年人選擇社會化養老的概率要顯著小于低齡老年人,不同年齡組之間存在顯著差異。根據生命周期理論,老年人在不同生活階段對照顧的需求存在差異,對于高齡老年人深受“家本位”思想的影響,隨著衰老、退行性疾病等身體機能不斷退化,年齡越大的老年人越渴望得到子女的照顧與關愛,以期能夠“安度晚年”;而對于低齡老年人生活能力較強,對子女的照料依賴相對較低,可能為子女考慮相對較多,因而低齡老年人選擇社會化養老服務的概率會大于高齡老年人的概率。

表4 分年齡傾向得分匹配的平均處理效應

3.健康狀態分組。健康狀況不同的老年人對外界照顧的需求也會有所不同,將健康狀況較不好或者非常差歸為健康較差組,健康狀況為一般、較好與非常好歸為健康較好組。分健康狀況傾向得分匹配的平均處理效應見表5,健康較差的老年人職工養老金影響社會化養老需求的平均處理效應為12.0%～21.1%,而健康較好組則為25.0%～26.0%。健康較好的老年人領取職工養老金選擇社會化養老的概率要顯著高于健康較差的老年人,健康較差的老年人更希望能夠選擇家庭養老以獲得親人的照顧。

表5 分健康狀況傾向得分匹配的平均處理效應

(三)穩健性檢驗

1.穩健性檢驗。選用PSM模型已消除了一定程度上變量選取產生的偏差,但由于職工基本養老保險與機關事業單位養老保險存在差別,為保證平均處理效應結果的穩健性,本文進一步剔除領取機關事業單位養老保險金的老年群體,剩余4904個樣本,分析結果見表6的結果1。無論采用哪種匹配方法的平均處理效應均顯著為正,表明職工養老保險金顯著增加城鎮老年人選擇社會化養老的概率,即增加對社會化養老服務的需求。此外,由于遺漏變量也可能對社會化養老需求產生影響,參考李增福等對遺漏變量的處理方式[28],添加遺漏變量以檢驗模型的穩健性。由于老年人曾經或者現在是否照顧孫子女可能作為影響社會化養老方式的影響因素,照顧孫子女是老年人可能與子女“討價還價”建立“養老契約”的策略,這是因為,照顧孫子女的行為能夠增加老年人的代際贍養預期,提高子女對其經濟與照顧支持[29],進而影響社會化養老需求。所以是否或者曾經照顧孫子女的情況可能是遺漏變量之一,將其引入PSM模型中,從表6結果2發現模型仍具有穩健性,假設H1進一步被驗證。

表6 穩健性檢驗

2.敏感性分析。進一步,為了檢驗PSM傾向得分匹配模型對選擇性偏差的糾正是否仍然存在隱藏偏差的擾動,從而導致模型方程中擾動項反映觀測樣本的異質性具有非隨機性,本文采用羅森鮑姆的Wilconxon符號秩序檢驗進行敏感性分析,結果見表7,Gamma值大于10時,隱藏偏差仍然不敏感,故認為選擇變量與遺漏變量不相關,不存在選擇性偏差。

六、職工養老金影響社會化養老需求的機制分析

職工養老金顯著提高了社會化養老需求,而城鎮老年人選擇何種養老方式也取決于諸多因素,最為重要的是來自子女的照顧程度(子女為老年人提供的照顧主要有經濟照顧與時間照顧)。如果子女有足夠多的時間照顧老年人,中國人出于“養兒防老”“家本位”等的傳統思想,老年人可能更加傾向于選擇家庭養老;若子女提供更多的經濟支持和少量的時間支持,老年人不得不減少對家庭養老的需求,增加對社會化養老服務的需求?；诖?本文在職工養老金影響社會化養老需求模型中分別引入職工養老金與子女經濟支持的交乘項、職工養老金與子女時間支持的交乘項,進而分析子女經濟支持與時間支持如何調節職工養老金影響社會化養老需求的過程,模型如下:

表7 敏感性分析

Yi=α0+α1Di×Mi+α2Di+α3Mi+φ(Xi)+ε

(12)

式(12)中,Mi表示調節變量(包括子女經濟支持與子女時間支持),Di×Mi為職工養老金與調節變量的交乘項。對子女經濟支持、子女時間支持與職工養老金進行交互項檢驗,交互項檢驗結果見圖4,從圖中可以大致看出子女經濟支持起正向調節作用,而子女時間支持起負向調節效應。進一步調節效應分析結果見表8的模型(1)與(2),子女經濟支持的調節效應中,職工養老金與子女經濟支持交乘項系數顯著為正,表明子女經濟支持在職工養老金影響社會化養老需求的過程中呈現出正向調節效應。即增加子女對老年人的經濟照顧時,職工養老金對社會化養老需求的正效應增強,老年人選擇社會化養老概率加大,驗證了假設H2。子女時間支持的調節效應中,職工養老金與子女時間支持交乘項系數顯著為負,表明子女時間支持在職工養老金影響社會化養老需求的過程中起負向調節效應。即增加子女對老年人的時間照顧時,職工養老金對社會化養老需求的正效應減弱,老年人對家庭養老的選擇傾向會增加,驗證了假設H3。職工養老金增加社會化養老需求過程中,子女代際支持表現出調節作用。然而,由于領取職工基本養老金這一行為是內生變量,調節效應分析應繼續進行內生性檢驗。由于工具變量選取的困難性,文章結合上文PSM模型的穩健性檢驗方法,一是采取剔除領取機關事業單位養老金的群體,對剩余樣本進行穩健性檢驗(見模型(3)與(4)),從結果看,子女經濟支持與時間支持的調節效應分析結果仍具有穩健性。二是在模型中增加可能的遺漏變量:老年人照顧孫子女情況,再次檢驗調節效應模型的穩健性(見模型(5)與(6)),結果仍具有穩健性,進一步驗證了假設H2與假設H3。

七、結論與政策建議

本文通過構建城鎮老年人職工養老金與社會化養老服務消費的效用函數,基于CLASS數據庫2018年抽樣調查數據分析老年人的職工養老金對社會化養老需求的影響。研究發現:第一,職工養老金顯著增加了社會化養老需求,影響的凈效應介于22.3%～23.6%。第二,職工養老金對社會化養老需求的影響在不同老年人群組之間存在異質性。性別分組中,男性職工養老金影響社會化養老需求的平均處理效應為18.7%～20.7%,女性為27.1%～28.1%,領取職工養老金的女性選擇社會化養老的概率較之于男性更大;年齡分組中,低齡老年人職工養老金影響社會化養老需求的平均處理效應為24.7%～26.2%,高齡為10.1%～13.0%,領取職工養老金的高齡老年人選擇社會化養老的概率要顯著小于低齡老年人;健康狀況分組中,健康狀況較差組職工養老金影響社會化養老需求的平均處理效應為12.0%～21.1%,而健康狀況較好組則為25.0%～26.0%,領取職工養老金的健康較好的城鎮老年人選擇社會化養老的概率要顯著高于健康較差的老年人。第三,職工養老金增加社會化養老服務需求過程中,子女時間支持呈負向調節效應,隨著子女時間照顧增加,老年人選擇社會化養老的概率邊際遞減;子女經濟支持起正向調節作用,隨著子女經濟支持增加,老年人選擇社會化養老需求的概率邊際遞增。

表8 子女代際支持的調節效應分析

圖4 子女經濟支持(左)和子女時間支持(右)調節效應檢驗圖

老年撫養比的提高導致養老問題在未來相當長時間內將呈現常態化。面對家庭結構與孝道觀念變遷,家庭養老功能逐漸弱化,對社會化養老的需求勢必增加,且職工養老金提升城鎮老年人消費能力,使老年人購買社會養老服務能力增強?；诖?必須采取有針對性的政策措施加以積極應對。根據上述實證分析結果提出以下政策建議。

第一,在保證職工基本養老保險制度安全性與可持續性基礎上,積極支持發展養老保險的第二和第三支柱,進一步夯實老年人獲得照料資源的可行能力,為老年人購買社會化養老服務提供更多的經濟保障。老年人獲取養老服務的能力主要表現為其經濟水平,而作為已達到退休年齡的老年人,其領取的養老保險金成為主要經濟來源,雖然增加老年人養老保險待遇水平可能會帶來一定程度的財政壓力,但也會刺激老年人對社會化養老服務的消費,降低對子女或者家庭照顧的依賴,既可以減輕家庭養老負擔,子女也能無顧慮地進入勞動力市場工作,帶動宏觀經濟繁榮發展。

第二,弘揚孝道文化,積極支持家庭養老能力建設,滿足大部分老年群體的養老需求。隨著養老保險制度日益完善,其保障能力不斷提高,社會化養老服務需求也日漸增長,但家庭養老仍是中國主要的養老模式。因此,政府應積極支持“家庭能力”建設。一是鼓勵子女與老年人共同生活或就近居住。對提供代際支持的子女給予激勵政策,如經濟補償(稅收優惠、帶薪休假等)、健康補償(如提供喘息式服務)、靈活就業支持等。二是為家庭養老供給能力不足的家庭提供上門服務。在激勵子女提供代際照顧的同時,鼓勵和支持政府、市場、社會組織以及志愿團體等開展規范的上門服務。本文研究發現,不同老年群體的社會化養老需求程度不同,比如:對于男性老人、高齡老人、健康狀況較差的老人更加期望能夠獲得家庭養老,但家庭養老供給能力不足以滿足老人需求,對類似這些家庭提供上門照顧服務,以期促進家庭養老與社會化養老的有效互補,滿足老年人日益增長的個性化養老需求。三是探索建立智慧養老服務體系,豐富居家社區養老服務內容,推動居家社區養老的老年人實現個性化、專業性的健康管理。通過“智慧養老云”實現養老服務供需結合,是解決未來“無人養老”困境的可行路徑之一。

第三,鼓勵支持社區互助服務、嵌入式養老,豐富社會化養老服務模式。面對日益漸增的社會化養老需求,必須發揮政府、市場、社會組織以及志愿服務組織等多元主體在社會化養老服務供給中的積極作用,推動面向不同群體的社會化養老服務供給體系,加快建立健全分層、分類的多元化、包容性社會化養老服務體系。特別是面向中低收入老人群體的公共養老服務供給、非營利性社會化養老服務供給等,并根據不同群體老年人的實際需求提供社會化養老服務,其中包括針對高齡老年人、健康狀況較差或失能老年人對護理服務需求較多的狀況,支持發展長期照護服務,以滿足特殊群體老年人的照護需求。以增強養老服務的可得性和可及性和進一步實現老年人“老有所養,老有所依”。

注釋：

①數據來源于國家統計局官網:https://data.stats.gov.cn/easyquery.htm?cn=C01。

②其中,對于k近鄰匹配,選取k=4,進行一對四傾向得分匹配,以實現最小化均方誤差;卡尺匹配,經測算將卡尺范圍設為 0.02;卡尺內k近鄰匹配,將卡尺范圍設為0.02進行一對四匹配;核匹配,使用默認核函數(二次核)和帶寬(0.06)。

③關于“社會化養老需求”的測度,首先,由于各方面的限制,無法實施調研以獲取大量相關的、精確的老年人社會化養老需求信息。其次,CLASS問卷中“今后您打算主要在哪里養老?”幾個回答分類并未嚴格區分在自己家或者子女家養老是否完全依靠家庭,若存在居家養老服務模式,根據此微觀數據庫無法將居家養老辨別出,并作為社會化養老需求的測度內容之一,導致可能低估了測算結果。但為了能從微觀層面分析職工基本養老金對社會化養老需求的影響趨勢,文章假設僅以社區的日托站或托老所與養老院對社會化養老需求進行測度,用以間接反映城鎮老年人的社會化養老需求,且這種測度方法不會產生結果的突變。

④控制變量的選取中,在文章中實證分析處為節省篇幅,且為更簡潔地展現出實證結果,將“生活滿意度、與子女親近度”近似作為連續變量進行實證分析。在此要特別說明的是,根據變量特征與變量之間的關系以及實證模型,將這兩個分類變量近似作為連續變量后,實證結論并不會發生質的改變。