王小增，杜興艷，，王林萍

(1.福建工程學院 管理學院，福建 福州 350118；2.福建農(nóng)林大學 經(jīng)濟管理學院，福建 福州 350002)

一、引言

隨著老齡化程度的加深，養(yǎng)老問題成為當前中國社會的突出問題，而農(nóng)村養(yǎng)老問題更是難點和薄弱點所在。農(nóng)村老年人不僅養(yǎng)老經(jīng)濟資源相對缺乏，而且心理健康問題日益凸顯，愈發(fā)引起社會關(guān)注。根據(jù)當前社會實際情況，家庭養(yǎng)老仍然是中國農(nóng)村老年人主要的養(yǎng)老方式[1]。家庭作為情感交流和精神慰藉的重要載體，成年子女的代際情感支持對老年人的健康與福利發(fā)揮了社會經(jīng)濟支持無法替代的作用[2-5]。隨著城鎮(zhèn)化帶來的農(nóng)村勞動力大規(guī)模遷移，成年子女與農(nóng)村父母出現(xiàn)空間性分離，使得農(nóng)村父母在獲取成年子女經(jīng)濟供養(yǎng)、生活照料以及情感慰藉上出現(xiàn)了更多的不確定性，傳統(tǒng)的家庭養(yǎng)老功能逐漸削弱。因此，為了解決農(nóng)村社會養(yǎng)老問題，中國政府于2009年在全國范圍內(nèi)開始試點推行新農(nóng)保制度，并在2014年與城鎮(zhèn)社保制度統(tǒng)籌合并。

以新農(nóng)保為主體的城鄉(xiāng)社會養(yǎng)老保險提高了農(nóng)村老年人的經(jīng)濟收入，在一定程度上放寬了農(nóng)村家庭的經(jīng)濟約束，直接影響農(nóng)村老人的經(jīng)濟狀況乃至養(yǎng)老模式的選擇，繼而可能對農(nóng)村家庭代際關(guān)系產(chǎn)生重要影響?，F(xiàn)有關(guān)于評估新農(nóng)保政策效果的研究，多關(guān)注新農(nóng)保對農(nóng)村家庭代際經(jīng)濟轉(zhuǎn)移等方面的影響[6-8]，較少有學者探討新農(nóng)保對農(nóng)村家庭代際情感支持的影響?；诖?，本研究嘗試從成年子女的角度，探討農(nóng)村父母參保行為對家庭代際情感支持的影響，并深度解析和評估新農(nóng)保制度的福利效果，以期為未來相關(guān)社會保障政策的改革和完善提供借鑒和啟示。

二、文獻綜述與理論分析

(一)文獻綜述

自2009年中國試點新農(nóng)保政策以來，探討該政策的影響效應就成為經(jīng)濟學、社會保障領(lǐng)域的熱門議題。國內(nèi)外學者圍繞新農(nóng)保政策對中國農(nóng)村老年人及其家庭在消費、儲蓄、勞動供給，以及養(yǎng)老模式的選擇等方面的福利水平和行為決策影響展開了廣泛的研究[9-13]。而關(guān)于社會養(yǎng)老保險對家庭代際情感支持影響的研究相對較少，且研究結(jié)論尚未取得一致意見。

一種觀點認為社會養(yǎng)老保險有利于強化家庭代際情感支持。Lund[14]研究發(fā)現(xiàn)，老年人以養(yǎng)老金為回報可以獲得成年子女更多的日常照料和情感關(guān)懷。Jensen[15]研究表明， 獲得養(yǎng)老金收入的父母會增加其與子女同住的可能性，增加了代際情感交流的頻率。Deindl和Brandt[16]研究發(fā)現(xiàn)社會支持對家庭照料和情感支持具有擠入效應，那些接受公共照料服務越多的群體，其得到的子女照料時間也越多。于長永等[17]認為新農(nóng)保有利于促進農(nóng)村老年人精神慰藉和日常生活照料的獲取。李云蕾[18]研究表明新農(nóng)保政策增加了農(nóng)村老年人獲得日常照料和精神慰藉的概率，隨著養(yǎng)老金收入的不斷提高，其影響效果更為顯著。

另一種觀點認為社會養(yǎng)老保險對家庭代際情感支持沒有顯著影響，甚至弱化了家庭代際情感支持。老年人擁有養(yǎng)老金后，提高了其從家庭外部購買正式照料服務的能力，減少了對成年子女提供非正式照料的依賴[19-20]。焦娜[21]認為，新農(nóng)保顯著擠出了成年子女對老年父母提供的時間和服務支持。楊政怡[8]研究發(fā)現(xiàn)，是否領(lǐng)取養(yǎng)老金對農(nóng)村老年人獲取生活照料與精神慰藉無顯著影響。靳衛(wèi)東等[22]和張召華等[23]的研究也表明，新農(nóng)保顯著降低了農(nóng)村老年人與成年子女見面的次數(shù)，增加了農(nóng)村老年人獨自居住的概率。劉偉兵等[24]利用CFPS數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，社會養(yǎng)老保險制度顯著弱化了老年人所獲的家庭代際情感類支持，老年人領(lǐng)取養(yǎng)老金后其子女提供情感類支持的頻次顯著減少17.97 次。

上述研究為本文奠定了重要基礎(chǔ)，但仍存在以下不足：一是針對父母新農(nóng)保參與對成年子女代際情感支持影響研究涉獵不多，影響機理和效應還有待進一步檢驗和證明；二是國內(nèi)外學者基本立足于從父母的角度探討社會養(yǎng)老保險對家庭代際情感支持的影響，但考慮到提供代際情感支持的決策主體是成年子女，僅從父母群體角度來研究亦失之偏頗，而從成年子女的角度探討新農(nóng)保對家庭代際情感支持影響還鮮有研究。因此，本文嘗試構(gòu)建一個新的分析框架，立足于從成年子女的角度，探討父母新農(nóng)保參與行為對成年子女代際情感支持決策行為的影響，從而深度剖析和科學評價現(xiàn)階段農(nóng)村社會養(yǎng)老保險制度的福利效果，進而為探究如何修復和強化家庭養(yǎng)老功能，以及農(nóng)村老年人主觀福利提升提供政策建議和理論支撐。

(二)理論分析

根據(jù)貝克爾[25]的家庭生產(chǎn)理論，家庭生產(chǎn)決策行為主要受時間和貨幣性收入兩個關(guān)鍵性因素的影響，家庭成員通過對上述兩大資源進行有效調(diào)配從而實現(xiàn)家庭生產(chǎn)行為效應最大化。而父母參加新農(nóng)保后，尤其是領(lǐng)取一定養(yǎng)老金后，預示其將有一筆相對比較穩(wěn)定的、屬于家庭預算外的“意外之財”，家庭貨幣約束得到釋放，而時間資源變?yōu)榧彝ガF(xiàn)階段的主要稀缺資源。一方面，新農(nóng)保打破了原有農(nóng)村家庭內(nèi)部資源分配的均衡狀態(tài)，成年子女更愿意采取以經(jīng)濟供養(yǎng)而非強化日常照料等方式來贍養(yǎng)父母[24]。另一方面，根據(jù)代際支持動機理論，若家庭某位成員收入增加，則其他家庭成員對其支持的資源必然減少，而父母參加新農(nóng)保增加了經(jīng)濟性收入，必然在一定程度上降低了成年子女的家庭支持，包括情感類支持。因此，新農(nóng)保會擠出成年子女對農(nóng)村父母的代際情感支持。與此同時，父母參加新農(nóng)保在一定程度上釋放了對農(nóng)村父母的經(jīng)濟約束，由于“隔代親”等情感因素的存在，當老年父母收入增加后，也有能力給未成年孫輩提供一定的零花錢和教育投入，出于家庭成員交換動機，成年子女除了增加經(jīng)濟供養(yǎng)外，還會相應提高與父母日常聯(lián)系的頻率作為補償。與此同時，根據(jù)家庭現(xiàn)代化理論趨向于表達一種議價能力模型[26]，認為當父母掌握的資源較多時，與成年子女議價的資本會增強，新農(nóng)保預期收入使父母掌握的資源增加，成年子女會出于對相關(guān)資本擁有量的期待而提供更多情感類支持。父母參加新農(nóng)保后，雖然當前新農(nóng)保收入不高，但減少了父母對子女的過度經(jīng)濟依賴而導致的家庭代際矛盾，有效增進了代際互動、改善家庭代際關(guān)系，尤其是子女及其配偶對父母更加和顏悅色，提供代際情感支持的概率也會逐步增加。

此外，當父母被納入社會養(yǎng)老保險計劃時，會強化成年子女對父母年齡、生活等狀況的認知，使成年子女意識到向父母提供家庭支持的重要性和迫切性[27]，從而增加與父母日常聯(lián)系的頻率，避免出現(xiàn)“子欲養(yǎng)而親不待”的終身憾事。

綜上所述，父母新農(nóng)保參與對成年子女代際情感支持影響的效應取決于正向和負向作用強度的相對大小。因此，針對父母新農(nóng)保參與對成年子女代際情感支持影響效應的方向以及強度，下文將著重進行相應的實證檢驗。

三、數(shù)據(jù)、變量與實證模型選擇

(一)數(shù)據(jù)來源

本文綜合采用CHARLS調(diào)查數(shù)據(jù)進行實證研究。該數(shù)據(jù)庫不僅包含45歲以上農(nóng)村父母及其子女的基本信息，還有新農(nóng)保參與、農(nóng)村家庭代際情感支持等信息，基本滿足了分析和研究父母新農(nóng)保參與行為對中國農(nóng)村家庭代際情感支持影響的需要。本文在研究對象的選擇上遵循以下幾個原則:(1)子女年齡大于等于16歲且非在校學生；(2)父母為農(nóng)村戶籍，且至少有一方滿45周歲。此外，為了準確識別新農(nóng)保政策的影響效應，我們還剔除了農(nóng)村父母中參加或領(lǐng)取其他養(yǎng)老金的樣本。本文保留了2011、2013年兩期CHARLS數(shù)據(jù)中都存在的非家戶成員的成年子女信息，并與農(nóng)村父母、家庭等信息進行匹配，共形成有效樣本8058個。

(二)變量選取與描述

1.因變量。根據(jù)本文的研究問題，因變量“家庭代際情感支持”主要指成年子女與農(nóng)村父母日常聯(lián)系情況，采用成年子女與父母的聯(lián)系頻率來表示。本研究參照鄭曉冬、方向明[4]的處理方法，當成年子女與父母通過電話、短信、郵件等方式聯(lián)系頻率為每月一次及以上，則聯(lián)系頻率變量界定為1，聯(lián)系頻率低于每月一次的則為0；相關(guān)信息主要通過CHARLS調(diào)查問卷中編碼為CD004問題的調(diào)查結(jié)果來獲取。

2.關(guān)鍵自變量。本文關(guān)鍵自變量為新農(nóng)保參與行為，主要指父母是否參加了新農(nóng)保，相關(guān)信息主要通過CHARLS數(shù)據(jù)中編碼為FN071(2013年的編碼為FN069_w2)問題的調(diào)查結(jié)果來獲取。

3.控制變量。除了新農(nóng)保，農(nóng)村家庭代際情感支持也會受到其他很多因素影響，借鑒前人相關(guān)研究，本文選取的控制變量包括：一是成年子女相關(guān)特征變量(如性別、受教育年限、是否長子、年齡、收入狀況、未成年的孩子數(shù)以及婚姻狀況等)；二是農(nóng)村父母相關(guān)特征變量(如父母年齡、是否照顧孫輩、是否患有嚴重慢性疾病、是否患有功能障礙、收入水平、婚姻狀況、受教育年限、健在子女數(shù)以及是否與子女同住等)。此外，設(shè)置地區(qū)虛擬變量來體現(xiàn)東、中、西部父母新農(nóng)保參與對子女情感支持的區(qū)域差異。

相關(guān)變量設(shè)置、具體含義以及描述性統(tǒng)計情況如表1所示。

表1 各變量的基本描述性統(tǒng)計

(三)實證模型選擇

因為因變量聯(lián)系頻率為二元虛擬變量，所以，本文構(gòu)建基于個人層面的Probit回歸模型，用來探討父母新農(nóng)保參與行為對成年子女代際情感支持的影響，實證模型設(shè)定如下:

Pr(Yit=1/NRISit,X)=Φ(θ0+θ1NRISit+θ2Xit)

(1)

其中，i代表成年子女；t表示調(diào)查時點(2011、2013)；Yit為成年子女i在時點t的日常聯(lián)系情況；NRISit代表成年子女i在時點t其農(nóng)村父母新農(nóng)保參與情況；Xit表示控制變量；θ0、θ1、θ2為待估參數(shù)。

由于中國新農(nóng)保政策堅持農(nóng)戶自愿參保的原則，而事實上農(nóng)村參保的父母多由其成年子女代為辦理和繳納保費：成年子女能為父母辦理社會養(yǎng)老保險，本身代表其對農(nóng)村父母更為關(guān)注和孝順，提供的代際情感支持水平亦較高。同時，影響代際情感支持的因素較多，尚有一些變量(如孝順等)難以測量，因此可能因選擇性偏誤或反向因果等原因?qū)е聝?nèi)生性問題。本文借鑒馬光榮等[10]的類似處理方法，選擇當時家庭所在村莊是否實施新農(nóng)保政策，作為父母新農(nóng)保參與的工具變量，采用2011、2013年的截面數(shù)據(jù)，運用工具變量法(IV Probit模型)進行影響效應估計。該工具變量在CHARLS2011可以通過社區(qū)問卷直接獲得，2013年主要通過2011社區(qū)問卷以及2013年問卷分析綜合獲得。具體來說，因CHARLS2013年未提供社區(qū)調(diào)查數(shù)據(jù)，所以本文首先分析2011年社區(qū)問卷里該社區(qū)是否實施新農(nóng)保，若2011年已經(jīng)實施，那么2013年也肯定實施；若2011年社區(qū)沒有實施新農(nóng)保，則通過分析2013年同一社區(qū)編碼中60歲以上老年人是否領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金來判別該村莊在2013年是否實施了新農(nóng)保制度。此外，借鑒鄭曉冬等[28]的做法，采用滯后一期模型來驗證實證結(jié)果的穩(wěn)健性。本研究運用CHARLS調(diào)查2013年數(shù)據(jù)中成年子女聯(lián)系頻率相關(guān)數(shù)據(jù)作為因變量，同時選取滯后一期，即CHARLS調(diào)查2011年數(shù)據(jù)中自變量的數(shù)據(jù)對基準回歸結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗。

四、估計結(jié)果分析與討論

(一)新農(nóng)保對中國農(nóng)村家庭代際情感支持的影響

1. 基準回歸

通過表2可以發(fā)現(xiàn)，無論是工具變量法還是滯后一期模型，農(nóng)村父母新農(nóng)保參與對成年子女日常聯(lián)系頻率的影響方向均為正，且回歸系數(shù)顯著。因為滯后一期模型剔除樣本量過多，且工具變量法較好地處理了前文所提到的內(nèi)生性問題，其回歸結(jié)果更為穩(wěn)定和可靠。所以筆者主要以工具變量法得到農(nóng)村父母參保行為對成年子女代際情感支持的影響效應進行分析。由于Probit模型的估計系數(shù)不代表影響的邊際效應，為了進一步分析父母新農(nóng)保參與行為對成年子女代際情感支持的影響效應，需要進行一定的邊際效應轉(zhuǎn)換。

表2 父母新農(nóng)保參與對成年子女代際情感支持影響的模型估計基準回歸結(jié)果

表2中回歸方程(1)表明，父母參加新農(nóng)保對成年子女利用電話、短信、信件或者電子郵件與父母日常聯(lián)系的決策行為影響為正，且在5%的統(tǒng)計水平上顯著。邊際效應計算結(jié)果顯示，在其他條件不變的情況下，相對于農(nóng)村父母未參加新農(nóng)保的成年子女，父母參保后，成年子女與農(nóng)村父母通過電話、短信、信件或者電子郵件等手段日常聯(lián)系的頻率提高了3.7%?；貧w方程(2)顯示，父母參保后，成年子女與父母日常聯(lián)系的頻率提高了2.9%，因此，基準回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。邊際效應顯著，說明新農(nóng)保制度除了可以解決農(nóng)村養(yǎng)老經(jīng)濟支持不足的問題外，還可以增進家庭代際情感關(guān)系，由于我國新農(nóng)保制度保障水平相對較低，新農(nóng)保對家庭代際情感支持影響效應發(fā)揮的力度有限。

2. 穩(wěn)健性檢驗

在父母新農(nóng)保參與對成年子女代際情感支持影響的基準回歸中，因變量使用的是聯(lián)系頻率這個二元虛擬變量來考察新農(nóng)保與成年子女代際情感支持的關(guān)系，回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)農(nóng)村父母新農(nóng)保參與能顯著提高成年子女與農(nóng)村父母日常聯(lián)系的頻率。如果農(nóng)村父母新農(nóng)保參與對成年子女代際情感支持的影響是穩(wěn)健的，那么使用成年子女與農(nóng)村父母日常聯(lián)系頻次也應該能得到檢驗。因此，本文將運用成年子女與農(nóng)村父母日常聯(lián)系頻次對父母新農(nóng)保參與行為與成年子女代際情感支持兩者的關(guān)系進行穩(wěn)健性檢驗。

本文將聯(lián)系頻次定義為成年子女與農(nóng)村父母通過電話、短信、郵件等手段聯(lián)系的次數(shù)，本文參考解堊[29]的做法，將聯(lián)系頻次“差不多每天”“每周2～3次”“每周1次”“每月2次”“每月1次”“每三個月1次”“半年1次”“每年1次”，以及“幾乎從來沒有以及其他”，依次賦值為365、130、52、24、12、4、2、1、0。

由于部分成年子女日常聯(lián)系頻次為零，因變量聯(lián)系頻次在零點出現(xiàn)積聚及“左截取”的現(xiàn)象，參照陳華帥等[6]的處理辦法，擬采用Tobit 面板模型進行分析；同時為了克服父母新農(nóng)保參與同成年子女代際情感支持由于反向因果產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，本部分亦采取工具變量法再次回歸。從表3可以看出，無論是固定效應模型還是工具變量法，農(nóng)村父母參加新農(nóng)保均增強了成年子女與其日常聯(lián)系的頻次，且在1%水平上統(tǒng)計顯著。表3中回歸方程(1)和(2)表明，相對于父母未參加新農(nóng)保的成年子女，父母參保的成年子女每年與其父母聯(lián)系頻次分別增加6.587次、18.328次。上述結(jié)果表明，因變量替換成聯(lián)系頻次同樣發(fā)現(xiàn)父母新農(nóng)保參與對成年子女代際情感支持具有顯著正向影響，這充分說明，農(nóng)村父母新農(nóng)保參與對成年子女代際情感支持的影響是穩(wěn)健的。綜上所述，父母新農(nóng)保參與行為會顯著增進成年子女的家庭代際情感支持，促進成年子女與農(nóng)村父母代際情感交流，改善了農(nóng)村家庭代際關(guān)系，為修復和強化家庭養(yǎng)老功能奠定了良好基礎(chǔ)。

表3 父母新農(nóng)保參與對成年子女代際情感支持影響的模型估計結(jié)果穩(wěn)健性檢驗

(二)新農(nóng)保對中國農(nóng)村家庭代際情感支持影響的異質(zhì)性分析

本文按照成年子女特征、農(nóng)村父母特征以及區(qū)域特征分別進行分組，進一步探討基于不同特征子女、不同特征父母以及區(qū)域情況下，父母新農(nóng)保參與對中國農(nóng)村家庭代際情感支持所產(chǎn)生的影響。

表4為基于成年子女性別、收入以及教育程度的分組回歸結(jié)果。在以性別分組的回歸結(jié)果中，父母新農(nóng)保參與對兒子的日常聯(lián)系頻率的影響效應大于對女兒日常聯(lián)系頻率的影響效應。之所以出現(xiàn)上述結(jié)果，我們認為主要是根據(jù)傳統(tǒng)慣例，農(nóng)村父母多由兒子來贍養(yǎng)，家庭矛盾也多出現(xiàn)在父母與兒子及其配偶之間；而父母參加新農(nóng)保，預示未來將有一筆穩(wěn)定的養(yǎng)老金收入，這在一定程度上降低了對兒子經(jīng)濟上的過度依賴，改善了父母與兒子及其配偶間的家庭關(guān)系，必然有利于家庭代際情感支持的傳遞。在以收入水平分組的回歸中，父母參保后，收入水平高的成年子女聯(lián)系頻率反而低于收入水平低的成年子女。在以成年子女教育程度分組的回歸中，在父母參加新農(nóng)保后，教育程度低的成年子女日常聯(lián)系頻率高于教育程度高的成年子女。可能是由于成年子女受教育水平較低、收入不高，其父母參保后，經(jīng)濟性約束得到適當緩解、勞動時間相對減少，從而會更多幫助子女分擔家務、補貼支出，如更多地照料孫輩，給予各種力所能及的補貼。作為報答，成年子女一般也會增加對父母的日常聯(lián)系的頻率。

表4 父母新農(nóng)保參與對成年子女代際情感支持影響的異質(zhì)性分析(基于成年子女特征的分組回歸)

表5為基于年齡以及健在子女數(shù)量等農(nóng)村父母特征的分組回歸結(jié)果。在以年齡分組的回歸中，父母參加新農(nóng)保后，成年子女聯(lián)系頻率隨著父母年齡的增長有逐步提升的趨勢?？赡艿脑蚴切罗r(nóng)保產(chǎn)生的教育效應，同時也是隨著父母年齡增大，成年子女的年齡也在增加，其家庭負擔也越來越重，若遷移在外，回家探望的成本較高，因此會越來越選擇用日常聯(lián)系替代直接探望的方式來關(guān)懷留守農(nóng)村的父母。在以健在子女數(shù)量分組的回歸中，父母參加新農(nóng)保后，健在子女較多的父母獲得成年子女代際情感支持概率高于健在子女數(shù)較少的父母?？赡艿脑蚴?，成年子女間的同群效應比較明顯，顯著提高了新農(nóng)保對代際情感支持的影響效果；同時也證明了農(nóng)村廣泛存在的“多子多福”觀念具有一定的現(xiàn)實依據(jù)。因此，新農(nóng)保使得健在子女數(shù)量少的農(nóng)村父母獲得更少的來自成年子女的代際情感支持。

表5 父母新農(nóng)保參與對成年子女代際情感支持影響的異質(zhì)性分析(基于父母特征的分組回歸)

表6為基于地區(qū)特征的分組回歸結(jié)果。父母新農(nóng)保參與對西部地區(qū)成年子女日常聯(lián)系頻率的影響效應更大，中部次之，東部最小。筆者認為最主要的原因是東部地區(qū)收入水平較高，而新農(nóng)保養(yǎng)老金收入相對較低，其影響效應發(fā)揮尚不夠充分。而對于中西部地區(qū)來說，由于經(jīng)濟發(fā)展水平相對較低，養(yǎng)老金收入可以在很大程度上放寬家庭經(jīng)濟約束，其影響效應也較為顯著。

表6 基于區(qū)域差異的異質(zhì)性分析

五、結(jié)論與政策含義

本文利用CHARLS數(shù)據(jù)，實證考察了新農(nóng)保對中國農(nóng)村家庭代際情感支持的影響，主要得到以下結(jié)論：農(nóng)村父母新農(nóng)保參與行為對成年子女代際情感支持的影響顯著為正，提高了成年子女與農(nóng)村父母日常聯(lián)系的頻率，縮短了農(nóng)村父母與成年子女的心理距離，改善了農(nóng)村家庭代際關(guān)系。父母新農(nóng)保參與對兒子提供代際情感支持的影響效應大于對女兒的影響效應。說明新農(nóng)保改善了父母與兒子及其配偶間的家庭關(guān)系，有利于家庭代際情感支持的傳遞。同時，父母參加新農(nóng)保對成年子女提供代際情感支持的影響效應存在顯著的異質(zhì)性。父母參保后，收入水平低的成年子女日常聯(lián)系概率高于收入水平高的成年子女；新農(nóng)保對小學及以下教育程度成年子女提供代際情感支持的影響效應，高于初中及以上教育程度的成年子女。同時，新農(nóng)保對年齡較大、健在子女數(shù)少的農(nóng)村父母獲得來自成年子女的情感支持的影響效應更大，此類人群更具脆弱性。此外，父母新農(nóng)保參與對成年子女日常聯(lián)系頻率的影響效應存在區(qū)域差異，相對于中、東部地區(qū)而言，父母參加新農(nóng)保對西部地區(qū)成年子女提供代際情感支持的影響效應更為顯著。

本文研究結(jié)論具有較強的政策含義，新農(nóng)保政策的出臺主要立足于有效緩解當前廣大農(nóng)村老年人養(yǎng)老中經(jīng)濟保障嚴重不足的困境，然而本文的研究卻發(fā)現(xiàn)新農(nóng)保制度的實施還產(chǎn)生了更為積極的政策效果，新農(nóng)保顯著改善了中國農(nóng)村家庭代際情感支持，農(nóng)村社會養(yǎng)老保險對修復和強化家庭養(yǎng)老功能具有較強的促進作用。當前，為了解決農(nóng)村養(yǎng)老問題，增強農(nóng)村老年人的主觀福利水平，更好地發(fā)揮家庭養(yǎng)老中不可替代的精神慰藉功能，提出如下建議：第一，逐步提高廣大農(nóng)村居民參保繳費的積極性，引導農(nóng)村居民選擇較高標準的繳費檔次，推進農(nóng)村社會養(yǎng)老保險制度實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。第二，穩(wěn)步提升農(nóng)村社會養(yǎng)老保險保障水平。由于當前農(nóng)村社會養(yǎng)老保險持續(xù)在低水平上運行，保障層次不高，嚴重制約了政策效果的發(fā)揮。各級政府部門應該加大財政支持力度，尤其是建立健全農(nóng)村社會養(yǎng)老保險政府補貼與經(jīng)濟發(fā)展水平相適應的動態(tài)調(diào)整機制，逐步提升農(nóng)村社會保障水平。第三，逐漸完善農(nóng)村社會養(yǎng)老保險制度的精確瞄準機制，即根據(jù)新農(nóng)保對成年子女代際情感支持的影響效應存在的異質(zhì)性采取差異化瞄準機制。如針對健在子女數(shù)少的農(nóng)村父母獲得成年子女情感支持的相對概率在下降，對此要予以特別關(guān)注和更多的政策傾斜。

此外，為了提高農(nóng)村老年人晚年生活品質(zhì)和主觀幸福感，需要加強對農(nóng)村勞動力遷移者合法權(quán)益的保障，逐步提高其收入水平，穩(wěn)步提高其贍養(yǎng)農(nóng)村留守父母的能力。通過宣傳教育等方式喚醒成年子女對農(nóng)村父母提供更多的家庭情感支持。同時，要不斷完善提高農(nóng)村社會治理能力，增強對農(nóng)村家庭養(yǎng)老行為的影響力，不斷發(fā)揚尊老的社會風俗與文化傳統(tǒng)，穩(wěn)步提高廣大農(nóng)村老年人的主觀福利水平。

致謝：感謝福建農(nóng)林大學經(jīng)濟管理學院寧滿秀教授對本文的意見和建議。