吳偉

摘 要：家庭內(nèi)的私人轉(zhuǎn)移可以促進家庭成員福利，作為代際轉(zhuǎn)移的典型形式，成年孩子給予父母的經(jīng)濟支持往往構(gòu)成父母消費及養(yǎng)老的資金來源。然而對于居住安排與代際經(jīng)濟支持相互關(guān)系的研究依然有限，既有文獻仍存在探討空間?；诖?，應用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）數(shù)據(jù)，研究了居住安排對孩子給父母貨幣支持的影響及其內(nèi)在作用機制，發(fā)現(xiàn)子女的貨幣支持無論在廣度還是集約邊際上，均存在鄰近效應?；诨旌蟣ogit及混合OLS估計結(jié)果表明，與同父母合住孩子相比，分開居住于同一社區(qū)的孩子給予父母貨幣支持概率降低0.04，貨幣支持數(shù)量減少587元。孩子與父母分開居住于不同社區(qū)或更遠處不影響貨幣支持概率，但影響貨幣支持數(shù)量，家庭固定效應模型估計結(jié)果顯示，其貨幣支持數(shù)量相對于合住孩子減少373元。對樣本按年齡分組，并考慮了可能的內(nèi)生性問題后進行估計，鄰近效應依然總體存在且穩(wěn)健。進一步的因果機制考察揭示出這種貨幣支持差異的部分原因在于居住較近的父母更可能為孩子提供較多照料和服務，進而孩子給父母貨幣支持以補償父母的服務，這一作用機制支持代際轉(zhuǎn)移的交換動機。因而，政策需要關(guān)注父母獨居的空巢家庭，完善收入再分配制度，明確及協(xié)調(diào)政府、市場與家庭三方在構(gòu)建社會經(jīng)濟安全網(wǎng)方面的作用，形成多層次、多支柱社會保障體系。

關(guān)鍵詞：居住安排;代際經(jīng)濟支持;鄰近效應;因果機制;政策啟示

中圖分類號：C92-05 ? 文獻標識碼：A ? 文章編號：1000-4149（2021）06-0068-20

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2021.00.049

Abstract： Private transfers within the family can promote the welfare of family members. As a typical form of intergenerational transfers， the monetary support of adult children to parents often constitutes the source of funds for parents consumption and pension. However， research on the relationship between living arrangements and intergenerational financial support is still limited， and there is still room for discussion in existing literature. Based on this， using China Health and Retirement Longitudinal Study （CHARLS） data， this paper studies the influence of living arrangement on the children s monetary support to parents and its internal mechanism and finds that intergenerational monetary support has a proximity effect whether in extensive or intensive margin. Estimation results based on mixed logit and mixed OLS show that， compared with children living with their parents， the probability of monetary support given to parents by children who live separately in the same community decreases by 0.04 and the amount of monetary support decreases by 587 yuan. Children living apart from their parents in different communities or farther away does not affect the probability of money transfer， but affects the amount of money transfer. The estimated result of family fixed-effect model shows that the amount of money transfer is reduced by 373 yuan compared with that of children living with their parents. When the samples were grouped by age and estimated considering possible endogeneity issues， the proximity effect still robust. Further investigation of the causal mechanism reveals that part of the reason for this difference in intergenerational money transfer is that parents who live near to their children provide more services or time transfer for their children， and then children give their parents with monetary support to compensate for the services. This mechanism supports exchange motive for intergenerational transfer. Therefore， policies need to pay attention to empty-nest families whose parents live alone， improve the income redistribution system， clarify and coordinate the roles of government， market， and family in building a social and economic safety net， and form a multi-level， multi-pillar social security system.

Keywords：living arrangement;intergenerational economic support;proximity effect;causal mechanism;policy implication

一、問題的提出

父母和孩子之間物品、服務和現(xiàn)金轉(zhuǎn)移改善了家庭成員福利，其重要性顯而易見[1]。尤其是在發(fā)展中國家，孩子對父母的貨幣支持在父母變老時的家庭收入中占有很大比例[2-3]，對父母養(yǎng)老具有重要作用?，F(xiàn)階段，對于公共養(yǎng)老保障體系還不夠完善的中國，成年孩子對父母的經(jīng)濟支持同樣發(fā)揮著支柱作用。

傳統(tǒng)中國社會，子女對于父母的經(jīng)濟支持始終占有統(tǒng)治地位。然而伴隨著經(jīng)濟社會的現(xiàn)代化轉(zhuǎn)型，教育水平提升、工作機會增加、婚姻變化、延伸家庭形成等因素帶來了家庭及成年孩子與父母居住安排的結(jié)構(gòu)性變化，越來越多的孩子與父母分開，居住于附近或更遠之處。根據(jù)2000年第五次人口普查結(jié)果，兩口之家占比為17%;三口之家為30%，占最大比重;四口之家是第二大常見家庭規(guī)模，占比為23% 國家統(tǒng)計局. 2000年人口普查資料， http：//www.stats.gov.cn/tjsj/pcsj/rkpc/5rp/index.htm。2010年第六次人口普查結(jié)果顯示，兩口之家比重為24.4%;三口之家比重降為26.9%，比重依然最高;四口之家比重降低為17.6%。而在兩口之家中，一代戶比重為76.8% 國家統(tǒng)計局. 2010年人口普查資料， http：//www.stats.gov.cn/tjsj/pcsj/rkpc/6rp/indexch.htm，說明經(jīng)過10年變化，家庭規(guī)模與代際同住比例正在縮小。曾毅等預測，到2030年，中國至少有1名老人的家庭占比將達31.18%，這其中僅有父母的家庭占比將達到11.57%[4]。即使在養(yǎng)老保障相對健全的社會，孩子對父母的貨幣支持也是養(yǎng)老體系中不可或缺的一部分。家庭作為老年支持的基本單位，與之相關(guān)的老年人居住安排、父母和成年孩子間的經(jīng)濟流動成為家庭動態(tài)分析的重要方面[5]。然而這種家庭規(guī)模以及家庭結(jié)構(gòu)變遷引致的孩子與父母居住安排或居住距離的變化是否會影響孩子對父母財務轉(zhuǎn)移或經(jīng)濟支持的傾向或數(shù)量？這種地理距離的擴大是否影響家庭成員間的交流和支持？進而對孩子贍養(yǎng)父母產(chǎn)生影響？就成為需要解答的問題。對此，學術(shù)界的一個基本假設是家庭成員得到幫助的可能性隨成員間居住距離增加而遞減[6]。至少從服務角度看，家庭成員很大程度上依賴于地理鄰近性，因為服務需要面對面聯(lián)系，地理距離影響服務頻率的保證[7-8]。一些服務需要每天或每時面對面溝通，例如父母幫助照料孫子女，或者子女照顧患有慢性病父母的飲食起居，這些都需要父母與子女住得比較近。許多研究證實了家庭成員居住距離越遠，支持發(fā)生的可能性越小這一假設[8-10]。米什林（Michielin）等的研究證實居住距離對來自家庭成員的支持有很強影響，相較于住得近的父母與孩子，住得遠的提供的相互支持更少[11]。至少基于代際轉(zhuǎn)移的交換動機理論，父母得到子女的貨幣支持，是父母為孩子提供照料和服務得到的補償，或是父母為改善自身境遇對子女的借貸 [12-14]。同理，父母給予子女貨幣轉(zhuǎn)移，也可能是補償子女為父母提供家庭生產(chǎn)、照料、看護、陪伴等服務，這種向下代際轉(zhuǎn)移是父母對子女的服務購買[15]。如果父母與子女居住距離比較遠，則至少從服務交換動機上看，父母也更難獲得子女給予的貨幣支持。故而，研究孩子與父母間居住距離對代際經(jīng)濟支持的影響、探索居住安排與代際財務轉(zhuǎn)移關(guān)系背后的因果機制，有助于理解家庭內(nèi)資源代際流動行為，及在老齡化社會中保護老年人及投資于年輕人，同時在財務可持續(xù)性與社會公平之間保持平衡，并為相關(guān)財政與社會保障政策制定提供依據(jù)。

二、文獻綜述

經(jīng)濟學很早就開始研究父母和孩子之間的代際交換了[16-17]。自20世紀90年代以來，學術(shù)界開始關(guān)注地理距離對于家庭成員相互支持的可能影響[9]，有些文獻發(fā)現(xiàn)家庭成員之間的經(jīng)濟支持與地理距離具有很強相關(guān)性，通過分析不同居住安排影響子女贍養(yǎng)行為的可能性，鄢盛明等發(fā)現(xiàn)同住安排下子女提供經(jīng)濟支持、料理家務和情感體貼贍養(yǎng)的可能性最大， 子女住得越遠，贍養(yǎng)可能性越低[18]。馬爾德（Mulder）等的研究結(jié)果表明距離對于來自家庭成員的支持具有很強影響，尤其對兄弟姐妹和父親而言，但對于母親及孩子這種影響較弱[6]。同住情況和老年人與子女居住距離對子代贍養(yǎng)行為具有顯著影響[19]。與子女同住的農(nóng)村隨遷父母，更可能從子女處獲得經(jīng)濟支持[20]。

但康普頓（Compton）等研究顯示，貨幣轉(zhuǎn)移不需要鄰近性也不需要同住，但勞務轉(zhuǎn)移，則需要家人合住或住得較近[21]。鄰近性是否也會影響父母向下代際轉(zhuǎn)移？付健豪等利用美國家庭調(diào)查數(shù)據(jù)，分析了孩子居住鄰近性與父母對孩子財務轉(zhuǎn)移關(guān)系，發(fā)現(xiàn)與父母住的近的孩子更可能得到父母的財務轉(zhuǎn)移[22-23]。同時考慮向上及向下代際貨幣轉(zhuǎn)移，陳泰昌等發(fā)現(xiàn)居住距離與貨幣凈轉(zhuǎn)移正相關(guān)，即那些沒有與子女同住，但至少有一個成年孩子居住于同一城市或縣的另一個社區(qū)或村莊的老年人有較大可能接受更多凈貨幣轉(zhuǎn)移[24]。

總體來看，既有文獻對財務轉(zhuǎn)移、照料和居住安排相互影響的關(guān)注還遠遠不夠。很多是基于發(fā)達國家現(xiàn)實的文獻，研究視角大多基于父母對孩子的向下代際支持（如生前贈予等），且大多集中于幫助、探望等非財務支持，而對可能伴隨其中的經(jīng)濟轉(zhuǎn)移有所忽略。然而對于發(fā)展中國家，關(guān)注孩子對父母的向上經(jīng)濟支持更具理論及現(xiàn)實意義，盡管有限的文獻探討了居住安排與孩子對父母代際轉(zhuǎn)移的關(guān)系，但這些分析在微觀數(shù)據(jù)選取、計量模型構(gòu)建、機制探索方面依然存在一些不足，且研究結(jié)論還存在不一致的情況。

鑒于此，本文力圖在以下三個方面作出邊際貢獻：第一，利用CHARLS生成一對一的父母—孩子成對數(shù)據(jù)（dyadic data），分析每一個孩子對父母的貨幣支持，這種成對數(shù)據(jù)的選取聚焦于特定成年孩子與特定父母之間的關(guān)系，對于考察成年孩子和父母特征對代際交換影響，具有重要意義[25]，而應用這種成對數(shù)據(jù)進行分析的現(xiàn)有研究依然比較罕見。第二，構(gòu)建不同的計量模型，同時分析貨幣轉(zhuǎn)移決策及數(shù)量，并在模型中引入父母特征向量、孩子特征向量，以分析家庭及孩子固定效應，這種模型的設定在家庭研究中必不可少[26]，有利于提高估計效度。而目前文獻主要以父母為研究單元，缺失孩子個體信息，無法控制孩子特征及進行固定效應建模，且沒有同時分析代際轉(zhuǎn)移決策及數(shù)量。第三，進一步探索居住安排影響貨幣支持的因果機制，并對潛在原因進行解釋，這可為相關(guān)政策制定提供理論基礎(chǔ)。對機制的分析，也是已有文獻所欠缺的。

三、實證模型與計量方法

1. 數(shù)據(jù)與樣本

本研究數(shù)據(jù)來源于中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（China Health and Retirement Longitudinal Survey，CHARLS），該數(shù)據(jù)主要為中國45歲及以上中老年人家庭和個人的高質(zhì)量微觀數(shù)據(jù)，CHALRS全國基線調(diào)查于2011年開展，項目采用了多階段抽樣，其樣本覆蓋總計1.24萬戶家庭中的2.3萬名受訪者。由于代際轉(zhuǎn)移數(shù)據(jù)2011年缺失數(shù)據(jù)較多，本文使用2013、2015年數(shù)據(jù)即第2輪和第4輪數(shù)據(jù)，這樣構(gòu)成了兩期面板數(shù)據(jù)。

CHALRS詢問調(diào)查對象的孩子居住在何處，據(jù)此將孩子與父母居住安排分為7類。根據(jù)研究問題，刪去經(jīng)濟沒有獨立孩子的居住選項及相應樣本。將剩余類別合并為孩子與父母的三種居住安排：經(jīng)濟獨立孩子與父母合住;“分開居住于同一村莊或社區(qū)”;“居住于不同村莊/社區(qū)或更遠地方”。

沿用已有文獻思路[27]，將非親生孩子從樣本中刪除。同時，基于孩子向父母進行經(jīng)濟轉(zhuǎn)移的可能性，排除小于18歲孩子，及父母年齡小于45歲樣本。為捕獲家庭固定效應，把樣本限制于至少有兩個健在孩子，以識別家庭內(nèi)部變異。刪除若干異常值后，最終得到的樣本為父母—孩子成對數(shù)據(jù)，涉及父母觀測值4407個，成年孩子—父母觀測值9442個。這種數(shù)據(jù)處理方式的優(yōu)點顯而易見，并不同于陳泰昌和雷曉燕等的研究[24，28]，它們僅討論了老人和所有孩子間的交換，而非每一對父母—孩子間的轉(zhuǎn)移。

2. 變量設定

（1）因變量。CHARLS問卷詢問“過去一年，父母得到了某個孩子多少貨幣支持”等信息。據(jù)此，我們用總貨幣支持作為因變量。同時，也構(gòu)建了孩子是否為父母提供貨幣支持作為二元選擇響應變量（1=是，0=否）。

（2）核心解釋變量。核心解釋變量為孩子與父母的居住安排或居住距離，主要分為三類：孩子與父母合住、分開居住于同一村莊或社區(qū)、分開居住于不同村莊/社區(qū)或更遠。為此可以構(gòu)建一組虛擬變量，參考組為孩子與父母合住，居住安排虛擬變量的剩余變量包括：分開居住于同一村莊或社區(qū)、居住于不同村莊/社區(qū)或更遠。參照陳泰昌等的研究[24]，這種居住安排可簡單描述為合住、居住在附近、居住在更遠處。另一組用于穩(wěn)健性檢驗的替代核心解釋變量為孩子與父母居住距離。國際上一般將父母與孩子居住距離劃分為三類：合住、小于10英里、大于10英里[29]。這樣，經(jīng)過折算，也嘗試把孩子與父母居住距離分為合住、小于16公里、大于16公里。

（3）控制變量。已有文獻認為父母性別、婚姻狀況會影響子女的代際轉(zhuǎn)移。當父母年老體衰時，子女會增加對父母的實際支持和財務支持[30]。父母的經(jīng)濟變量包括資產(chǎn)、收入、是否工作、是否參加保險等也會影響孩子的經(jīng)濟支持。若家庭人口與健在孩子數(shù)量比較多，則單個孩子可能減少對父母的支持[19]。另有研究發(fā)現(xiàn)，隨著年齡增長，父母給予子女的支持逐漸變少，而得到的支持逐漸增加，最終存在一個反向流動，父母的所得超過了給予，成為凈接收者[31]。一些文獻發(fā)現(xiàn)女兒相比兒子更可能給予父母更多的經(jīng)濟支持或照料[20，23]。當子女已婚以及育有自己的孩子時，可能與父母具有更多時間和物質(zhì)資源交換。孩子受教育水平、收入狀況、參加保險狀況、住房、工作狀態(tài)可以顯示出孩子收入高低以及與父母經(jīng)濟聯(lián)系的頻率，進而影響代際經(jīng)濟支持[32-33]。這樣，控制變量可以分為父母特征和孩子特征兩大類。父母特征包括父母性別、父母年齡、父母最高教育水平、婚否、父母健康程度、父母總資產(chǎn)、父母收入、父母是否工作、是否參加保險、家庭人口、健在孩子數(shù)量。父母資產(chǎn)和收入可以控制父母接受孩子進行財務轉(zhuǎn)移的可能及大小，本研究中資產(chǎn)和收入均按照家庭水平度量，其中，資產(chǎn)是家庭總財富的凈值，包括房地產(chǎn)、儲蓄、投資如債券和股票等的凈值，并盡量剔除孩子資產(chǎn);收入測度受訪者和其配偶所有收入來源，并盡可能排除孩子收入，包括資本和勞動收入、養(yǎng)老金、社會保障及其他政府收益等。孩子特征包含人口和社會經(jīng)濟變量，主要有孩子年齡、孩子性別、孩子婚姻狀況、孩子最高教育水平、孩子子女數(shù)量、是否參加養(yǎng)老保險、孩子收入、是否有住房、是否有工作。

（4）工具變量與中介變量。為了克服可能存在的內(nèi)生性，使用孩子出生地作為工具變量。此外，為探索居住安排影響代際轉(zhuǎn)移的潛在機制，解釋居住安排如何影響代際轉(zhuǎn)移，設置父母對孩子實物轉(zhuǎn)移、父母照看孫子女時間、是否照看孫子女3個中介變量。

這樣，所有分析變量定義和描述性統(tǒng)計如表1所示。

四、主要實證結(jié)果

1. 廣延邊際

表2列出了混合logit、家庭固定效應logit以及個體固定效應logit模型的估計結(jié)果。可以看出，居住安排與孩子給父母貨幣支持的關(guān)系對模型設定比較敏感，不同模型結(jié)果差異性的部分可能原因在于結(jié)果變量的變異性缺乏或者由于家庭固定效應及個體固定效應模型的樣本數(shù)量遠小于混合logit模型。由于孩子擁有相同父母特征，故而在家庭固定效應模型中，不顯示父母特征系數(shù)。第（1）、（2）列模型估計結(jié)果均顯示，居住安排對孩子為父母提供的經(jīng)濟支持概率的影響顯著且穩(wěn)健。具體地，基于混合logit模型估計結(jié)果，若孩子與父母分開居住于同一村莊或社區(qū)，與合住相比，孩子對父母貨幣轉(zhuǎn)移幾率將下降16%（e-0.173-1），當其他變量不變時。從平均邊際效應角度來看，與父母合住相比，分開居住在同一村莊或社區(qū)的孩子給父母貨幣支持概率降低0.04（p<0.05）;家庭固定效應模型考慮到家庭內(nèi)部差異性，對數(shù)幾率值略微大些，減少大約0.283。若孩子與父母分開居于不同村莊或社區(qū)甚至更遠地方，相對于合住而言，孩子對父母經(jīng)濟支持對數(shù)幾率上升0.274，但在其他模型中并不顯著。第（3）列僅比較了個體隨時間變化的差異性，可以看出符號與第（1）、（2）列相同，但是沒有通過任何水平的顯著性檢驗，原因可能是只有兩期面板數(shù)據(jù)。孩子對父母財務轉(zhuǎn)移概率降低，但是財務轉(zhuǎn)移數(shù)量可能增加，故而需進一步分析集約邊際結(jié)果。

總體來看，與合住相比，孩子與父母分開居住于同一村莊或社區(qū)降低了其向父母提供經(jīng)濟幫助或貨幣支持的概率，在混合logit模型里通過了0.01的顯著性水平檢驗。在家庭固定效應模型里，通過了0.10的顯著性檢驗，向父母進行轉(zhuǎn)移的可能性更小?；旌蟣ogit模型和家庭固定效應logit模型的結(jié)果一致且總體顯著，證實了存在鄰近效應。

控制變量中，第（1）列模型顯示，對于父母特征變量，母親更容易得到孩子的貨幣支持。父母年齡只有微弱顯著性，父母年齡越大，孩子越可能向父母提供財務支持。與預期相符，父母教育水平與代際貨幣轉(zhuǎn)移顯著負相關(guān)，父母教育水平越高，孩子越不可能發(fā)生代際貨幣轉(zhuǎn)移。若父母一方喪偶，孩子越可能發(fā)生貨幣轉(zhuǎn)移。若父母身體較差，則孩子更容易發(fā)生貨幣轉(zhuǎn)移。若父母具有任何形式保險，則會增加孩子對父母的貨幣轉(zhuǎn)移，這說明保險強化了貨幣轉(zhuǎn)移，具有“擠入效應”。家庭人口數(shù)對孩子貨幣支持具有正向影響，表明人口越多，孩子對父母貨幣支持概率自然提高。同理，孩子數(shù)越多，父母得到轉(zhuǎn)移概率也越大。對于孩子特征變量，若為女兒，則更傾向于為父母提供經(jīng)濟支持，但僅通過了10%的顯著性水平檢驗。孩子教育水平為初中或高中的話，不太傾向于貨幣轉(zhuǎn)移。孩子子女越多，則越可能發(fā)生貨幣轉(zhuǎn)移?？偸杖氤^2000元的孩子，更可能為父母提供財務支持。有工作的孩子，更可能發(fā)生貨幣轉(zhuǎn)移。

2. 集約邊際

表3將因變量替換為貨幣支持數(shù)量，考察了居住安排或鄰近性對貨幣支持數(shù)量影響，可看出系數(shù)基本為負。模型（1）、（2）使用OLS估計系數(shù)，標準誤應用家庭層次變量進行了調(diào)整，模型（2）的樣本限定于給父母提供了正經(jīng)濟支持的孩子樣本。模型（1）中，分開居住于同一村莊或社區(qū)的孩子為父母提供的經(jīng)濟支持比合住孩子少約587元。模型（2）中，由于縮小了樣本范圍，分開居住于同一村莊或社區(qū)的孩子，與合住孩子經(jīng)濟支持的差距變?yōu)?234元，居住于不同村莊/社區(qū)或更遠處孩子的貨幣轉(zhuǎn)移也比合住孩子少738元，均通過了0.01的顯著性檢驗。模型（3）控制了家庭固定效應后，與父母合住的孩子平均而言依然比分開居住于同一村莊/社區(qū)、不同村莊/社區(qū)或更遠的孩子為父母提供更多的經(jīng)濟幫助。并且居住于附近與居住于更遠處的孩子為其父母提供的經(jīng)濟支持數(shù)量統(tǒng)計上有顯著差異（F值為5.13），這些結(jié)果表明，合住孩子給父母提供更多經(jīng)濟支持，鄰近效應依然存在。第（4）列孩子固定效應模型，由于樣本過小，我們舍去了一些不顯著的解釋變量。同時，由于只有兩期面板數(shù)據(jù)，隨時間變化的代際貨幣支持數(shù)量及居住安排的變異太小，是導致模型結(jié)果不顯著的可能原因。作為因變量的財務轉(zhuǎn)移存在左刪失問題，故而采用Tobit模型糾正潛在的偏誤，從結(jié)果可以看出，分開居住于同一村莊或社區(qū)的孩子為父母提供的經(jīng)濟支持依然少于合住孩子，系數(shù)通過了0.01的顯著性檢驗。

控制變量中，父母年齡、父母大學教育水平、父母工作、女兒對貨幣支持數(shù)量均具有負向影響。家庭人口數(shù)、孩子單身或喪偶、孩子最高學歷為大學及研究生、孩子的子女數(shù)、孩子總收入在30000及以上、孩子有工作對貨幣轉(zhuǎn)移影響為正。

對于主要自變量居住安排，不同模型設定形式顯示結(jié)果的方向大部分與表2相一致。鄰近性決定了孩子向父母進行轉(zhuǎn)移的多寡及可能性。總體而言，對于貨幣支持數(shù)量，居住安排對其有顯著影響，即相對于孩子與父母合住而言，分開居住的孩子貨幣轉(zhuǎn)移數(shù)量較少;對于貨幣支持概率，分開居住于同一村莊或社區(qū)具有負向的鄰近效應，這與鄢盛明等研究結(jié)果[18]相一致，同住子女比分開居住子女有更大的可能性給父母以各種支持。但若孩子居住于不同村莊/社區(qū)，則不影響轉(zhuǎn)移概率。

3. 內(nèi)生性問題及條件混合過程模型估計

使用固定效應模型能夠克服遺漏變量導致的內(nèi)生性問題，但方程聯(lián)立性也可能導致模型內(nèi)生性。這里內(nèi)生性解釋變量為居住安排，是分類變量。將孩子出生地作為工具變量，這是因為出生地是外生的，孩子對于父母的貨幣轉(zhuǎn)移并不會影響孩子出生地;且從經(jīng)驗上看，孩子出生地與居住安排具有相關(guān)性，例如，孩子有很大概率居住地與其出生地相同，這樣也就可能與父母居住于同一地方。由于內(nèi)生性解釋變量及工具變量均為分類變量，并且估計的是logit模型，難以使用二階段最小二乘法（TwoStage Least Squares，2SLS）進行分析，為此嘗試魯?shù)侣≧oodman）提出的條件混合過程模型（Conditional MixedProcess Models，CMP）[34]進行估計。同時，孩子收入可能與隨機誤差項相關(guān)，構(gòu)成內(nèi)生性問題的潛在根源，故而也被剔除。CMP允許除了排序Probit模型（Rankordered Probit）之外的多方程系統(tǒng)的多種模型的混合估計，同樣適用于聯(lián)立方程系統(tǒng)。它具有兩個屬性：一是遞歸性，意味著方程的設定可使內(nèi)生性變量的系數(shù)矩陣在另一個方程中是三角矩陣;二是完全可觀測性，意味著出現(xiàn)在方程右邊的內(nèi)生性變量可被觀測，例如，一個虛擬內(nèi)生性變量可以被包含在方程中。

使用CMP估計結(jié)果顯示，如表4所示，孩子出生地與居住安排具有顯著相關(guān)性。由于內(nèi)生性解釋變量及工具變量均為分類變量，工具變量數(shù)量沒有超過內(nèi)生性解釋變量數(shù)量，且CMP估計的是logit模型，所以無法采用相關(guān)的檢驗方法（如J統(tǒng)計量）檢驗工具變量的外生性。盡管難以使用2SLS估計，但嘗試用CMP進行方程組估計，發(fā)現(xiàn)居住安排確實對轉(zhuǎn)移概率及轉(zhuǎn)移數(shù)量都具有負向影響。對貨幣支持概率采用CMP的工具變量法顯示，相對于合住子女而言，居住于同一村莊或社區(qū)的孩子向父母的經(jīng)濟轉(zhuǎn)移概率更低，代際貨幣支持概率會降低9.7%（平均邊際效應）。貨幣支持數(shù)量模型結(jié)果顯示，居住于同一村莊或社區(qū)的孩子向父母的經(jīng)濟轉(zhuǎn)移依然少于合住孩子，差分為581元。但居住于不同社區(qū)或更遠處的孩子，對貨幣支持概率的影響為正，僅通過了10%的顯著性檢驗?？偠灾徑廊淮嬖?。

此外，米什林 等研究表明，盡管成年子女居住位置主要由他們自己及伴侶根據(jù)教育、工作、住房有關(guān)的需求和偏好決定，但與父母的鄰近性也可能在其決策中起作用[11]。當成年孩子需要父母的支持和交流時，會趨近父母居住位置，尤其在其離婚時。而父母對孩子支持的需求促使孩子向父母居住地移動的證據(jù)較弱。但即使考慮了這種內(nèi)生性問題后，居住距離依然與家庭成員間的支持呈顯著負相關(guān)，遠距離阻礙子女與父母間的支持交換[35]。

五、穩(wěn)健性檢驗

CHARLS并沒有詢問受訪者在特定金額以上的貨幣轉(zhuǎn)移數(shù)量，而是直接詢問受訪者的貨幣支持，這樣，對于非常小額的轉(zhuǎn)移數(shù)量，可能存在由受訪者記憶偏差所帶來的測量誤差。為了克服由此帶來的估計偏誤，根據(jù)貨幣支持中位數(shù)87元，將轉(zhuǎn)移數(shù)量樣本限定為大于87元，以考察50%以上的受訪者大于87的轉(zhuǎn)移金額是否受居住安排影響。同時，為進一步考察估計結(jié)果對于不同樣本的敏感性，將成年孩子年齡提高至25歲，對父母年齡分組，應用替代樣本進行敏感性分析。

表5的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果顯示，與表3第（1）列相比，當轉(zhuǎn)移金額大于87元時，居住于不同村莊/社區(qū)或更遠的孩子的貨幣支持也顯著為負了。當孩子大于25歲，居住于同一村莊或社區(qū)的孩子向父母的經(jīng)濟轉(zhuǎn)移依然少于合住孩子。父母在45—69歲之間，居住于同一村莊或社區(qū)、居住于不同村莊或社區(qū)的孩子對父母的貨幣轉(zhuǎn)移更少。當把父母年齡限定在60—69歲及45—59歲時，居住安排與貨幣轉(zhuǎn)移負向關(guān)系依然存在;對城市和農(nóng)村樣本分別分析也顯示無論是混合OLS，還是家庭固定效應，結(jié)果都與全樣本模型一樣限于篇幅，未報告相應結(jié)果，有需要可向作者索取。。父母年齡在70歲以上時，居住于不同村莊/社區(qū)或更遠地方的孩子傾向于為父母提供更多經(jīng)濟幫助，僅通過了0.10的顯著性檢驗，這種正向關(guān)系可能暗示著當父母更老時，父母健康程度下降、醫(yī)療支出增加，孩子對父母貨幣支持更多地考慮醫(yī)療費用、情感、孝心等因素。這時，不同居住安排孩子對于父母的代際支持將沒有差異，鄰近效應變得不突出了。羅西（Rossi）等研究表明，隨著父母變老，子女給父母的支持增加，父母成為資源的凈接收者[31]。

考慮居住安排的不同類別可能影響鄰近效應的穩(wěn)健性，表6使用居住距離類別作為替代核心解釋變量進行檢驗，發(fā)現(xiàn)相對于合住而言，若孩子與父母居住距離小于16公里，給父母貨幣支持概率就越低，且轉(zhuǎn)移數(shù)量也越少，這一結(jié)果與居住安排指標基本相同，說明鄰近效應比較穩(wěn)健。

1. 父母給孩子實物轉(zhuǎn)移作為中介變量

表7中（1）、（2）列，父母給孩子的實物轉(zhuǎn)移為中介變量，檢驗方程（2）居住安排對中介變量的影響;（3）、（4）列的因變量為孩子給父母的貨幣支持，檢驗方程（3）中介變量對孩子給父母貨幣轉(zhuǎn)移的影響。從（1）、（2）列可以看出，孩子與父母住得越近，父母為孩子提供越多實物轉(zhuǎn)移，這些實物轉(zhuǎn)移可能包括父母為孩子提供糧食、蔬菜、衣服或其他物品，同時體現(xiàn)了父母對于孩子的勞務或時間轉(zhuǎn)移。（3）、（4）列模型顯示，父母給孩子的實物轉(zhuǎn)移越多，則孩子為父母提供更多貨幣轉(zhuǎn)移。此外，居住距離依然與孩子為父母提供的財務支持負相關(guān)且顯著，但與表3條件OLS以及家庭固定效應模型相比，鄰近效應變小了，說明父母為孩子提供的實物轉(zhuǎn)移部分地解釋了居住距離影響孩子給父母貨幣轉(zhuǎn)移的原因，存在部分中介效應。

2. 父母照看孫子女時間或照看孫子女作為中介變量

從表8中可以看出，當用父母照看孫子女的時間周數(shù)作為中介變量時，孩子與父母住得越近，父母照看孫子女周數(shù)越多，從而孩子為父母提供的貨幣支持數(shù)量也越多。這與父母為孩子提供的實物轉(zhuǎn)移作為中介變量相同。當用照看孫子女作為中介變量時，孩子與父母住得越近，父母越可能進行隔代照料。而若父母照看了孫子女，孩子更有可能為父母提供貨幣支持，暗示著照看孫子女也具有中介效應。

總之，無論用父母為孩子提供的實物轉(zhuǎn)移，還是父母照看孫子女周數(shù)或照看作為中介變量，結(jié)果均顯示存在中介效應。鄰近性方便了父母為孩子或?qū)O子女提供時間轉(zhuǎn)移，這種轉(zhuǎn)移又促使孩子為父母提供貨幣支持，換取了父母對孩子的服務，這符合代際轉(zhuǎn)移的交換動機，這一結(jié)果與斯隆（Sloan）等的研究一致，他們發(fā)現(xiàn)孩子對父母的財務轉(zhuǎn)移并非由于父母的身體健康，而是為了補償父母為孩子提供的幫助，滿足交換動機[43]。也與宋（Son）[12]、鮑瑩瑩[44]、吳曉瑜等[13]的分析類似，認為父母從子女那里得到的經(jīng)濟支持是子女對父母照看孫子女的支付，體現(xiàn)了代際轉(zhuǎn)移的交換動機。

七、結(jié)論和政策啟示

家庭成員之間的私人轉(zhuǎn)移在現(xiàn)代社會中具有重要作用，它在家庭內(nèi)部分配資源，促進家庭成員福利，同時也涉及社會與經(jīng)濟政策廣泛議題[45]。

本文研究了居住安排與代際經(jīng)濟支持之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)孩子對父母貨幣支持的確存在鄰近效應。與合住相比，孩子與父母分開居住于同一村莊/社區(qū)，對貨幣支持概率及貨幣支持數(shù)量均有顯著負向影響;若孩子居住于不同社區(qū)或更遠處，則對貨幣支持概率影響不顯著，但顯著減少了貨幣支持數(shù)量。按不同年齡分組后估計，發(fā)現(xiàn)貨幣支持的鄰近效應依然存在。在克服了內(nèi)生性問題后，結(jié)果依然穩(wěn)健。表明總體來說，合住孩子更可能為父母提供貨幣支持，且提供更多的貨幣數(shù)量。但隨著父母進入70歲以上，孩子為父母提供的財務支持或許更多考慮的是諸如情感、孝心、醫(yī)療費用等其他因素，孩子與父母間的代際轉(zhuǎn)移更多體現(xiàn)為單向資源流動，孩子與父母的居住距離便不再起主導作用。本文進一步揭示了鄰近效應的潛在作用機制，發(fā)現(xiàn)可能路徑是通過父母為孩子提供時間轉(zhuǎn)移或隔代照料，孩子為父母提供財務支持，以換取父母對孩子的服務轉(zhuǎn)移，這種代際轉(zhuǎn)移支持家庭成員之間的交換動機理論。

隨著家庭居住安排從同住向分開居住發(fā)展，父母獨立居住比重逐漸加大，由于代際經(jīng)濟支持具有鄰近效應，家庭內(nèi)私人轉(zhuǎn)移及贍養(yǎng)功能將不可避免地在某種程度上被削弱。獨居父母得到來自孩子的貨幣支持更少，因而空巢家庭應受到格外關(guān)注。此外，基于成年孩子與父母代際轉(zhuǎn)移交換動機，政府對低收入或老齡父母的經(jīng)濟支持政策并不會完全“擠出”家庭成員間的私人轉(zhuǎn)移。這樣，一方面要完善公共基金轉(zhuǎn)移計劃及公共養(yǎng)老金制度，使這些群體可以得到足夠財務支持;另一方面要健全和完善收入再分配制度，增加成年孩子的可支配收入，以支持家庭成員間基于交換動機的經(jīng)濟和服務轉(zhuǎn)移，這樣既可以平滑父母消費，又可以促進成年子女勞動供給。同時，還要協(xié)調(diào)政府、市場和家庭在構(gòu)建社會經(jīng)濟安全網(wǎng)方面的作用，明確三方在父母養(yǎng)老支持中的角色，形成多層次、多支柱的社會保障體系。

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