【文章內(nèi)容簡介】 。對于養(yǎng)老保險，主要是年齡規(guī)則。具體而言，對于城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險，參保職工在達到法定退休年齡（女職工50歲、女干部55歲、男60歲）之后，才可以領(lǐng)取養(yǎng)老金。雖然有繳費須滿15年的規(guī)定，但由于有“視同繳費”的處理，當前已退休的或?qū)⒁诵莸拇蠖鄶?shù)人其實并不受繳費年限的限制。對于城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老保險和新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險，只有年滿60周歲的參保者（不論男女）才能領(lǐng)取養(yǎng)老金?？蓪㈩I(lǐng)取養(yǎng)老金狀態(tài)與年齡的關(guān)系表示成以下形式：其中，D是處理狀態(tài)變量（treatment variable），表示是否領(lǐng)取養(yǎng)老金。有養(yǎng)老金，取值為1；無養(yǎng)老金，取值為0。S是賦值變量（assignment variable），也稱為驅(qū)動變量（forcing variable），是個體年齡與法定領(lǐng)取養(yǎng)老金年齡的差值。處理狀態(tài)D是S的非連續(xù)函數(shù)，斷點是0，即年齡達到法定年齡。但是，在現(xiàn)實中，養(yǎng)老金的發(fā)放可能有提前或延遲的情況（即提前或延遲退休現(xiàn)象）。也就是說，在斷點處，并不是從0到1的變化，只是增加了D取值為1的概率，即有以下關(guān)系：年齡達到或超過法定年齡的個體，其領(lǐng)取養(yǎng)老金的概率（不必然是1）大于年齡未達到法定年齡的個體的領(lǐng)取概率（不必然是0）。這是模糊RD估計（Fuzzy RD）的思路。通過模糊RD估計，可以得到是否獲得養(yǎng)老金對家庭養(yǎng)老保障的影響，而是否獲得養(yǎng)老金是外生的（利用年齡的斷點），進而克服內(nèi)生性問題。本文所用數(shù)據(jù)來自2013年的中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS），樣本是45歲及以上的個體，覆蓋全國的城鎮(zhèn)和農(nóng)村，具有全國代表性。在數(shù)據(jù)中，個體匯報了個人特征及其子女特征、個人領(lǐng)取養(yǎng)老金的狀態(tài)和金額、居住安排以及個人與子女間的物質(zhì)往來。在基準回歸中，本文選取年齡達到或超過法定領(lǐng)取養(yǎng)老金年齡的個體，作為分析對象。這是因為：他們符合領(lǐng)取養(yǎng)老金的最基本條件，在年齡達標組中，比較有養(yǎng)老金的個體和沒有養(yǎng)老金的個體之間的差異，可以更好地觀測養(yǎng)老金對同齡老人的影響；同時，他們的年齡較大，更符合“老人”的范圍，本文更關(guān)心他們的居住安排和物質(zhì)幫助的情況。在模糊RD估計中，將所有年齡的個體，都納入分析，并設(shè)置了不同的觀察窗口。在基準回歸中，去掉關(guān)鍵變量缺失（如未匯報個人與子女的物質(zhì)往來）的觀測，最終城鎮(zhèn)有1611個體、農(nóng)村有2054個體納入分析。城鎮(zhèn)樣本的描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示：（1）在居住安排方面，%的老人愿意與子女同住，%的老人與子女實際同住。（2）在物質(zhì)幫助方面，，；，；將兩者相減，得到子女給老人提供的凈幫助，。（3）在老人的養(yǎng)老保險方面，%的老人領(lǐng)取了養(yǎng)老金。（4）關(guān)于老人的特征，平均年齡是64歲，37%是男性，77%有配偶，平均受教育年限是6年，平均的ADL指標是21①，平均經(jīng)濟狀況（儲蓄扣除養(yǎng)老金和子女贍養(yǎng)費）。（5）關(guān)于子女的特征，其中兒子占比約為54%，平均受教育年限是10年。農(nóng)村樣本的描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示：（1）在居住安排方面，%的老人偏好與子女同住，%的老人與子女實際居住在一起。（2）在物質(zhì)幫助方面，，；反方向來看，，；兩者相減，。（3）從養(yǎng)老保險的情況來看，%的老人獲得養(yǎng)老金。（4）關(guān)于老人的特征，平均年齡是68歲，57%是男性，72%有配偶，平均受教育年限是3年，ADL指標的均值是23，也就是說，如果沒有養(yǎng)老金和子女的物質(zhì)幫助，農(nóng)村老人的平均積蓄為負。（5）關(guān)于子女的特征，其中56%是兒子，平均受教育年限約為7年。將城鎮(zhèn)樣本與農(nóng)村樣本的情況進行比較，發(fā)現(xiàn)：第一，農(nóng)村老人更希望與子女同住，但實際同住比例較低。第二，從子女給老人的物質(zhì)幫助來看，城鎮(zhèn)和農(nóng)村差別不大，但從老人給子女的物質(zhì)幫助來看，城鎮(zhèn)明顯多于農(nóng)村，最后從子女給老人的凈幫助來看，農(nóng)村多于城鎮(zhèn)。第三，對于領(lǐng)取養(yǎng)老金的老人比例，城鎮(zhèn)和農(nóng)村沒有顯著差異，但城鎮(zhèn)的人均養(yǎng)老金數(shù)額明顯高于農(nóng)村，大約是農(nóng)村的5倍。第四，農(nóng)村老人及其子女的平均受教育程度低于城鎮(zhèn)，雖然農(nóng)村老人的經(jīng)濟狀況較差，但其子女收入與城鎮(zhèn)差不多。四、實證結(jié)果與分析：城鎮(zhèn)樣本表1展示了城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險對老人居住安排的影響。此時，被解釋變量為反映是否同住的01變量，采用Probit模型估計。從表1可以看出，老人是否獲得養(yǎng)老金，對同住意愿和實際同住均沒有顯著影響。也就是說，有養(yǎng)老金的城鎮(zhèn)老人和沒有養(yǎng)老金的城鎮(zhèn)老人，在居住安排上沒有顯著差異。但是，對于有養(yǎng)老金的城鎮(zhèn)老人，提高養(yǎng)老金水平，會減弱老人與子女同住的意愿，并且降低實際同住的可能性。具體而言，如果每年的養(yǎng)老金增加1萬元（平均每月增加833元），%，%。這與獨居是正常品的理論相符。不過，與主觀意愿相比，養(yǎng)老金水平對實際居住安排的影響幅度較小，顯著性水平也較低（10%）。這可能是因為：雖然老人的同住意愿減弱，但意愿的變化能否實現(xiàn)，還需與子女商議，并受到現(xiàn)實操作性的影響（如獨居后購買照料服務(wù)的可能性和服務(wù)的可及性）。這與子女利他并且居住安排是老人與子女共同決策的理論一致。另外，老人的年齡、婚姻和健康狀況，以及子女的教育水平和平均收入等特征都影響實際同住安排。例如，沒有配偶的老人，與子女同住的概率更高。表2展示了城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險對子女給老人物質(zhì)幫助的影響。由于一些子女沒有提供物質(zhì)幫助，被解釋變量存在很多零值，所以這里采用Tobit模型估計。表2的結(jié)果顯示，獲得養(yǎng)老金的狀態(tài)對子女給老人的物質(zhì)幫助（贍養(yǎng)費與實物的貨幣價值之和）有顯著的負向影響，但這種影響主要體現(xiàn)在贍養(yǎng)費上，而非實物。具體來看，有養(yǎng)老金的城鎮(zhèn)老人，占城鎮(zhèn)人均養(yǎng)老金（）%。對于有養(yǎng)老金的城鎮(zhèn)老人，如果養(yǎng)老金水平提高，子女給老人的物質(zhì)幫助會顯著減少，主要表現(xiàn)為贍養(yǎng)費減少。具體而言，養(yǎng)老金每增加1元。因此，養(yǎng)老金對贍養(yǎng)費有擠出效應(yīng)，這與子女有利他主義的理論預(yù)期相符。但只是部分擠出，不是一對一的替代。另外，老人的年齡和經(jīng)濟狀況，以及子女數(shù)目和平均收入等特征，也影響子女給老人的物質(zhì)幫助。例如，子女數(shù)目多、平均收入高的家庭，老人獲得的贍養(yǎng)費和實物幫助更多。：農(nóng)村樣本下面分析新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險的影響。從表3可以看出，獲得養(yǎng)老金的狀態(tài)對農(nóng)村家庭的居住安排沒有顯著影響，而提高養(yǎng)老金水平只會減弱農(nóng)村老人的同住意愿，不改變實際同住安排。具體而言，如果每年的養(yǎng)老金待遇增加1萬元，%，實際同住概率不受影響。因此，在農(nóng)村，從實際居住情況來看，養(yǎng)老保險的影響并不顯著。而較為重要的影響因素是老人的婚姻狀態(tài)、健康狀況以及子女的收入水平。沒有配偶、健康狀況差、子女收入低的農(nóng)村老人，更可能與子女同住。這說明，農(nóng)村老人與子女同住，主要是獲得情感慰藉和貼身照顧，而不是通過同住而間接地獲得經(jīng)濟幫助。表4展示了新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險對子女給老人物質(zhì)幫助的影響?？梢钥闯?，獲得養(yǎng)老金的狀態(tài)以及養(yǎng)老金的數(shù)額，都對贍養(yǎng)費有顯著的負向影響，但對實物的影響不顯著。具體而言，獲得養(yǎng)老金的農(nóng)村老人，占農(nóng)村人均養(yǎng)老金（）%。同時，養(yǎng)老金每提高1元。這說明，養(yǎng)老金對贍養(yǎng)費存在部分替代效應(yīng)。這與城鎮(zhèn)樣本的結(jié)果一致，也與子女有利他主義的理論預(yù)期相符。另外，與