林海波,楊黎源,劉 莉
(1.寧波大紅鷹學(xué)院,浙江寧波315175;2.中共寧波市委黨校,浙江寧波315012)
社會(huì)保障成為近年來政府和百姓的關(guān)注焦點(diǎn),農(nóng)村養(yǎng)老保障因?yàn)榛A(chǔ)差、替代率和覆蓋面低,更是成為其中的討論熱點(diǎn)。養(yǎng)老保障的直接目標(biāo)可以歸結(jié)成兩個(gè):一是最基礎(chǔ)的保障;二是幸福感的增加。中國農(nóng)村由于自20世紀(jì)60年代就開始執(zhí)行諸如“五保戶”制度之類的保障措施并運(yùn)行平穩(wěn),盡管對于極端貧困人口的扶助途徑仍需完善,但是現(xiàn)有財(cái)政和民間能夠用于保證老人最低生活保障的資金能力是充足的?,F(xiàn)在需厘清的是政府在農(nóng)村養(yǎng)老保障體系中的責(zé)任邊界。老齡化的迅速到來,使得財(cái)政在原來現(xiàn)收現(xiàn)付制的養(yǎng)老金負(fù)擔(dān)之上又加上了一項(xiàng)擴(kuò)大覆蓋面的任務(wù)。在此背景下,制度設(shè)計(jì)如何確定社會(huì)養(yǎng)老和家庭養(yǎng)老的比重,是方案設(shè)計(jì)的重點(diǎn)。
農(nóng)村養(yǎng)老保障制度的完善是我國向城鄉(xiāng)一體化和福利國家轉(zhuǎn)型的基本要求。由于財(cái)政能力限制,在農(nóng)村養(yǎng)老待遇確定型(defined benefits,DB)安排不可行的情形下,開始探索繳費(fèi)確定型(defined contribution,DC)。而DC制度涉及到代際捆綁程度、繳費(fèi)率和替代率的最終目標(biāo)等具體問題。在老人無力繳費(fèi)的情況下,如果是傾向于子女繳費(fèi),則又牽涉到年金制度,使得企業(yè)負(fù)擔(dān)被引入討論從而使問題復(fù)雜化。另外子女繳費(fèi)的本質(zhì),實(shí)際是子女用于家庭養(yǎng)老資金的一種代理儲(chǔ)蓄。代理儲(chǔ)蓄意味著政府具有保值增值的責(zé)任,在我國金融體系、金融產(chǎn)品和金融人力資源都不盡如人意的情況下,政府通過高行政成本進(jìn)行資金歸集并承擔(dān)這項(xiàng)增量資金的管理責(zé)任,不一定是合意的安排。如果不傾向于子女繳費(fèi),則農(nóng)村養(yǎng)老制度設(shè)計(jì)還可以是家庭養(yǎng)老結(jié)合基礎(chǔ)保障。例如收入錨定補(bǔ)助,這是對于基本貧困的良好救助機(jī)制(當(dāng)然收入的錨定是否可行,需要研究)。那么問題可以歸結(jié)為:(1)是否中國農(nóng)村養(yǎng)老制度安排中應(yīng)該強(qiáng)調(diào)家庭養(yǎng)老的作用;(2)更妥當(dāng)?shù)霓r(nóng)村老人養(yǎng)老保障DC制度的整體目標(biāo)設(shè)計(jì),包括繳費(fèi)率、替代率等的分階段目標(biāo)的設(shè)定。對于這些全新的探索,理論界和政府更多地借鑒智利經(jīng)驗(yàn)并且吸收了其他歐美國家的做法。但這些國家的處境和中國現(xiàn)階段多有不同,智利之所以可以借鑒是其相對于歐美國家在經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段上和我國更加相似,但是文化差異以及由文化差異帶來的家庭養(yǎng)老的作用卻不易比較。同文化圈的日本已經(jīng)跨越了家庭養(yǎng)老的階段,那么,地理距離最近的韓國由于同樣的儒家家庭孝道基礎(chǔ)和孝道文化轉(zhuǎn)變的共同性、同樣的生產(chǎn)主義淡化轉(zhuǎn)向的階段、同樣的老齡化壓力以及與我國發(fā)達(dá)地區(qū)相似的發(fā)展階段,更有可能成為我國農(nóng)村養(yǎng)老保障制度設(shè)計(jì)的經(jīng)驗(yàn)借鑒對象。
韓國農(nóng)村養(yǎng)老以家庭養(yǎng)老為主,但是也提供了堅(jiān)實(shí)的基本社會(huì)保障。那么究竟是家庭養(yǎng)老還是社會(huì)養(yǎng)老更加能夠提升老年人口的幸福感呢?
福利國家的目的是要保證大多數(shù)人的幸福感,所以福利國家的發(fā)展也是大多數(shù)人的幸福感趨向最優(yōu)的過程。關(guān)于幸福感來源的研究中,Amartya Sen認(rèn)為個(gè)人選擇應(yīng)該優(yōu)于帕累托一致性條件,也就意味著主觀幸福感是個(gè)人的最終目的[1]。毫無疑問,把收入當(dāng)作決定效用的唯一標(biāo)準(zhǔn),再用效用定義幸福的思路過于簡化。心理學(xué)使用了主觀福利(subjective well-being,SWB)并且基于大樣本調(diào)查來討論經(jīng)濟(jì)發(fā)展和主觀幸福感的關(guān)系。Carol graham在做了關(guān)于SWB實(shí)證分析文獻(xiàn)的梳理和總結(jié)之后,得出收入和幸福關(guān)系在超過一個(gè)臨界點(diǎn)后呈現(xiàn)不相關(guān)[2],這個(gè)結(jié)論也被稱為Easterlin悖論[3]。田國強(qiáng)、楊立巖通過加入一個(gè)“攀比”因素,在個(gè)人理性選擇和社會(huì)幸福最大化之間構(gòu)建了一個(gè)打通經(jīng)濟(jì)學(xué)幸福感和心理學(xué)自評幸福度的分析框架[4]。他們的實(shí)證表明非物質(zhì)因素和攀比因素顯著影響了主觀幸福感,老年人口的攀比因素逐漸減弱,而非物質(zhì)因素愈加重要。如果幸福感是最終目的,那么家庭養(yǎng)老和社會(huì)養(yǎng)老對于幸福感的影響程度就需要考量。這些問題是研究韓國農(nóng)村家庭養(yǎng)老的切入點(diǎn),同時(shí)也是中國農(nóng)村社會(huì)保障借鑒韓國經(jīng)驗(yàn)的出發(fā)點(diǎn)。
基于以上分析,提出以下命題。
命題1:非基本補(bǔ)助型的半強(qiáng)制社會(huì)保障可以提高幸福感;
命題2:家庭養(yǎng)老不單純是子女金錢幫助;
命題3:家庭養(yǎng)老和社會(huì)養(yǎng)老存在替代關(guān)系。
第一個(gè)命題是一個(gè)準(zhǔn)備性的命題,韓國的NPS(National Pension Service)是準(zhǔn)強(qiáng)制型的,并且領(lǐng)取社保的人數(shù)目前較少,安慰作用大于實(shí)際作用。如果命題1成立,那么意味著中國現(xiàn)行基本保障和繳費(fèi)賬戶聯(lián)結(jié)的政策也是能提高幸福感的。我們定義一個(gè)狹義的只包含子女金錢支持的家庭養(yǎng)老和廣義的包括親情慰藉在內(nèi)的家庭養(yǎng)老,命題2用來檢驗(yàn)這樣的狹義和廣義家庭養(yǎng)老的有用性(后文家庭養(yǎng)老如不特別注明皆指廣義家庭養(yǎng)老)。另外如果命題2成立,那么鼓勵(lì)子女和老人共處就是好的政策選擇。命題2和命題3如果都成立,則意味著沒有必要設(shè)定很高的替代率,因?yàn)槿绻}2不成立,而命題3成立,則無論是有子女幫助老人繳納新農(nóng)保還是子女直接金錢贍養(yǎng),替代性意味著就是左手與右手的關(guān)系,社保實(shí)際就是起一個(gè)強(qiáng)制儲(chǔ)蓄的作用。由于保證收益率不是一項(xiàng)非常容易把控的工作,如果收益率不能達(dá)到目標(biāo)而由財(cái)政補(bǔ)缺的風(fēng)險(xiǎn)就更加不可控,那么基于DC制的替代率目標(biāo)的高低就不是一個(gè)很有意義的問題了。如果命題2和命題3同時(shí)成立,則對于農(nóng)村老人家庭來說新農(nóng)保和非金錢的家庭照料就是“魚與熊掌”的選擇,也就是說如果家庭養(yǎng)老和新農(nóng)?;ハ啻嬖跀D出效應(yīng),那么政府提高替代率的工作在財(cái)政資源限定的條件下就不用快馬加鞭,而改善農(nóng)村老年人口家庭養(yǎng)老的照料措施可能更加急迫。
基本的技術(shù)方案是:對于命題1,直接考察參加社保(新農(nóng)保)對于幸福感的影響;對于命題2,如果家庭養(yǎng)老中非物質(zhì)因素有顯著作用,并且子女金錢支持作用不顯著,則家庭養(yǎng)老作用顯著。對于命題3,建立雙向影響測定模型,考察家庭養(yǎng)老和社保(新農(nóng)保)參與是否關(guān)系負(fù)向。
關(guān)于老年人口福利測量,有采用經(jīng)濟(jì)指標(biāo)和幸福感指標(biāo)或者直接討論參保影響因素(默認(rèn)參保即福利改進(jìn))三種方法,本文采用幸福感自評作為指標(biāo),理由是:第一,自評幸福感是相對于參保與否更加終極的目標(biāo);第二,在引入家庭收入作為控制變量的模型中,參保與否和家庭經(jīng)濟(jì)收入有內(nèi)生性,即互為因果,而家庭收入和幸福感之間的關(guān)系更加單向,邏輯上體現(xiàn)的內(nèi)生性小。
在方法上,由于考量參與社保對于幸福感的邊際影響程度,而幸福感在這里設(shè)置為定序變量,所以使用離散被解釋變量Logistic模型,韓國KLoSA提供了多期同樣本跟蹤數(shù)據(jù),為使用更加可靠的固定效應(yīng)事件分析法提供了條件。作為穩(wěn)健性檢驗(yàn),利用面板數(shù)據(jù)的定序被解釋變量隨機(jī)效應(yīng)模型來驗(yàn)證固定效應(yīng)模型的可靠性。
具體地,我們把固定效應(yīng)模型設(shè)定為:
兩式相減得:
其中,Pit是因變量為1的概率,β1是自變量的邊際影響,β2是時(shí)變控制變量的邊際影響,β3是非時(shí)變控制變量的邊際影響,vi表示未被觀測到的變量在個(gè)體間的差異情況,εit表示殘差項(xiàng)。式(1)代表t期,式(2)為t+1期,兩式相減為式(3),注意到式(3)中非時(shí)變控制變量和遺漏變量已經(jīng)被差分去除,這樣就達(dá)到了控制遺漏變量的目的。式(1)實(shí)際是隨機(jī)效應(yīng)模型,較之于式(1),式(3)更加接近于自然實(shí)驗(yàn)法,當(dāng)然其中隱含一個(gè)很大的假設(shè):同一樣本在不同時(shí)期除了事件發(fā)生(解釋變量),其他因素沒有任何改變。而式(1)單獨(dú)一個(gè)截面,極其容易形成觀測偏誤,面板數(shù)據(jù)能夠稍微改善這樣的偏誤,好處在于能夠檢測遺漏變量的可能影響。固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型的選擇,實(shí)際是偏差(小)和效率(高)的權(quán)衡選擇[5]。這里要考察參保NPS或者是子女孝順對于自評幸福感的影響,犧牲效率減小偏差是第一選擇。但是由于固定效應(yīng)系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤通常要比隨機(jī)效應(yīng)模型的標(biāo)準(zhǔn)誤大很多,相應(yīng)P值也大,所以也需要隨機(jī)效應(yīng)來檢驗(yàn)系數(shù)方向的穩(wěn)健性。
韓國老年人口歷年調(diào)查數(shù)據(jù)(Korean Longitudinal Study of Aging)是韓國的大型家戶微觀調(diào)查之一,由韓國職業(yè)信息中心(Korea Employment Information Service(KEIS))組織,從2006年開始第一次調(diào)查,調(diào)查樣本為45歲以上成年人(可用于比較的其他國家類似樣本如中國CHARLS數(shù)據(jù)、日本JSTAR、印度LASI、英國ELSA、美國HRS及墨西哥MHAS),包含全國999個(gè)社區(qū)中7 574個(gè)家庭的11 796個(gè)調(diào)查樣本,目前為止進(jìn)行了2006年、2008年、2010年和2012年四次基線調(diào)查。涵蓋受訪者基本情況、子女、健康、收入、財(cái)產(chǎn)、社保和自評各項(xiàng)滿意度的詳細(xì)信息。
自評生活幸福感作為被解釋變量,使用數(shù)據(jù)庫中的自評生活滿意度,原始數(shù)據(jù)是等距變量(從0到10分成11級,為細(xì)致起見,沒有做進(jìn)一步的歸類處理)。
關(guān)于老年人幸福感的影響因素,按照張磊等[6]的總結(jié):人格、自我效能感、應(yīng)對方式、社會(huì)支持、親子支持、生活事件等變量均與老年SWB相關(guān),社會(huì)養(yǎng)老保障既可以作為社會(huì)支持也可以內(nèi)化為自我效能的增加,理論上應(yīng)該對幸福感有影響。社會(huì)養(yǎng)老保障用是否參加NPS作為度量指標(biāo)(盡管韓國NPS理論目標(biāo)是100%的覆蓋率,但是到2010年,參加NPS的人數(shù)為1 910萬,占目標(biāo)參保人數(shù)的62%),這個(gè)指標(biāo)也在后文檢驗(yàn)命題3所用模型中作為被解釋變量。
家庭養(yǎng)老使用子女金錢支持(包括日常性贈(zèng)送金錢和非日常性贈(zèng)送金錢數(shù)量)和子女關(guān)懷頻率(包括子女會(huì)見次數(shù)和子女電話次數(shù))作為表征,子女見面次數(shù)、子女電話次數(shù)、子女金錢支持為所有子女加總,這兩個(gè)特征反映了子女的孝順程度,也把這一指標(biāo)加入了模型,結(jié)果和子女金錢支持和子女會(huì)見和電話次數(shù)等一致,為避免共線性,所以沒有直接采用這個(gè)變量,只是在穩(wěn)健性檢驗(yàn)環(huán)節(jié)作為檢驗(yàn)使用。
年齡、經(jīng)濟(jì)狀況、婚姻狀況、教育程度、健康程度等一般社會(huì)學(xué)變量被作為控制變量。社會(huì)支持、自我效能感、應(yīng)對方式等變量由于數(shù)據(jù)缺乏,沒有好的替代指標(biāo),所以沒有被納入控制變量,但是由于我們主要考量固定效應(yīng)模型中兩個(gè)主要解釋變量的邊際影響,所以缺失這些變量不會(huì)影響研究結(jié)果。經(jīng)濟(jì)狀況使用家庭年收入指標(biāo)(包括工資、房租收入、自營收入、社保收入,家庭其他收入,不包含子女金錢支持),家庭資產(chǎn)包括房產(chǎn)估值、家庭成員(配偶)資產(chǎn)、金融資產(chǎn)、股票、債券、存款和其他金融資產(chǎn)。在實(shí)證過程中發(fā)現(xiàn)家庭收入這個(gè)變量缺失值太多,而且?guī)灼诟櫿{(diào)查的結(jié)果差別不大,在使用固定效應(yīng)模型時(shí),造成樣本量急劇縮小,且在大多數(shù)模型中系數(shù)不顯著,所以在實(shí)證結(jié)果中沒有呈現(xiàn)。子女?dāng)?shù)量不必然和家庭養(yǎng)老有關(guān)系,所以也歸入控制變量類別。子女會(huì)見加總次數(shù)、子女電話聯(lián)絡(luò)加總次數(shù)、收入和資產(chǎn)類指標(biāo)都取對數(shù)。到2010年,僅有230萬人領(lǐng)取了社保養(yǎng)老金[7],所以不使用社保領(lǐng)取收益作為控制變量。
本文使用了KLoSA第一次調(diào)查(2006年)、第三次調(diào)查(2010年)和第四次調(diào)查(2012年)數(shù)據(jù)(沒有使用2008年第二次調(diào)查的原因是正在經(jīng)歷金融危機(jī),擔(dān)心數(shù)據(jù)有些失真)。被解釋變量和解釋變量的原始數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)見表1。
表1 原始數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析表
調(diào)查樣本中居住地為農(nóng)村受訪者和居住地為城市受訪者的數(shù)量比是3∶1,實(shí)際實(shí)證中分類了農(nóng)村受訪者和做了地區(qū)虛擬變量的回歸,單獨(dú)分類農(nóng)村受訪者結(jié)果和總體結(jié)果相近,而地區(qū)變量系數(shù)不顯著。
關(guān)于命題1,首先使用固定效應(yīng)模型,然后采用向后逐步回歸的隨機(jī)效用模型(因?yàn)槭嵌ㄐ蛞蜃兞棵姘鍞?shù)據(jù)Logistic回歸,所以本文使用stata14版本軟件),具體結(jié)果見表2。
表2 幸福感影響因素實(shí)證結(jié)果
模型1是固定效應(yīng),模型2—6是定序因變量面板logistic模型,使用向后分步回歸得到。這樣做既可以檢驗(yàn)?zāi)P?的系數(shù),又便于進(jìn)行更細(xì)致的分析。結(jié)果表明:第一,年齡對于生活滿意度有正面影響,這是通常所說的中年危機(jī),跨過中年,危機(jī)感會(huì)減輕,但是到了高齡,由于對生命的眷戀,會(huì)有少許的哀傷(年齡平方有微弱的負(fù)面影響)。第二,婚姻狀態(tài)有正面影響,模型1中再婚使得生活滿意度有33.6%((e0.29-1)=0.336)的改善概率。第三,子女?dāng)?shù)量的影響在模型1中統(tǒng)計(jì)不顯著,所以后面的模型就沒有加入這個(gè)變量(實(shí)際上我們使用固定效應(yīng)模型也是分步和嵌套回歸,無論如何設(shè)定,都無法使得子女?dāng)?shù)量的系數(shù)顯著)。第四,健康是非常重要的影響因素。自評健康提高一個(gè)級別,可以使得自評滿意度提升的機(jī)會(huì)成倍增加((e0.83-1)=1.29)。第五,教育程度也是幸福感非常重要的因素,而且教育程度是十級分類,多受一個(gè)層次的教育,可以使得幸福度提升((e0.3-1)=0.35)。收入提升幸福感,沒有出現(xiàn)Easterlin悖論。第六,參與社保促進(jìn)了生活滿意度的提升,子女的親情支持亦對生活滿意度提升有正面的影響,這是本文的重點(diǎn),這樣就驗(yàn)證了命題1和命題2。但是不管在哪個(gè)模型中,子女金錢支持的系數(shù)都不夠顯著。韓國進(jìn)入了發(fā)達(dá)國家行列,按照田國強(qiáng)、楊立巖[4]的研究,在發(fā)達(dá)國家中老年人更愿意給予而不是收受子女金錢。模型3把模型2的兩個(gè)非金錢因素用子女孝順替代,保留子女金錢支持后,年齡因素更加不顯著。子女經(jīng)濟(jì)支持的作用也完全沒有了統(tǒng)計(jì)可靠性。模型4加入子女孝順(非金錢)變量,模型5加入?yún)⒈R蛩睾?經(jīng)濟(jì)收入的影響系數(shù)的顯著性開始變小,社保因素顯著改善了自評滿意度。模型6使用子女滿意度指標(biāo),顯示子女金錢支持仍然和幸福感無關(guān),甚至社保影響開始變得不顯著,說明子女關(guān)系對于幸福感的影響可能大于社保。這進(jìn)一步驗(yàn)證了命題2。
關(guān)于命題3,社會(huì)養(yǎng)老是否擠出家庭養(yǎng)老,抑或家庭養(yǎng)老是否擠出社會(huì)養(yǎng)老,如果社會(huì)養(yǎng)老擠出家庭養(yǎng)老,即社保使得老人獲得成年子女的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)移變少則老人的福利狀況不一定能夠改善。韓國鼓勵(lì)子女對于老人的孝敬,但是如Jinkook Lee等[8]指出,針對韓國數(shù)據(jù)的實(shí)證很少,其本人也是通過觀察NPS實(shí)行后韓國貧困人口問題來評價(jià)兩種養(yǎng)老模式的替代性,而不是使用直接的樣本指標(biāo)。
關(guān)于擠出效應(yīng),一般使用子女經(jīng)濟(jì)支持指標(biāo),而這里基于命題2的假設(shè),即家庭養(yǎng)老不能簡單用金錢表征,所以使用經(jīng)濟(jì)支持和家庭親情支持兩個(gè)指標(biāo)。依據(jù)Cox和Fafchamps的理論模型[9],構(gòu)建計(jì)量模型如下:
Familysi是家庭養(yǎng)老系列因素,enrnps為是否參加NPS,X代表其他控制變量,因?yàn)槭褂霉潭ㄐ?yīng)模型,同式(1)-式(3)的過程,使用式(4)等式右邊對其滯后期做差分,得出參保對于家庭養(yǎng)老影響的固定效應(yīng):
另外,從參保率和繳費(fèi)率政策制定角度出發(fā),家庭養(yǎng)老對于參保是否有反向擠出效應(yīng)呢?以參保機(jī)率為被解釋變量構(gòu)建參保因素模型,觀察家庭養(yǎng)老對于參保概率的影響系數(shù)是否為負(fù),如果為負(fù),則存在家庭養(yǎng)老對于社會(huì)養(yǎng)老的擠出效應(yīng)(見表3)。
注:***、**、*分別表示在1%、5%、10%情況下通過顯著性檢驗(yàn)。系數(shù)下方為Z統(tǒng)計(jì)量。
從模型7、模型8和模型9的實(shí)證結(jié)果可以清晰地看到,參加NPS對子女金錢支持有擠出作用(P值0.11,接近0.1),參加NPS對于子女親情支持(探望次數(shù))的影響統(tǒng)計(jì)不顯著(p值0.35)。由于家庭代際關(guān)系的復(fù)雜性,這幾個(gè)變量的解釋力度不是很強(qiáng),但是,我們關(guān)心的是參加社保對于家庭養(yǎng)老的影響,而不是研究家庭關(guān)系的全部,所以模型7調(diào)整R平方達(dá)到0.29也是可以接受的。模型8的解釋度更低,不過代際親情有更加多樣化的影響因素,所以能夠接受更低的解釋度。當(dāng)然,正如王志剛等[10]指出的,生活照料和精神慰藉涉及各個(gè)方面,不是一個(gè)子女探望或者子女電話就可以完全表征的。我們定義子女金錢支持為狹義家庭養(yǎng)老,而子女金錢支持和親情慰藉為廣義家庭養(yǎng)老,則參與社保對于農(nóng)村狹義家庭養(yǎng)老有擠出作用,對于農(nóng)村廣義家庭養(yǎng)老沒有擠出作用。根據(jù)上文通過模型1至模型6對于假設(shè)2的論證,廣義家庭養(yǎng)老才是幸福感的源泉。
根據(jù)韓國KLoSA微觀數(shù)據(jù)反映的老年人口養(yǎng)老狀況看,第一,子女的親情支持促進(jìn)了老年人幸福感的提升,參加社保亦對幸福感提升有正面影響,但子女金錢支持對于老年人的幸福感沒有顯著影響,韓國家庭養(yǎng)老在各種養(yǎng)老方式中占據(jù)重要地位。第二,參加社保對子女向父母的直接經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)移有擠出作用。第三,教育程度也是影響幸福感的非常重要的因素。上述三點(diǎn),對我國農(nóng)村養(yǎng)老制度改革和具體方案設(shè)計(jì)有一定啟示意義。
其一,家庭養(yǎng)老是中國社會(huì)傳統(tǒng)的養(yǎng)老方式,在當(dāng)前社會(huì)化養(yǎng)老還沒有較好發(fā)展的情況下,在政策上仍應(yīng)大力推進(jìn)和鼓勵(lì)家庭養(yǎng)老。在經(jīng)濟(jì)上比中國發(fā)達(dá)的韓國都無法保證農(nóng)村的社會(huì)養(yǎng)老,意味著中國農(nóng)村可能很長時(shí)間內(nèi)都要以家庭養(yǎng)老為主。由于家庭養(yǎng)老的傳統(tǒng)和優(yōu)勢,那么鼓勵(lì)子女和老人共處就是較好的政策選擇,參保行為對于幸福感有提升作用,但這個(gè)作用不能被子女的孝順?biāo)〈?子女孝順不應(yīng)僅僅表現(xiàn)為金錢資助,心理慰藉、家人團(tuán)聚、親情照料是十分必需的。在養(yǎng)老問題上,除了政府提供基本的保障外,重構(gòu)鄉(xiāng)村道德秩序也是建構(gòu)農(nóng)村養(yǎng)老保障體系的重要一環(huán)。
其二,中國現(xiàn)行農(nóng)村養(yǎng)老保障基本待遇和繳費(fèi)關(guān)聯(lián)的政策(家庭捆綁繳費(fèi)機(jī)制)是合理和有效的。一些討論認(rèn)為不應(yīng)該把基本保障和DC養(yǎng)老金制度捆綁在一起[11]。其理由主要有兩個(gè):一是基本養(yǎng)老保障(第一支柱)應(yīng)該由政府責(zé)無旁貸地承擔(dān);二是社會(huì)養(yǎng)老對于家庭養(yǎng)老可能有擠出效應(yīng)。關(guān)于第一點(diǎn),在引言中已有論及,針對中國農(nóng)村的較高管理成本,捆綁制是在保證第一支柱實(shí)際效果前提下的一種降低行政成本的靈活處置。關(guān)于第二點(diǎn)擠出效應(yīng),在韓國數(shù)據(jù)的實(shí)證中,發(fā)現(xiàn)社會(huì)養(yǎng)老對廣義家庭養(yǎng)老沒有明顯的擠出效應(yīng),即使社會(huì)養(yǎng)老擠出了一些子女的直接金錢轉(zhuǎn)移,但是通過假設(shè)2的實(shí)證,說明子女金錢轉(zhuǎn)移不一定能提高老人的幸福感,但通過社保轉(zhuǎn)移卻可以提高老人的幸福感(韓國的NPS領(lǐng)取社保的人數(shù)目前較少,安慰作用大于實(shí)際作用,即使這樣的安慰作用仍然提高了幸福感)。韓國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)情況類似于我國江浙地區(qū)農(nóng)村,由此為捆綁制新農(nóng)保的正確性提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。
其三,我國農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)不必設(shè)定很高的繳費(fèi)率和替代率。有人批評韓國準(zhǔn)強(qiáng)制性社保的效果,替代率的不斷降低和繳費(fèi)率的不斷提高也為人詬病。關(guān)于親情支持和子女金錢支持越多的家庭是否越不傾向于參加社保問題,模型7—9判斷了家庭養(yǎng)老和社會(huì)養(yǎng)老在金錢上有擠出影響,高替代率一定意味著較高的繳費(fèi)率,這樣就會(huì)擠出家庭養(yǎng)老部分,而家庭養(yǎng)老是需要加以保護(hù)和鼓勵(lì)的(這個(gè)和家庭繳費(fèi)捆綁制度不沖突,因?yàn)榧彝ダU費(fèi)捆綁不意味著高的繳費(fèi)率)。另一方面,無論是有子女幫助老人繳納新農(nóng)保還是子女直接金錢贍養(yǎng),替代率實(shí)際上就是左手與右手的關(guān)系,社保只是起著強(qiáng)制儲(chǔ)蓄作用。在養(yǎng)老繳費(fèi)收益率和財(cái)政補(bǔ)缺的風(fēng)險(xiǎn)不可控的情況下,耗費(fèi)高昂的行政成本來提高農(nóng)保繳費(fèi)率以促成這樣的強(qiáng)制儲(chǔ)蓄就變得不是那么急切了,而健全農(nóng)村老年人口的家庭照料可能顯得更為重要。
其四,由于中國不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)情況差別很大,韓國經(jīng)驗(yàn)可能更加適合于東部發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村,但是韓國大力提倡傳統(tǒng)孝道文化、鼓勵(lì)家庭養(yǎng)老的做法可以成為我國農(nóng)村養(yǎng)老的借鑒。與此同時(shí),各地政府可以輔以發(fā)展新型城鎮(zhèn)化的社區(qū)養(yǎng)老,支持有老人需要贍養(yǎng)的子女回鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè),通過營造和諧安康的社會(huì)環(huán)境等措施,保障農(nóng)村老年人體面而有尊嚴(yán)的晚年生活。
參考文獻(xiàn):
[1]SEN A.The impossibility of a paretian liberal[J].Journal of Political Economy,1970(1):152-157.
[2]GRAHAM C.The economics of happiness[J].World Economics,2005(3):41-55.
[3]EASTERLIN R A.Income and happiness:towards a unified theory[J].The Economic Journal,2001(3):465-484.
[4]田國強(qiáng),楊立巖.對 “幸福-收入之謎”的一個(gè)解答[J].經(jīng)濟(jì)研究,2006(11):4-15.
[5]GUNASEKARA F I,RICHARDSON K,CARTER K,BALKELY T.Fixed effects analysis of repeated measures data[J].International Journal of Epidemiology,2014(1):264-269.
[6]張磊,馮冬燕,吳芳.老齡群體主觀幸福感影響因素研究述評[J].西安電子科技大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版),2013(5):60-64.
[7]AUROUX D,NODET M.The back and forth nudging algorithm for data assimilation problems:theoretical tesults on transport equations[J].ESAIM:Control,Optimisation and Calculus of Variations,2012(2):318-342.
[8]LEE J.Data sets on pensions and health:data collection and sharing for policy design[J].International Social Security Review,2010(3-4):197-222.
[9]COX D,FAFCHAMPS M.Extended family and kinship networks:economic insights and evolutionary directions[J].Handbook of Development Economics,2007(4):3711-3784.
[10]王志剛,周永剛,朱藝云.“養(yǎng)兒防老”與“新農(nóng)?!?替代還是互補(bǔ)——基于福建省廈門、漳州和龍巖三市的問卷調(diào)查[J].中國經(jīng)濟(jì)問題,2013(6):20-27.
[11]穆懷中,閆琳琳.新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)參保決策影響因素研究[J].人口研究,2012(1):73-82.