新型农村社会养老保险对农村家庭消费的影响研究——基于CFPS数据的实证分析*

谭燕芝，姚海琼

(湘潭大学 商学院，湖南 湘潭 411105)

近年来，在固定资产投资和外贸出口的经济增长模式驱动下，中国由改革开放初期的“短缺型社会”转变为目前的“过剩型社会”，呈现出投资率居高不下、出口额逐年下降以及消费贡献率不足的发展特征，经济结构失衡问题日益严峻。十九大报告中提出，“完善促进消费的机制体制，增强消费对经济发展的基础性作用”，如何有效扩大居民消费尤其是农村居民消费成为政学两界关注的重点。长期以来城乡居民消费差距明显，农村地区居民消费水平远远落后于城镇地区。2020年城镇居民人均消费支出27 007元，农村居民人均消费支出13 713元。(1)数据来源于国家统计局。可见，农村居民消费潜力巨大，因此，解决农村地区消费桎梏是实现国民经济增长的重中之重。

农村居民消费水平较低的原因：一方面在于大部分农村居民从事农业生产经营活动，农业生产的特殊性导致其收入具有极大的不确定性，从而增加储蓄，减少当期消费；
另一方面则是由于目前中国农村社会保障体系不完善，社会保障力度小、资金来源不合理以及社会保障资源分配不均等，过去农村居民养老保险实行的是农村居民自我储蓄的形式，并未从根本上解决养老问题，加大了农村居民消费面临的不确定性。

新农保是由政府组织实施、以保障农村居民年老时的基本生活为目的的一项社会养老保险制度。新农保的提出是解决“三农”问题的重大举措，是完善农村社会保障体系的客观要求，对实现农村社会保障全覆盖、缓解农村居民未来的不确定性从而促进农村家庭消费有着积极的影响。基于此，本文运用2010和2014年中国家庭追踪调查(CFPS)数据，基于不确定性的理论分析框架，运用双重差分法、基于倾向匹配得分的双重差分法以及处理效应模型实证分析新农保对农村家庭消费的影响。

关于消费理论的研究最早可以追溯到1936年Keynes的《就业、利息和货币通论》，他认为消费的决定性因素是收入，绝对收入假说的思想由此产生。1949年，Duesenberry对这一理论进行修正，提出了相对收入理论，在此之后历经了生命周期理论和永久收入假说的演变。从20世纪70年代起，西方学者将不确定性加入现代消费理论模型中，形成了以生命周期理论为基础的随机游走假说，作为传统生命周期理论重要补充的预防性储蓄理论以及流动性约束理论和缓冲库存理论。还有学者研究发现收入不确定性程度越高，家庭消费率越低。[1]1193-1208除此之外，公共服务和社会保障制度的完善不仅能在极大程度上降低居民面临的不确定性，还可以有效降低预防性储蓄，提高消费。[2]409-422从国内相关研究来看，现有文献更多集中在城乡居民消费行为的讨论上，如不确定性下居民消费行为的影响、消费信贷与居民消费行为的关系以及收入对于居民消费行为的影响。[3]88-96,[4]61-79,[5]33-49

社会保障制度是城乡居民基本生活的重要支柱。周小川(2020) 提出面对我国突出的人口老龄化形势，需要对社会保障体系的建设特别是养老制度改革投入更多关注和研究。[6]1-8在新农保制度实施之前，中国的养老保险制度主要体现在城镇职工养老保险，城镇养老保险对于居民消费存在微弱的挤出效应，且不同收入家庭养老保险的参与对于消费的影响同样存在差异，推行新农保可以有效减小农村的消费不平等程度，而且相比于中高收入家庭之间的消费差距，新农保对减小中低收入家庭之间消费差距的作用更明显。[7]165-188,[8]1467-1490早期关于农村养老保险的研究主要集中在制度评述和问题分析方面。[9]71-79自新农保制度实施以后，国内学者展开了大量的研究，除了不少学者研究农村居民参与新农保行为的影响因素之外，还有部分学者分析了新农保对农村居民养老质量和养老模式的影响。[10]29-38, [11]817-844此外，有学者从新农保如何影响农村居民消费和储蓄的角度展开研究，张川川等(2014)利用断点回归和双重差分法研究发现新农保的收入在一定程度上促进了家庭消费，且新农保对于60岁以上和60岁以下居民的消费效应存在异质性。[12]102-115,[13]116-129,[14]57-68张征宇等(2021)认为新农保政策对农村居民家庭收入和消费具有普遍的促进作用，通过促进高劳动供给群体的劳动供给量，大幅提升其家庭收入和消费。[15]89-100

综上所述，现有文献主要从微观视角分析家庭消费行为，或对现代消费理论进行经验检验。基于此，本文将不确定性引入农村家庭消费理论模型中，从理论与实证研究角度探索新农保的参与对农村家庭消费水平的影响，并具体探究其对消费结构的变动。

将不确定性引入消费者的效用函数，借鉴Johnson et.al(2007)[16]59-72的做法，假设家庭终身效用最大化可表示为：

(1)

家庭所受约束为：

At+1=At(1+r)+Yt-Ct

(2)

在(1)(2)式中，Ct是t时刻的家庭人均消费；
ξt是影响边际效用的家庭特征向量；
At表示家庭人均净资产，Yt为家庭人均收入。进一步假设家庭具有恒定的相对风险厌恶偏好，则其效用函数为：

(3)

在一个信息对称、金融市场完善的经济体中，家庭的一阶条件可以写成欧拉方程：

Δlog(Ct)=α1+α2Δξt+α3Δlog(Yt)+εt

(4)

在(4)式中，α3反映了当期收入水平波动的敏感程度。根据持久收入理论可知，当消费仅根据未来收入变动而不取决于当期收入变化时，则α3=0。而在信息对称、金融市场完善的条件下，α3≠0。对于农村家庭而言，农业生产具有相当的不确定性，气候、疾病、虫灾等因素均可能影响当年的收入。当不确定性因素存在时，消费对收入的变化可能是敏感的，收入的波动可能导致消费的波动，最终影响家庭的消费福利或效应。社会保障能在极大程度上缓解家庭的不确定性程度[17]83-88，尤其是作为农村居民主要社会保障的新农保，可能直接影响家庭消费需求，从而改变家庭效用或福利。为了验证这一假设，本文将式(4)进行改写，加入新农保的参与，考虑收入和参与新农保的相互作用以及加入时间虚拟变量，可以表示为：

Δlog(Ci)=α1+α2Δξi+α3XiΔlog(Yi)+α4yeari+εi

(5)

在式(5)中，Xi为家庭参与新农保的可能性；
yeari为观察的年份。上式表明，家庭参与新农保的可能性越大，其对收入的敏感性可能发生变化，进而对家庭消费产生影响。由于本文的研究重点在于检验新农保对农村家庭消费的影响，因此在后文的实证检验中并没有试图验证新农保的参与对收入变化的敏感程度，而是集中在新农保与消费二者的关系上。

(一)模型构建

根据前文理论基础所提出的研究假设，其研究重点在于参加新农保对农村家庭消费水平的影响，分别考察其对农村家庭消费结构包括生存型、发展型、享受型消费的影响，选择固定效应面板模型(FE)作为基准回归模型。但固定效应面板模型仅仅能解决组内非观测异质性导致的内生性问题，而无法同时考虑组内和组间的变异，基于此，本文引入双重差分法(DID)进行进一步检验。此外，由于参与新农保的动机是家庭自愿选择的结果，做出这一决策的家庭极有可能是收入更高的家庭，而高收入家庭本身具有更高的消费水平，对于这一逆向选择问题采用倾向得分匹配基础上的双重差分法(PSMDID)加以克服。

1.固定效应面板模型

依据本文的研究重点，构建固定效应面板模型：

lnCOMit(LIVit,DEVit,ENJit)=α0+NRPitβ+Xitδ+λt+ui+εit

(6)

在式(6)中，被解释变量COMit(LIVit，DEVit，ENJit)表示家庭i在时间t的人均消费水平(人均生存型消费、人均发展型消费、人均享受型消费)，在实证回归中我们对其进行对数处理；
NRPit表示家庭i在时间t的参保情况，NRPit=1表示有家庭成员参加新农保，反之为无家庭成员参保；
Xit为一系列控制变量；
λt为时间固定效应；
ui为个体异质性的截距项；
εit为扰动项。

2.双重差分法

为了解决组间异质性，引入双重差分法进行进一步检验。由于我国于2009年开始新农保的试点，到2012年末实现新农保制度的全覆盖，基于此，本文将2012年视为新农保全面实施的政策时点，分析参加新农保对参保组家庭与对照组家庭消费的差异。因此，使用DID进行进一步检验：

lnCOMit(LIVit,DEVit,ENJit)=α0+treatediβ+yeartγ+(treatedi×yeari)φ+Xitδ+λt+ui+εit

(7)

在上式中，treatedi=1为参保组，反之为控制组；
yeart为年份的哑变量，若yeart=1，则表示调查年份为2014年；
φ表示新农保对农村家庭消费的处理效应；
Xit为一系列控制变量。

3.倾向得分匹配基础上的双重差分法

为了更有效地解决逆向选择问题，进一步采用倾向得分匹配基础上的双重差分法进行稳健性检验。这一方法在利用双重差分法的基础上可以进一步控制参保组和控制组不可观测变量的组间差异。本文所关注的重点为参保组的处理效应(ATT)，因此，ATT可以表示为：

-∑j:j∈I0∩Spw(i,j)(y0tj-y0t′j)]

(8)

在(8)式中，I1={i:Di=1}为参保组的集合；
I0={i:Di=0}为控制组的集合；
Sp为共同取值范围的集合；
N1表示集合I1∩Sp所包含的参保组的家庭数，而w为权重；
y1ti-y0t′i表示参保组家庭i参保前后的变化；
同理，y0tj-y0t′j则为控制组家庭j的变化。在估计倾向得分的过程中，选择Probit模型进行估计，并对样本进行匹配，再进一步计算所得结果的前后变化，最后进行回归匹配得到ATT。

(二)数据来源

本文所使用的数据来源于北京大学中国社会科学调查中心实施的中国家庭追踪调查(CFPS)，调查样本覆盖了25个省(市、自治区)(2)不包括西藏、青海、新疆、宁夏、内蒙古、海南、香港、澳门和台湾。，将CFPS2010年和2014年的追踪数据构建两期面板数据。

(三)变量说明与统计描述

1.新农保

本文重点考察新农保对农村家庭消费的影响，且由于新农保的参保对象仅为具有农业户口的居民，因此在样本的筛选中，首先删除了非农户口样本；
其次，新农保的参保范围为年满16周岁(不包含在校学生)、没有参加城镇职工基本养老保险的农村居民，因此在城市工作的农业户口居民若参加了城镇职工基本养老保险，或是已退休享受退休金待遇的，都被视为不符合条件的样本；
最后，为了将其他类型的养老保险与新农保的消费效应相分离，剔除了2010年与2014年具有其他商业养老保险以及2010年参与老农保的样本。经过数据处理后最终匹配到8 847个有效样本，其中男性4 956人，女性3 891人；
60岁以上2 142人，60岁以下6 705人。在2010年的调查样本中没有人参加新农保，而至2014年新农保参保人数已经增加为1 897人，占比为44.84%。由此形成了主要被解释变量“是否有家庭成员参加新农保”这一哑变量。

2.农村家庭消费

本文将农村家庭消费水平和农村家庭消费结构作为农村家庭消费的衡量方式。选取CFPS中人均消费性支出作为农村家庭消费水平的衡量指标，并将食品、衣着、居住、交通通信、家庭设备及服务、医疗保健、教育文化娱乐、其他用品及服务这八大类消费划分为生存型消费(食品、衣着、居住)、享受型消费(家庭设备及服务、其他用品及服务)和发展型消费(医疗保健、教育文化娱乐、交通通信)。

3.其他控制变量

借鉴以往学者对有关控制变量的选择，本文选取家庭基本特征变量和家庭经济金融变量作为控制变量。家庭基本特征变量包括户主性别、年龄、受教育程度、家庭规模、儿童占比、健康程度、婚姻状况、家庭是否有成员住院；
家庭经济金融变量包括家庭人均收入、是否有房产、是否有借贷、是否有成员购买新农合(新型农村合作医疗)、家庭人均净资产、家庭是否从事农业生产和家庭有无成员外出务工。

4.工具变量

为了消除自选择偏差带来的估计偏误，本文在处理效应模型中加入了工具变量回归。工具变量选择的是同村除自己以外的其他居民的新农保参与率，因为同村其他人是否参与新农保会对本人的新农保选择行为产生影响，或是村支两委的有效宣传，或是“从众”心理。但其他人是否参与新农保却不会直接影响自己的家庭消费水平和消费结构，因此这一变量是外生的。

表1 变量描述性统计

(一)固定效应面板模型估计结果

运用固定效应面板模型探索新农保对农村家庭消费水平和消费结构的影响，估计结果如表2所示。(3)受篇幅所限，表2只汇报了核心解释变量的回归结果，其他控制变量的回归结果做文字说明。下表同。从结果可以看出，农村家庭参与新农保对消费水平的影响在1%的显著性水平下通过假设性检验，且符号为正，即参与新农保对于农村家庭消费水平有显著的正向促进作用。此外，从农村家庭不同消费结构来看，新农保的参与对生存型消费、发展型消费、享受型消费存在不同的影响效应。具体而言，三者分别在1%、1%和10%的水平下通过假设性检验，参与新农保对农村家庭生存型消费的促进作用最大，发展型消费次之，享受型消费最小。

表2 新农保对农村家庭消费的影响：固定效应面板模型

从控制变量来看，户主性别和是否有家庭成员外出务工均没有通过假设性检验，这两者不仅对农村家庭人均消费水平没有显著影响，对家庭消费结构的影响同样不明显。户主年龄对农村家庭消费水平的影响在1%的水平下显著为负，说明户主年龄越大，家庭人均消费水平越低。除此之外，户主受教育程度越高、家庭人均收入水平越高、有房产、家庭人均资产越多均能显著提高农村家庭消费水平，对生存型消费、发展型消费与享受型消费均有明显的促进作用。而家庭规模越大不仅挤出了家庭人均消费水平，同样也降低了其生存型消费、发展型消费和享受型消费。家庭儿童数量的占比通过假设性检验，且符号为负，家庭儿童数量越多的家庭其人均消费水平越低，生存型消费和发展型消费同样越低。户主健康程度与婚姻状况均能促进家庭消费水平的提高，但对享受型消费的影响不明显。而过去一年若有家庭成员住院则会显著提高农村家庭消费水平，具体表现为发展型消费的提高。此外，农村家庭若有借款则会显著降低人均消费水平，生存型消费、发展型消费与享受型消费同样降低。新农合的参与会提高农村家庭的消费水平，主要体现为生存型消费的提高。值得一提的是，农村家庭若从事农业生产则不仅会显著降低家庭消费水平，生存型消费、发展型消费和享受型消费均有不同程度的降低。

(二)DID估计结果

表3汇报了依据参保状态和政策实施前后分组的农村家庭消费水平与消费结构的样本均值。从表3可以看出，参保组的家庭消费水平从2010年至2014年变化幅度为54.5%，在1%的显著性水平上显著；
同时期的控制组却下降了2.4%，统计上不显著。参保组与控制组2010—2014年家庭消费水平的变化差异为56.9%，且在1%的水平上统计显著，说明新农保政策的实施显著提高了农村家庭的消费水平。此外，参保组与控制组2010—2014年家庭生存型消费、发展型消费与享受型消费均有显著变化。具体而言，参保组与控制组2010—2014年生存型消费、发展型消费和享受型消费的变化差异分别为73.3%、45.6%和21.9%。这足以说明新农保政策的实施产生了显著的效果，相当比例的农村家庭在参保之后提高了消费水平，并改善了消费结构。

随后，本文进一步控制了其他变量，在多元回归的框架下分析新农保对于农村家庭消费的影响。如表4所示，DID估计结果与固定效应面板模型估计结果略有不同但基本一致。列(1)为新农保对农村家庭消费水平影响的DID估计结果，列(2)(3)(4)分别为生存型消费、发展型消费、享受型消费的估计结果。由表4可知，在控制了家庭基本特征与家庭经济金融特征之后，新农保的政策效果估计仍然与表3的结果一致，说明模型中由于遗漏变量产生的偏误可能非常小。

表3 不同年份、组别农村家庭的消费水平和消费结构

表4 新农保对农村家庭消费的影响：DID估计

(三)稳健性检验

基于以上估计方法，本文运用PSMDID方法进行稳健性检验。该方法的第一步为根据主要变量进行估计得分匹配，在这一过程中使用Probit模型进行得分估计，除户主性别、家庭规模、是否有房产以及是否从事农业生产这四个变量以外，其余变量均与参与新农保显著相关，由此说明重新匹配的必要性。在估计倾向得分后进行样本匹配，匹配后的样本组间偏误显著降低，所有变量匹配后的标准偏误均在10%以内，匹配结果合理可靠。(4)因篇幅所限，此处未报告详细的检验过程与结果，有需要的读者可向作者索要。

在基于计算倾向得分的匹配完成之后即可建立双重差分模型，表5汇报了基于倾向得分匹配的DID估计。列(1)为农村家庭参加新农保对于家庭人均消费水平的影响，新农保的参与将使农村家庭人均消费水平提高44.1%。同样地，参与新农保能显著提高农村家庭生存型消费、发展型消费与享受型消费，分别提高55.7%、40.2%、17.1%，这一估计结果较DID估计结果有所下降，但基本保持一致。总体而言，无论是采用固定效应面板模型或是传统的DID估计，抑或是基于倾向匹配得分的DID估计，均一致表明新农保政策的实施显著提高了农村家庭的消费水平并优化了消费结构，有效缓解了农村家庭对未来的不确定性问题，从而释放了当期消费潜力。

表5 新农保对农村家庭消费的影响：PSMDID估计

(四)内生性讨论

由于农村居民是否参与新农保是自愿选择的结果，这可能存在自选择偏差问题，部分因素在影响参与新农保选择的同时也会影响消费行为，即农村居民是否参与新农保这一选择是内生的，从而造成解释变量与随机误差项相关。基于此，对于自选择偏差导致的估计偏误，进一步使用处理效应模型以佐证上文得到的结论。

新农保对农村家庭消费影响的处理效应模型估计结果如表6所示。在处理效应模型中，工具变量选取的是同村除自己以外的其他居民的新农保参与率，根据CFPS数据中的村居代码和同村中新农保参与数量计算得到。从回归结果可知，逆米尔斯比率的估计系数为-0.101，且在1%的水平下显著，说明基准回归中的确存在自选择偏差。进一步地，在处理效应模型第一步回归中新农保的工具变量显著为正，说明工具变量的选取是有效的。在第二步回归中，新农保的回归系数为0.279，在1%的显著性水平下影响农村家庭消费，说明新农保的参与的确会显著提高农村家庭消费水平，且高于基准回归的估计结果，这也进一步证实了本文的结论。

表6 新农保对农村家庭消费的影响：处理效应模型

(五)进一步分析

由前文的分析可知，新农保能显著提高农村家庭消费，尤其是生存型消费。而新农保能否提高消费水平，关键在于养老金在家庭总收入的占比有多大，如果比重高说明养老金能极大程度提高农村家庭收入，并提升家庭消费水平。基于此，本文进一步检验，对于已经领取养老金的家庭，养老金占家庭总收入的比重不同是否会对家庭消费产生不同影响。基于对以上家庭的识别，最终得到1 244户已经开始领取新农保的农村家庭，并根据家庭总收入划分为五等份，结果如表7所示，其中列(5)考察的是对于家庭收入在最高20%行列的家庭而言，养老金占家庭总收入比重对家庭消费的影响，列(1)则是家庭收入为最低20%的农村家庭回归结果，列(2)(3)(4)分别为次低收入、中等收入和次高收入农村家庭的回归结果。

表7 养老金占家庭总收入的比重对家庭消费的影响：OLS估计

从回归结果可知，列(4)和列(5)的养老金占比分别在5%和10%的显著性水平下正向影响农村家庭消费水平，即对于家庭收入在前40%的农村家庭而言，养老金占家庭收入比重越高，家庭消费水平越高。这是因为对于高收入家庭和次高收入家庭而言，养老金作为一笔稳定的收入来源，金额越高，其消费促进效应越明显。而对于低收入家庭而言，养老金占比对于消费的影响没有通过显著性检验，这可能是因为当家庭收入较低时，养老金收入为主要的生活来源，对消费的提升空间有限，并不会在固定消费支出的基础上进一步提高消费水平。

本文基于发挥消费对经济发展基础性作用的现实背景，运用中国家庭追踪调查数据构建两期面板数据，将不确定性引入理论分析框架，采用固定效应面板模型检验新农保的参与对农村家庭消费水平与消费结构的影响，利用双重差分法探索新农保的政策效应，并使用基于倾向匹配得分的双重差分法进行进一步检验。从固定效应面板模型的回归结果可以得知，参与新农保对农村家庭消费水平有显著的正向促进作用，且对于生存型消费、发展型消费和享受型消费存在不同的提升效应，其中，对于生存型消费的促进作用最为明显。从双重差分估计结果可以看出，参保组与控制组在2010和2014年的家庭消费水平变化差异超过50%，且在1%的显著性水平下通过检验，说明新农保政策的实施显著提高了农村家庭的消费水平。在多元回归框架下的DID估计结果与固定效应面板模型回归结果基本保持一致。本文将基于倾向匹配得分的双重差分法作为稳健性检验，验证DID估计的合理性。结果显示，新农保的参与将使农村家庭人均消费水平提高约44.1%，并对生存型消费、发展型消费与享受型消费有不同程度的提高。此外，为了消除自选择偏差带来的估计偏误，本文利用处理效应模型，检验并证实新农保的参与的确会显著提高农村家庭消费水平。由此可见，无论是固定效应面板模型、DID估计、PSMDID估计还是处理效应模型，均验证了新农保能显著提高农村家庭消费水平且优化消费结构这一估计结果。最后，通过进一步检验发现，对于已经领取养老金的家庭，家庭收入在前40%的农村家庭，养老金占家庭收入比重越高，家庭消费水平越高。

本文的研究不仅为解决我国居民消费动力不足提供了思路，同时也丰富了社会保障与居民消费的相关文献。但本文也存在一定的局限性，未能对参与新农保提高农村家庭消费的作用机制进行探索，且在实证检验中并未对新农保对于收入变化的敏感程度进行检验，这也是后续研究中继续突破的方向。

猜你喜欢消费水平新农效应预计到2050年中国城乡消费水平将无明显差距今日农业(2022年15期)2022-09-20铀对大型溞的急性毒性效应核科学与工程(2021年4期)2022-01-12太行山深处的“新农人”今日农业(2021年14期)2021-11-25懒马效应今日农业(2020年19期)2020-12-14——基于指数增长模型">中国人均消费世界排名与增长预测研究
——基于指数增长模型商业经济研究(2020年17期)2020-09-16我国人均消费水平影响因素分析新课程(中学)(2018年9期)2018-11-20新农人时语新农业(2017年22期)2018-01-03应变效应及其应用中学物理·高中(2016年12期)2017-04-22新农人时语新农业(2017年2期)2017-02-02我国经济增长与国民消费的演进企业导报(2016年9期)2016-05-26

推荐访问:实证 养老保险 新型农村