范辰辰+陳東

摘 要：以系統(tǒng)的理論分析為基礎(chǔ)，利用2011年中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）的全國(guó)調(diào)查數(shù)據(jù)，采用多元回歸、離散選擇模型以及工具變量法等多種計(jì)量模型實(shí)證檢驗(yàn)新農(nóng)保的政策效果，研究結(jié)果表明：新農(nóng)保在全國(guó)范圍內(nèi)顯著降低了農(nóng)村居民貧困發(fā)生的概率，提高了農(nóng)村居民的收入水平，增強(qiáng)了農(nóng)民的經(jīng)濟(jì)保障能力。進(jìn)一步地，對(duì)不同年齡群體分組檢驗(yàn)的結(jié)果表明，作為主要目標(biāo)群體的農(nóng)村老年人受政策影響更為顯著；但是處于繳費(fèi)階段的農(nóng)民并不會(huì)因?yàn)閰⒈Ｖ仑殻撤N程度上甚至有減貧效果。

關(guān)鍵詞：新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)；減貧增收；繳費(fèi)階段；領(lǐng)保階段

作者簡(jiǎn)介：范辰辰，女，山東大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士研究生，從事農(nóng)村公共政策研究；陳東，男，山東大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授，從事農(nóng)村公共政策研究。

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重大項(xiàng)目“深化收入分配制度改革的財(cái)稅機(jī)制與制度研究”，項(xiàng)目編號(hào)：13&ZD031；國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“對(duì)新農(nóng)合實(shí)施效果的跟蹤研究”，項(xiàng)目編號(hào)：14BJY096

中圖分類號(hào)：F323.89 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1000-7504（2014）06-0062-09

引 言

長(zhǎng)期以來(lái)，我國(guó)農(nóng)村地區(qū)的養(yǎng)老方式以家庭養(yǎng)老和土地保障為主，但是隨著計(jì)劃生育政策推行、人口老齡化加速、青壯年勞動(dòng)力向城市單向流動(dòng)以及城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略的實(shí)施，小型核心家庭模式逐漸取代了傳統(tǒng)大家庭模式，作為家庭保障物質(zhì)基礎(chǔ)的土地保障功能也不斷弱化，農(nóng)民養(yǎng)老脆弱性問(wèn)題更加突出。在家庭養(yǎng)老模式不再滿足農(nóng)村迅速增長(zhǎng)的養(yǎng)老保障需求的背景下，我國(guó)不斷出臺(tái)相關(guān)制度，以期對(duì)傳統(tǒng)家庭養(yǎng)老進(jìn)行轉(zhuǎn)型和替代。2009年，國(guó)務(wù)院決定在全國(guó)范圍內(nèi)開(kāi)展新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)（簡(jiǎn)稱“新農(nóng)保”）試點(diǎn)，農(nóng)民的養(yǎng)老金待遇由個(gè)人賬戶資金和基礎(chǔ)養(yǎng)老金兩部分組成，前者源于個(gè)人繳費(fèi)和集體補(bǔ)助，是一種儲(chǔ)蓄型積累；后者則完全由政府財(cái)政負(fù)擔(dān)，具有轉(zhuǎn)移支付性質(zhì)。新農(nóng)保的實(shí)質(zhì)是個(gè)人儲(chǔ)蓄與國(guó)家責(zé)任相結(jié)合的一種社會(huì)福利制度[1]，其主要政策目標(biāo)是“實(shí)現(xiàn)廣大農(nóng)村居民老有所養(yǎng)、促進(jìn)家戶和諧、增加農(nóng)民收入”。新農(nóng)保制度自2009年開(kāi)始試點(diǎn)，至2012年基本實(shí)現(xiàn)全覆蓋，制度的短期效應(yīng)逐漸顯現(xiàn)，本文所要關(guān)注的正是新農(nóng)保試點(diǎn)的推行是否在短期內(nèi)達(dá)到了增加農(nóng)民收入、減少貧困發(fā)生的預(yù)期目標(biāo)。

從國(guó)外研究成果來(lái)看，各國(guó)學(xué)者對(duì)社會(huì)保障與公共轉(zhuǎn)移支付的減貧效應(yīng)頗具共識(shí)。例如，House等（1988）發(fā)現(xiàn)，社會(huì)保障能夠顯著改善老年人口的生活狀況，降低經(jīng)濟(jì)貧困的發(fā)生概率。[2]無(wú)獨(dú)有偶，Ahmad（1991）亦指出，社會(huì)保障應(yīng)該直接針對(duì)收入貧困者，理論上具備顯著的減貧效應(yīng)。[3]究其原因，轉(zhuǎn)移收入可以降低貧困家庭的多元化投資需要，避免其陷入極度貧困。[4]其中，Chen 等（2009）分析了轉(zhuǎn)移支付對(duì)中國(guó)貧困的長(zhǎng)期影響，肯定了適度的增收效應(yīng)。[5]在與中國(guó)國(guó)情相似的南非、巴西、墨西哥等國(guó)家，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的減貧效果也已得到證實(shí)。Barrientos（2003）利用巴西和南非的家戶調(diào)查數(shù)據(jù)分析了社會(huì)養(yǎng)老對(duì)老年貧困率的影響，發(fā)現(xiàn)兩國(guó)針對(duì)老年人的非繳費(fèi)型養(yǎng)老金具有顯著的減貧效果。[6]Rivera-Marques等（2004）研究了墨西哥城針對(duì)老年人的保障計(jì)劃，發(fā)現(xiàn)該項(xiàng)目減少了貧困和收入不平等，但其減貧效果在申請(qǐng)資格被放松時(shí)會(huì)弱化。[7]Lloyd-Sherlock等（2012）利用2002年和2008年兩階段的南非和巴西數(shù)據(jù)，動(dòng)態(tài)分析國(guó)家和地方兩個(gè)不同水平的養(yǎng)老金對(duì)老年人貧困和福利的影響，結(jié)果顯示這些國(guó)家的養(yǎng)老金制度對(duì)于家庭貧困的廣度和深度產(chǎn)生了重大的影響，樣本家庭的生活滿意度不斷提高，但影響程度尚不確定。[8]

與國(guó)外研究形成對(duì)比的是，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)新農(nóng)保收入效應(yīng)的研究鳳毛麟角。薛惠元（2013）基于廣西壯族自治區(qū)43個(gè)樣本縣2009—2010年的基本經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)和湖北省試點(diǎn)縣的抽樣調(diào)研數(shù)據(jù)，分別從縣級(jí)和農(nóng)戶兩個(gè)層面對(duì)新農(nóng)保的減貧效應(yīng)做出初步探討，發(fā)現(xiàn)新農(nóng)保在縣級(jí)層面具有顯著的減貧增收效用，但是在農(nóng)戶層面的減貧效果并不明顯。[9]類似地，劉遠(yuǎn)風(fēng)（2012）利用湖北省50個(gè)縣域的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，通過(guò)構(gòu)建倍差模型證實(shí)新農(nóng)保具有減少收入差距的效果。[10]與此同時(shí)，一些學(xué)者對(duì)消費(fèi)和家庭代際支持的研究也涉及新農(nóng)保的收入效應(yīng)，如沈毅、穆懷中（2013）利用2011年全國(guó)31個(gè)省（市）新農(nóng)保支出、農(nóng)村居民生活消費(fèi)等宏觀數(shù)據(jù)對(duì)新農(nóng)保拉動(dòng)消費(fèi)的乘數(shù)效應(yīng)進(jìn)行驗(yàn)證，發(fā)現(xiàn)新農(nóng)?；A(chǔ)養(yǎng)老金的發(fā)放增加了農(nóng)村老年人的收入，直接產(chǎn)生消費(fèi)刺激[11]；程令國(guó)等（2013）、陳華帥和曾毅（2013）利用2008—2011年中國(guó)老年健康影響因素跟蹤調(diào)查（CLHLS）兩期面板數(shù)據(jù)，使用傾向分值匹配基礎(chǔ)上的差分內(nèi)差分方法分別評(píng)估了新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村居民養(yǎng)老模式的影響和家庭代際經(jīng)濟(jì)支持的影響[12][13]，發(fā)現(xiàn)新農(nóng)保提高了參保老人的經(jīng)濟(jì)獨(dú)立性，降低了老人在經(jīng)濟(jì)來(lái)源和照顧方面對(duì)子女的依賴。

盡管部分國(guó)內(nèi)學(xué)者或者基于個(gè)別省份的調(diào)研數(shù)據(jù)，或者采用農(nóng)民人均純收入、新農(nóng)保支出等宏觀數(shù)據(jù)對(duì)我國(guó)新農(nóng)保政策的收入效應(yīng)進(jìn)行了分析，但是仍然存在比較大的改進(jìn)空間，主要體現(xiàn)在兩方面：

1. 新農(nóng)保制度的收入效應(yīng)需要依據(jù)新農(nóng)保不同的參保階段進(jìn)行區(qū)分。根據(jù)新農(nóng)保政策的規(guī)定，年齡在60周歲以上的農(nóng)村居民可以按月領(lǐng)取養(yǎng)老金，新農(nóng)保實(shí)施時(shí)，已年滿60周歲的，只要參?；蚱浞蠀⒈l件的子女參保，不需要繳納保費(fèi)每月可領(lǐng)取最低55元的基礎(chǔ)養(yǎng)老金；而對(duì)于16—59周歲的農(nóng)村居民，需要選擇不同的繳費(fèi)檔次繳納養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)，納入個(gè)人賬戶，待60周歲后方能領(lǐng)取。因此，新農(nóng)保制度對(duì)處于繳費(fèi)階段（16—59周歲）和領(lǐng)保階段（60周歲以上）的農(nóng)村居民的影響不同，對(duì)新農(nóng)保效應(yīng)的分析應(yīng)區(qū)分參保階段。

2. 新農(nóng)保的收入效應(yīng)需要采用全國(guó)范圍內(nèi)的大樣本微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。究其原因，由于中國(guó)不同縣市之間的經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平異質(zhì)性很強(qiáng)，若調(diào)研地區(qū)僅僅集中于一個(gè)縣市，或者多個(gè)地區(qū)的單一縣市，不僅可能導(dǎo)致樣本代表性不佳，而且普遍偏小的樣本容量可能無(wú)法真實(shí)反映總體情況。

據(jù)此，本文采用中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS，CHARLS）數(shù)據(jù)，擬使用全國(guó)樣本分析新農(nóng)保制度的減貧、增收效應(yīng)，并且細(xì)分不同參保階段農(nóng)民群體的收入效應(yīng)。

一、新農(nóng)保減貧、增收效應(yīng)的理論分析

從理論上看，新農(nóng)保制度為60周歲以上的農(nóng)村老年人提供55元/人/月的基礎(chǔ)養(yǎng)老金，該部分是獨(dú)立于個(gè)人繳費(fèi)并由國(guó)家財(cái)政提供的具有福利性質(zhì)的轉(zhuǎn)移支付。其一，處于領(lǐng)保階段的老人每年的收入至少會(huì)增加660元，對(duì)于完全沒(méi)有經(jīng)濟(jì)來(lái)源的老人而言，這是一筆可觀的收入。其二，如果這部分基礎(chǔ)養(yǎng)老金收入能夠使接受者擺脫流動(dòng)約束的困擾，投資于健康、教育等生產(chǎn)性活動(dòng)，還會(huì)產(chǎn)生收入的放大效應(yīng)。[14]其三，養(yǎng)老金的發(fā)放可能會(huì)對(duì)子女提供的代際支持金額產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”[13][15]，與收入增加相伴的是私人轉(zhuǎn)移支付的減少[16]，此時(shí)新農(nóng)保制度對(duì)老年人口的增收效果會(huì)被削弱。

然而，處于繳費(fèi)階段的參保農(nóng)民則可能面臨不同的際遇：除了不能領(lǐng)取養(yǎng)老金，每年還需要繳納一定數(shù)額的參保費(fèi)用（最低標(biāo)準(zhǔn)為100元/年/人）。雖然地方政府給予不低于30元/年/人的繳費(fèi)補(bǔ)貼，但要計(jì)入個(gè)人賬戶到60歲才能領(lǐng)取，并不構(gòu)成當(dāng)期收入。因此，從短期來(lái)看，處于繳費(fèi)階段的農(nóng)民一旦參加新農(nóng)保，就意味著經(jīng)濟(jì)支出，相應(yīng)減少了其可支配收入，收入水平較低的農(nóng)民甚至可能因?yàn)槔U費(fèi)擠占了其生產(chǎn)和生活資金，給貧困家庭造成經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)[9]，對(duì)其減貧增收效應(yīng)是負(fù)向的。當(dāng)然，政策制定者也考慮到農(nóng)村重度殘疾人等繳費(fèi)困難群體，要求地方政府為其代繳部分或全部最低標(biāo)準(zhǔn)的養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)。因此，對(duì)繳費(fèi)階段農(nóng)民而言，新農(nóng)保的減貧效應(yīng)可能是中性的，甚至是負(fù)的。

整體而言，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)屬于國(guó)民收入再分配范疇，新農(nóng)保制度可以說(shuō)是一種從增加農(nóng)村老人收入、提高老人生活水平的角度緩解老年人貧困狀況的措施。再加上新農(nóng)保制度實(shí)行社會(huì)統(tǒng)籌與個(gè)人賬戶相結(jié)合的部分積累制模式，社會(huì)統(tǒng)籌的財(cái)政補(bǔ)貼部分體現(xiàn)為代際的再分配，個(gè)人賬戶部分則為代內(nèi)的再分配。因此，從理論方面看，新農(nóng)保制度必然會(huì)對(duì)農(nóng)民收入產(chǎn)生一定的影響。

二、數(shù)據(jù)和研究方法

（一）樣本來(lái)源

本文采用的數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查2011年全國(guó)基線調(diào)查。CHARLS是由北京大學(xué)國(guó)家發(fā)展研究院主導(dǎo)的對(duì)中國(guó)中老年人進(jìn)行的家戶調(diào)查，調(diào)查對(duì)象為隨機(jī)抽取的家庭中45歲及以上居民，該數(shù)據(jù)覆蓋全國(guó)150個(gè)縣、區(qū)的450個(gè)村級(jí)單位，訪問(wèn)了10 257戶家庭的17 708位個(gè)人，總體上代表中國(guó)中老年人群，是我國(guó)目前唯一的以中老年人為調(diào)查對(duì)象的具有全國(guó)代表性的大型微觀數(shù)據(jù)。

就本文的研究問(wèn)題而言，CHARLS數(shù)據(jù)具有下列突出優(yōu)點(diǎn)：一是調(diào)查對(duì)象與新農(nóng)保的主要參保人群一致，新農(nóng)保的參保人群主要是45歲以上的中老年人；二是覆蓋面廣，涉及全國(guó)28個(gè)省區(qū)，與新農(nóng)保全國(guó)的開(kāi)展情況相統(tǒng)一；三是農(nóng)戶樣本數(shù)量大，以此為基礎(chǔ)得出的分析結(jié)果具有代表性。進(jìn)一步根據(jù)本文的研究目的，我們將CHARLS的社區(qū)數(shù)據(jù)、家庭數(shù)據(jù)與個(gè)人數(shù)據(jù)匹配后，形成了包含28個(gè)省區(qū)的404個(gè)村級(jí)單位，共計(jì)農(nóng)村家庭7351戶、12 195位個(gè)人信息的綜合數(shù)據(jù)集。

（二）變量設(shè)定與統(tǒng)計(jì)性描述

1.被解釋變量

（1）貧困（Poverty）。《中華人民共和國(guó)2010年國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》中，農(nóng)村貧困標(biāo)準(zhǔn)為人均純收入1274元，據(jù)此，若受訪農(nóng)民的個(gè)人收入低于1274元，即為貧困，貧困變量為0—1變量，受訪者處于貧困狀態(tài)時(shí)取值為1，非貧困狀態(tài)時(shí)取值為0。

（2）個(gè)人收入（Income）。包括個(gè)人工資收入、個(gè)人獲得的轉(zhuǎn)移支付、家庭人均收入，其中，家庭人均收入由家庭總收入（家戶農(nóng)業(yè)純收入、家戶個(gè)體經(jīng)營(yíng)純收入、家戶政府轉(zhuǎn)移支付收入、家庭經(jīng)濟(jì)支持）除以家庭人口規(guī)模計(jì)算所得。

2.關(guān)鍵解釋變量

（1）是否參加新農(nóng)保（Nrpsdummy）。該變量為虛擬變量，參加新農(nóng)保賦值為1，否則取0。

（2）參保年限（Partyear）。由問(wèn)卷中受訪者的“參保年份”和受訪時(shí)間計(jì)算得出。

3.其他解釋變量

根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)和盡可能外生的原則，本文在數(shù)據(jù)條件允許的情況下選取了以下變量：

（1）個(gè)人特征：年齡（Age）、是否完成高中教育（Highschool）、是否為女性（Female）、健康狀況（Health）、是否已婚并與配偶同?。∕arried）。

（2）家庭特征：包括家庭是否領(lǐng)取政府補(bǔ)助（Subsidy）、家庭人口規(guī)模（Hhsize）、人均家庭耕地面積（Gland）。其中，家庭人口規(guī)模使用CHARLS問(wèn)卷中“最近一周，家里幾口人吃飯（不包括客人）”的變量替代。

（3）村莊特征：包括所在村莊人均純收入（Gvincome）、村外出打工比例（Workout）、是否納入城鎮(zhèn)規(guī)劃區(qū)（Cityplan）、村農(nóng)業(yè)人口占比（Agripopu）、村占地面積（m1）、村高中文化程度比例（Vhighschool）。其中，“村農(nóng)業(yè)人口占比”由村常住農(nóng)業(yè)戶口人數(shù)除以村居住半年以上的常住人口數(shù)計(jì)算所得；“村外出打工比例”由村外出打工人數(shù)除以居住半年以上的常住人口數(shù)計(jì)算所得。

（4）為了控制地域的固定效用，還引入了省份虛擬變量。

表1比較了樣本中參保農(nóng)民與未參保農(nóng)民的基本特征，初步的描述統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果表明，整體樣本中有27.05%的受訪者參加了新農(nóng)保，參保者的平均參保年限為1.96年。全樣本中約有48.66%的農(nóng)戶為貧困人口，平均而言，參加新農(nóng)保的農(nóng)戶中41.72%為貧困人口，平均收入為4617.6元，而未參保的農(nóng)戶中貧困人口則為51.27%，平均收入為3719.84元，相比于未參保的農(nóng)戶，參保的農(nóng)戶貧困發(fā)生率較低，收入也高于未參保農(nóng)民。除了人均家庭耕地面積和村占地面積之外，參保群體與未參保群體的控制變量差別不大，但參保農(nóng)民所在家庭領(lǐng)取政府補(bǔ)助的比例要高于未參保農(nóng)民，說(shuō)明領(lǐng)取政府補(bǔ)助的家庭對(duì)政府政策的信任度更高，也更容易參保。

（三）計(jì)量模型與方法

1.多元回歸

鑒于新農(nóng)保政策只是影響農(nóng)民收入的眾多因素之一，為了排除其他因素的影響，本文引入盡可能多的解釋變量進(jìn)行多元回歸，以減少遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題。其中，在研究新農(nóng)保政策的減貧效應(yīng)時(shí)，由于被解釋變量“是否貧困”為二值虛擬變量，我們采用Probit模型對(duì)回歸方程進(jìn)行估計(jì)；而研究新農(nóng)保政策的增收效應(yīng)時(shí)，農(nóng)民收入是連續(xù)變量，則采用OLS回歸估計(jì)方程系數(shù)。

參考現(xiàn)有文獻(xiàn)研究，本文采用以下回歸方程對(duì)新農(nóng)保的收入效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)：

其中， 為被解釋變量，分別表示受訪者是否處于貧困狀態(tài)以及個(gè)人收入狀況，下標(biāo) 代表受訪個(gè)體、 代表省份； 為關(guān)鍵解釋變量，分別表示受訪者是否參加新農(nóng)保與參保年限， 為其他解釋變量； 是省級(jí)虛擬變量； 為待估計(jì)參數(shù)； 為誤差項(xiàng)。

2.工具變量法

采用多元回歸方法對(duì)回歸方程進(jìn)行估計(jì)時(shí)，關(guān)鍵解釋變量“是否參加新農(nóng)?！?，可能會(huì)因?yàn)榉聪蛞蚬P(guān)系和遺漏變量而出現(xiàn)內(nèi)生性問(wèn)題。以農(nóng)戶收入作為被解釋變量為例，一種可能是，收入較高的農(nóng)戶由于具有較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)實(shí)力來(lái)繳納保費(fèi)，為了使自己在年老之后更有保障，因而更加傾向于選擇參加新農(nóng)保；另一種可能是，窮人因?yàn)楦有枰@取新農(nóng)保的養(yǎng)老金來(lái)提高自己的收入，從而更加傾向于參加新農(nóng)保，此時(shí)內(nèi)生性問(wèn)題可能導(dǎo)致系數(shù)估計(jì)值有偏差。為解決可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，本文選取“受訪者所在村莊領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金人口比率”作為是否參加新農(nóng)保的工具變量，其計(jì)算方法為村莊領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金人口與村莊常住人口之比。村莊領(lǐng)取養(yǎng)老金的比率與受訪者是否參保顯然高度相關(guān)，因?yàn)橹挥袇⒓有罗r(nóng)保的農(nóng)村居民才有資格領(lǐng)取養(yǎng)老金，而且村莊層面上養(yǎng)老金的領(lǐng)取比率對(duì)受訪者的收入并沒(méi)有直接關(guān)聯(lián)，也不會(huì)與影響農(nóng)民收入的其他不可觀測(cè)變量相關(guān)，其外生性是可靠的，符合作為工具變量的條件。

需要說(shuō)明的是，當(dāng)考察新農(nóng)保減貧效應(yīng)時(shí)，我們面臨的是在二值選擇模型中存在內(nèi)生解釋變量的情況，忽略被解釋變量為虛擬變量而直接使用線性概率模型的工具變量法將會(huì)導(dǎo)致不一致的參數(shù)估計(jì)量，很容易得到錯(cuò)誤的系數(shù)估計(jì)值[17]。另一方面，由于本文的內(nèi)生解釋變量為離散變量，并非連續(xù)變量，因而并不適合采用控制方程估計(jì)方法（Control function approach）。參照Dong和Lewbel（2012）的做法[18]，我們使用最大似然估計(jì)方法（Maximum likelihood approach）和特殊回歸變量方法（Special regressor approach）來(lái)估計(jì)存在離散內(nèi)生解釋變量的二值選擇模型。使用特殊回歸變量方法進(jìn)行估計(jì)時(shí)，由于農(nóng)戶年齡變量為連續(xù)變量且條件獨(dú)立于擾動(dòng)項(xiàng)，我們選擇農(nóng)戶年齡變量作為特殊回歸變量，因而最后回歸結(jié)果中并未出現(xiàn)其系數(shù)估計(jì)。當(dāng)考察新農(nóng)保增收效應(yīng)時(shí)，則采用二階段最小二乘法（2SLS）對(duì)回歸方程進(jìn)行估計(jì)。

三、新農(nóng)保的減貧效應(yīng)

（一）新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村居民貧困發(fā)生率的平均影響

新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村居民貧困發(fā)生概率影響的全樣本回歸結(jié)果顯示：“是否參加新農(nóng)?！睂?duì)貧困發(fā)生率的單變量回歸系數(shù)為-0.173，在1%的水平上顯著；在控制個(gè)人、家庭、村莊特征及省級(jí)固定效應(yīng)之后，參加新農(nóng)保的系數(shù)為-0.147，仍然在1%的水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明參加新農(nóng)保對(duì)農(nóng)民陷入貧困呈現(xiàn)出顯著的負(fù)向影響?！皡⒈Ｄ晗蕖弊鳛殛P(guān)鍵解釋變量時(shí)，單變量系數(shù)估計(jì)值為-0.069，引入控制變量后的系數(shù)為-0.060，估計(jì)值均在1%的水平上顯著為負(fù)，這意味著參保時(shí)間越長(zhǎng)，貧困發(fā)生的概率越低。引入工具變量后的最大似然估計(jì)（ML）及特殊回歸變量估計(jì)（SR）結(jié)果顯示，“參加新農(nóng)?！钡南禂?shù)分別為-0.569和-0.112，具有負(fù)向的顯著性。因此，從平均影響來(lái)看，新農(nóng)保具有降低參保人群貧困發(fā)生的效果。

其他解釋變量方面與現(xiàn)實(shí)情形也較為吻合?！澳挲g”和“家庭人口規(guī)?！钡南禂?shù)顯著為正，對(duì)于主要從事體力勞動(dòng)的農(nóng)村居民而言，年齡的增加意味著身體素質(zhì)和精力的下降，勞動(dòng)參與的減少使得貧困發(fā)生的概率增加；家庭規(guī)模越大，生活的成本越高，陷入貧困的可能性越大?！巴瓿筛咧薪逃焙汀按逋獬龃蚬け嚷省钡南禂?shù)顯著為負(fù)，教育作為人力資本的主要因素，可以提高生產(chǎn)的能力，從而增加個(gè)人收入；尋求更高的收入是農(nóng)村地區(qū)勞動(dòng)力外出的直接動(dòng)機(jī)，外出務(wù)工的比例越高，農(nóng)村居民的收入水平越高，對(duì)緩解家庭貧困有積極影響。

（二）按年齡分組考察新農(nóng)保的減貧效果

表2報(bào)告了新農(nóng)保減貧效應(yīng)按年齡分組的估計(jì)結(jié)果。第（1）、（3）列顯示，在年齡大于60歲分組下，以“是否參加新農(nóng)?！焙汀皡⒈Ｄ晗蕖睘殛P(guān)鍵解釋變量時(shí)，參數(shù)估計(jì)值均在1%的水平上顯著為負(fù)；第（2）列為引入工具變量后的結(jié)果，關(guān)鍵解釋變量的估計(jì)值在10%的水平上仍然顯著為負(fù)。這是因?yàn)閷?duì)該階段的農(nóng)民而言，無(wú)論之前是否繳費(fèi)，每年大約700元的基礎(chǔ)養(yǎng)老金補(bǔ)貼直接增加其收入，特別是對(duì)于個(gè)人收入較少或者幾乎沒(méi)有收入的農(nóng)民，這筆收入無(wú)疑能夠緩解流動(dòng)性約束，改善生活狀況，降低農(nóng)村老年人陷入貧困的可能性。

表2（4）—（6）列中年齡小于60歲組“參加新農(nóng)保”和“參保年限”的多元回歸估計(jì)值均為負(fù)數(shù)，但在統(tǒng)計(jì)上不具有顯著性。這表明，農(nóng)村居民并不會(huì)因?yàn)槔U費(fèi)而加劇其貧困，他們完全有能力承擔(dān)新農(nóng)保制度的繳費(fèi)，不會(huì)處于繳費(fèi)困境[19][20]。該結(jié)果同時(shí)也說(shuō)明，政府在公共財(cái)政內(nèi)的適度補(bǔ)貼能極大提高農(nóng)民的繳費(fèi)能力，對(duì)繳費(fèi)困難群體代繳部分或全部養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)這一制度設(shè)計(jì)，可以有效避免困難群體因參保而致貧返貧。值得注意的是，引入工具變量后“參加新農(nóng)?！钡墓烙?jì)值顯著為負(fù)，這一結(jié)果與理論預(yù)期相悖，究其原因，可能是新農(nóng)保參保實(shí)行“捆綁式”原則，即“新農(nóng)保制度實(shí)施時(shí)，已年滿60周歲的不用繳費(fèi)，可以按月領(lǐng)取基礎(chǔ)養(yǎng)老金，但其符合參保條件的子女應(yīng)當(dāng)參保繳費(fèi)”，該原則使得很多中青年農(nóng)民參保是為了家中老人可以領(lǐng)取基礎(chǔ)養(yǎng)老金。已有研究證明，普惠型養(yǎng)老金的發(fā)放會(huì)增加參保老人的經(jīng)濟(jì)獨(dú)立性，降低老人在經(jīng)濟(jì)來(lái)源和照料方面對(duì)子女的依賴[12][13]。因此，家中如有老人領(lǐng)取基礎(chǔ)養(yǎng)老金，可以減少子女的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)，也就增加了家庭中青年人口外出務(wù)工的可能，青年家庭獲得更多的收入，減少了貧困的發(fā)生。

四、新農(nóng)保對(duì)農(nóng)民收入的影響

（一）新農(nóng)保對(duì)農(nóng)民收入的平均影響

表3是新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村居民收入影響的全樣本回歸結(jié)果。（1）、（2）列報(bào)告了“是否參加新農(nóng)保”為關(guān)鍵解釋變量的多元回歸結(jié)果，參保變量的系數(shù)估計(jì)值在1%的水平上顯著為正；（3）、（4）列顯示了引入工具變量后，參保變量的系數(shù)在10%的水平上顯著為正，表明新農(nóng)保具有顯著的增收效果，使用工具變量后的估計(jì)值比OLS的估計(jì)值要大一些，這是因?yàn)閰⒓有罗r(nóng)保可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題造成OLS估計(jì)中的估計(jì)值偏??；（5）、（6）列則報(bào)告了以“參保年限”為關(guān)鍵解釋變量的結(jié)果，其系數(shù)估計(jì)值同樣顯著為正，說(shuō)明參保年限對(duì)農(nóng)村居民收入具有顯著的正向影響，即參保年限越長(zhǎng)，農(nóng)戶收入越高。“年齡”控制變量的系數(shù)均顯著為負(fù)，即隨著年齡的增加，農(nóng)村居民的收入逐漸減少，與減貧部分得到的結(jié)果一致，為確定新農(nóng)保對(duì)不同參保階段農(nóng)民收入的影響，本部分將按年齡分組進(jìn)一步討論。

（二）按年齡分組考察新農(nóng)保的增收效果

表4報(bào)告了新農(nóng)保增收效應(yīng)的分組估計(jì)結(jié)果。年齡大于等于60歲組的參數(shù)估計(jì)值在以“是否參加新農(nóng)保”和“參保年限”為解釋變量時(shí)均在1%的水平上顯著為正，引入工具變量后結(jié)果同樣顯著為正，表明對(duì)于60歲及以上的農(nóng)民而言，參加新農(nóng)保確實(shí)具有顯著的增收效果，且參保時(shí)間越長(zhǎng)，收入增長(zhǎng)越多。究其原因，一方面是源于個(gè)人賬戶的完全積累性，繳費(fèi)年限越久，個(gè)人賬戶累積儲(chǔ)蓄越多，60歲之后可得的養(yǎng)老金收入也越多；另一方面源于新農(nóng)保影響的時(shí)滯性，其政策效果要在一定時(shí)間后才能更好地顯現(xiàn)出來(lái)。小于60歲年齡組的變量估計(jì)值同樣為正，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著，說(shuō)明新農(nóng)保制度收入效應(yīng)體現(xiàn)在不同階段，但囿于養(yǎng)老金支付的低水平對(duì)中青年人的影響仍不明顯。因此，全樣本結(jié)果表明，新農(nóng)保的受益者主要是處于領(lǐng)保階段的農(nóng)村老年人，并且政策實(shí)施的時(shí)間越長(zhǎng)，老年人的收益越大。

綜上所述，本文的實(shí)證結(jié)果與理論預(yù)期基本一致，新農(nóng)保政策對(duì)于農(nóng)村居民具有減貧、增收效果。分組估計(jì)結(jié)果的差異也證明，新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村居民收入的影響確實(shí)存在異質(zhì)性，即不同參保階段的農(nóng)民受益程度有顯著差別：處于領(lǐng)保階段的農(nóng)民從參加新農(nóng)保中受益更多，也更為顯著，既減少了貧困發(fā)生的概率，又增加了農(nóng)民收入；而處于繳費(fèi)階段的農(nóng)民并沒(méi)有因?yàn)閰⒈ＹM(fèi)用陷入貧困或增加經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，從某種程度上甚至起到了減貧的效果。此外，從結(jié)果的穩(wěn)健性來(lái)講，本文實(shí)證部分運(yùn)用多種計(jì)量方法估計(jì)的結(jié)果一致，證明本文的實(shí)證結(jié)果是可靠的。

五、結(jié)論與政策建議

本文從理論上對(duì)新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的減貧、增收效應(yīng)進(jìn)行了系統(tǒng)的分析，并在此基礎(chǔ)上使用中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查2011年全國(guó)基線調(diào)查數(shù)據(jù)，采用多元回歸、離散選擇模型以及工具變量法等多種計(jì)量模型，從實(shí)證角度對(duì)全國(guó)范圍內(nèi)新農(nóng)保的減貧增收效果進(jìn)行了評(píng)估。本文的研究結(jié)果表明，參加新農(nóng)保顯著降低了農(nóng)村居民貧困發(fā)生的概率，提高了農(nóng)村居民的收入水平。進(jìn)一步地，按年齡分組的實(shí)證結(jié)果表明，作為主要目標(biāo)群體的農(nóng)村老年人受政策影響更為顯著，但參保子女從新農(nóng)保中同樣受益。因此，從短期來(lái)看，新農(nóng)保已經(jīng)取得了初步成效，對(duì)提高農(nóng)民收入、減少貧困發(fā)生起到了積極作用，增強(qiáng)了農(nóng)民的經(jīng)濟(jì)保障能力，完成了預(yù)期的政策目標(biāo)。與此同時(shí)，新農(nóng)保對(duì)參保家庭代際的影響已經(jīng)初步顯現(xiàn)，這就要求我們?cè)谘芯啃罗r(nóng)保效應(yīng)的相關(guān)問(wèn)題時(shí)，需要考慮到代際的相互作用。

盡管已經(jīng)證實(shí)新農(nóng)?；就瓿闪嗽黾愚r(nóng)民收入、減少貧困的目標(biāo)，不過(guò)也應(yīng)該看到新農(nóng)保當(dāng)前統(tǒng)籌層級(jí)較低，保障力度偏小的短板。農(nóng)民雖然沒(méi)有繳費(fèi)能力風(fēng)險(xiǎn)，但是由于繳費(fèi)較少造成個(gè)人賬戶累計(jì)薄弱，導(dǎo)致養(yǎng)老金保障能力不足，養(yǎng)老金支付水平遠(yuǎn)不能滿足農(nóng)民的養(yǎng)老需求。與南非等國(guó)實(shí)施社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)相比，新農(nóng)保發(fā)揮的作用十分有限，這是因?yàn)槟壳靶罗r(nóng)保的養(yǎng)老金支付水平較低，每年660元的基礎(chǔ)養(yǎng)老金水平，僅為2010年全國(guó)農(nóng)村居民人均純收入的11.15%，而南非2005年發(fā)放養(yǎng)老金標(biāo)準(zhǔn)約為130美元/月，相當(dāng)于人均收入中位數(shù)的兩倍。若要真正實(shí)現(xiàn)農(nóng)民老有所養(yǎng)，新農(nóng)保政策仍需在以下方面繼續(xù)完善：其一，加大財(cái)政補(bǔ)助力度，逐步提高養(yǎng)老金待遇。為此，中央財(cái)政需要增加支持力度，地方財(cái)政根據(jù)實(shí)地情況適時(shí)補(bǔ)充；個(gè)人賬戶方面要拓展新農(nóng)?；鹜顿Y渠道，在確保基金安全的前提下積極開(kāi)展商業(yè)化運(yùn)營(yíng)，以提高個(gè)人賬戶基金的收益率。個(gè)人賬戶與統(tǒng)籌賬戶雙管齊下，鞏固新農(nóng)保的養(yǎng)老保障能力。其二，新農(nóng)保應(yīng)盡快實(shí)現(xiàn)從“制度全覆蓋”到“人群全覆蓋”。政府應(yīng)該特別關(guān)注貧困農(nóng)民的參保問(wèn)題，本文已證明參保不會(huì)致貧返貧，且具有普遍意義的增收減貧效果，應(yīng)吸納更多繳費(fèi)困難農(nóng)民加入，加大對(duì)繳費(fèi)困難群體的傾斜力度，更大范圍內(nèi)發(fā)揮新農(nóng)保作為具有福利性的社會(huì)保障制度的作用。其三，要確保新農(nóng)保繳費(fèi)的財(cái)政支持機(jī)制，充分發(fā)揮政府財(cái)政補(bǔ)貼的激勵(lì)效應(yīng)。一方面，在農(nóng)民繳費(fèi)能力的范圍內(nèi)，適當(dāng)提高最低繳費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)，因地制宜增加可選擇的繳費(fèi)檔次，明確多繳多得的財(cái)政補(bǔ)貼機(jī)制。另一方面，加大新農(nóng)保宣傳力度，積極探索建立激勵(lì)與約束機(jī)制，激勵(lì)中青年農(nóng)民群體積極參保、及早參保，以增強(qiáng)新農(nóng)保制度的穩(wěn)定性。

參 考 文 獻(xiàn)

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[責(zé)任編輯 國(guó)勝鐵]