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　　可以得知，当老年人领取养老金后，会有一项收入上的增项S，从而可能会带来居住安排j*(=i，t，ors)的改变，以及伴随着正式照料F*和非正式照料水平I*的变化、老年人其他消费水平CP和子女其他消费水平CK以及各自在家庭消费中所占比重的变化，而这种变化在很大程度上体现了代际之间转移支付的结果。

　　(二)实证方法

　　由于是否参保是农村居民自愿选择的结果，因而在评估新农保对养老模式的影响时，必须考虑由此造成的选择性偏误(selectionbias)，这种偏误可能基于可观测特征，如年龄、收入、存活子女数等;也可能基于不可观测特征，如参保时的健康状况、预期寿命、风险偏好、折现系数、预期未来收入流的稳定性等。为减少选择性偏误，我们采用了倾向分值匹配基础上的差分内差分方法(propensityscorematchingwithdifference-in-differences，PSMDD)进行估计。一方面，通过“倾向分值匹配”，我们可以有效控制参保组和控制组在“可观测特征”上的差别，从而尽量满足“条件独立假设”(conditionalindependenceassumption);另一方面通过差分内差分，可以有效消除“不随时间改变”的不可观测的个体异质性;同时也可以消除参保组和控制组个体在2008年到2011年间所经历的共同趋势。本文中我们所关注的政策效应为参保组的处理效应(averagetreatmenteffectonthetreated，ATT)。正式地，ATT可表达为:ATT=E(YPi，post－YPi，pre|Di=1)－E(YNPi，post－YNPi，pre|Di=1)(5)其中，YPi，pre和YPi，post分别表示参保组(P)个体i参保前后(pre-andpost-treatment)的潜在结果(如居住安排、老年照料、代际转移等);YNPi，pre和YNPi，post分别表示控制组(NP)的个体i参保前后的潜在结果;Di是一个二元哑变量，Di=1表示参保，反之未参保。在实际估计时，由于E(YNPi，post－YNPi，pre|Di=1)不可观测，而简单使用E(YNPi，post－YNPi，pre|Di=0)来替代会带来选择性偏误。Rosenbaum＆Rubin(1985)和Heckmanetal．(1998)等证明可以基于下式来估计ATT:ATT=EP(Xi)|Di=1{E(YPi，post－YPi，pre|P(Xi)，Di=1)－E(YNPi，post－YNPi，pre|P(Xi)，Di=0)}(6)其中，P(Xi)=Pr(Di=1|Xi)为倾向分值函数(propensityscorefunction)，即给定“一组可观察的特征X”情况下个体i参加新农保的概率。

　　在估计倾向分值函数时，我们选择了probit模型:被解释变量即为Di，而解释变量为同时影响参保状态Di和养老模式Yi的变量。估得每个个体的倾向分值以后，据此对样本进行匹配。方法是选择落在“共同支持”倾向分值区间的个体，对每个参保者选取一个或多个倾向分值与他“足够接近”的非参保者与之匹配。本文采用了常见的kernel匹配方法(kernelmatching)。kernel匹配的结果取决于两个选择:一是kernel函数的选择，本文选用了文献中最常用的Gaussian函数;二是区间间隔(bandwidth)的选择，本文使用了文献中最常用的0.06，同时对bandwidth的选取(0.1、0.08、0.04、0.02)进行了敏感性检验。

　　同时，我们检验了PSMDD方法所需的“共同支持(commonsupport)假设”和样本匹配质量。更进一步，对于PSMDD估计策略有效性所暗含的假设，我们在下文进行了安慰剂检验。

　　四、数据来源及描述性统计

　　(一)数据来源与变量定义

　　共同支持检验表明，匹配前参保组和控制组的倾向分值分布非常相近，由此有充足的样本来匹配。限于篇幅，未列出具体检验结果。

　　样本匹配质量检验表明，完成匹配后，参保组和控制组在所有的可观测特征上不再存在统计上的显著差异，由此表明样本的匹配质量是非常高的。限于篇幅，未列出具体检验结果。

　　本文使用了中国老年健康影响因素跟踪调查(ChineseLongitudinalHealthyLongevitySurvey，CLHLS)2008年和2011年两期数据合成的一个面板数据。在2008年接受调查的10202名60岁以上农村老人中，共有5206人(占样本总量的51.03%)存活到了2011—2012调查年度并再次接受调查。我们使用了截至2011年底调查时点的4409名样本个体。同时，为了把新农保效应与其他类型养老金或退休金的效应相分离，我们对样本作进一步限定，排除了“2008年或2011年有退休金或商业养老保险”及“2008年已经参加老农保”的个体(共计225名，占5.4%)。另外排除养老保险信息缺失的个体423名。最后的样本包括3761个受访老人，其中参保老人和未参保老人分别为803人(占19.2%)和2958人(占80.8%)。

　　本文的被解释变量分为三大类。第一类指标反映老年人的居住意愿和实际居住安排。包括:(愿意)与子女合住(其他=0)、(愿意)自己或与配偶同住(其他=0)、(愿意)住在养老机构(其他=0)。第二类指标反映老年人的照料安排，包括日常生活照料和生病时照料两类。按照料来源具体细分为:(生病时)配偶照料(其他人=0)、(生病时)子女照料(其他人=0)、(生病时)雇人照料(其他人=0)。第三类被解释变量则反映老年人的经济来源和老人与子女间的代际转移情况。主要包括:主要生活来源来自自己或配偶(其他=0)、子女(其他=0)或社会救济(其他=0);成年子女向老人的代际转移(对数)、老人向子女的代际转移(对数)，以及老人向子女的净代际转移，这里的转移包括现金和实物折算，均以2008年的不变价格计算。

　　本文解释变量为“是否加入新农保”。该变量为哑变量，“加入新农保”赋值为1，否则取0。根据国家政策，老年人获得养老金有两种类型:一类是自己曾经参保缴费而获得养老金(这类样本的平均年龄相对年轻);另一类老人虽然未正式参保缴费，但依据现行政策能获得基础养老金。2011年调查问卷直接询问了受访老人“是否参加养老保险”，对于回答“是”的老年人进一步询问了参保时间。对于参保时间在2009年以后、且此保险不属于商业养老保险的老人(627人)，我们认为其参加了新农保。同时，问卷还在另一处询问了老年人“目前有哪些社会保障和商业保险”，其中一个选项为“社会养老金”。对于2008年调查时没有养老金而2011年有养老金、且该养老金不属于退休金或商业养老保险的农村老人(176人)，我们也认为其参加了新农保。

　　在估计倾向分值函数时，我们尽可能控制了同时影响参保决策和养老模式的基期变量，包括:(1)人口社会学特征，包括男性(女性=0)、年龄、汉族(少数民族=0)、教育年限、退休前职业(技术或管理类=1，其他=0)、婚姻状况(有偶=1，其他=0);(2)社会经济条件，主要用家庭人均收入(对数)和老人有房产(无房产=0)来衡量;(3)家庭和社会支持，包括存活子女个数、是否与子女同住，是否有子女就近居住(同村或同街道)、子女对老年人转移支付(对数);(4)健康长寿情况，包括父母亲长寿、器具性生活自理能力(IADL)和自评健康。

　　(二)描述性统计

　　给出了按照参保状态和调查年份分组的相关变量的描述性统计。其中，前两列给出了2008年参保前参保组与控制组相比较的特征描述，后面两列则给出了2011年参保后参保组与控制组相比较的特征描述。由此我们可以比较两组之间的差距以及此差距在参保前后的变化情况。

　　相比较控制组老人，2008年参保组老人无论是在居住意愿还是实际居住安排上都较少选择与子女合住，更多选择独居或与配偶居住;在参保后的2011年，由于年龄增长和健康状况恶化，无论是参保组和控制组老人都更多选择与子女同住，但两组之间选择与子女同住的比例差距进一步扩大。在老年照料方面，参保前参保组的老人生病时更少依赖子女照料而较多依赖配偶，2011年这一比例差距同样有所扩大。而在经济来源方面，参保前参保老人较少依赖子女供养，参保后这一比例差距由9个百分点扩大至16个百分点。由此显示，新农保似乎在增强参保老人的经济独立性，减少老人对子女在居住、照料、经济供养等方面的依赖，起了一定的作用。

　　然而需要强调的是，尽管新农保在增强参保老人经济独立性方面起了一定作用，但子女依然是老人日常生活的最主要经济来源。在参保以后的2011年，主要经济来源来自子女的参保组老人的比例仍然高达61%，而控制组老人这一比例则高达77%。同样，无论是日常生活照料还是生病时照料，子女仍然是最主要的照料提供者。这就说明，家庭养老仍然是农村居民的主要养老模式。

　　五、实证结果与分析

　　(一)新农保对养老模式的影响

　　给出了新农保对养老模式影响的估计。结果显示，新农保提高了老年人独立居住的意愿以及实际独立居住的比例。具体来说，新农保使得参保老人与子女居住的可能性下降了3.7个百分点，独立居住的可能性上升了4.5个百分点;两者均在0.05的水平上显著。同时，新农保提高了老年人独立居住的愿望。新农保使得参保老人与子女居住的意愿下降了7.5个百分点，而希望独居的意愿则上升了6.7个百分点;两者均在0.01的水平上显著。这说明，新农保确实在一定程度上提高了老年人的独居意愿和实际的独居率。另外，不管是居住意愿还是实际居住安排，参加新农保对机构养老的影响都不大。

　　在老年照料方面，我们看到参保老人对子女的依赖性明显下降，雇人照料的可能性增加。其中日常照料主要依赖子女的概率大幅下降了10.7个百分点，而生病时子女照料的概率下降了3.8个百分点;同时，日常生活照料主要由雇请保姆提供的概率上升了10.1个百分点，而生病时雇人照料的概率上升了1个百分点。以上结果均在0.05的水平上显著。

　　在老年人的经济来源方面，参保老人对子女的经济依赖有了明显下降。具体来看，参保老人的经济来源主要由子女提供的概率明显下降了8.1个百分点，且在0.01的水平上显著。同时，老人的主要经济来源为自己和配偶的可能性增加了1.3个百分点，但不具有统计显著性。有趣的是，在代际转移方面，子女对参保老人的代际转移反而略有增加，虽然统计上不显著。

　　正如我们理论模型所指出的，养老金不仅会直接影响、同时也会通过改变居住安排来间接影响老年照料与代际转移。由于老人和子女同住可以实现家庭生产和消费的规模经济效应(Becker，1981)，并从子女处获得许多隐性经济支援如食物分享、家务分担，以及非正式照料等，但这种隐性经济支援和照顾有时不一定被人们察觉。而参保以后，原本与子女合住的老人有可能选择独居，使得这部分代际转移显性化，因此表面上来看，子女对老年人的代际转移可能不降反增。为了隔离掉居住模式变化的影响，我们根据参保前后居住安排的变化情况分组，重新估计了新农保对老年照料和代际转移的影响。