新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)民消費(fèi)水平的影響研究

摘要：本文利用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2010年和2014年的面板數(shù)據(jù)，建立雙重差分模型，對(duì)“新農(nóng)?！睂?duì)農(nóng)民消費(fèi)水平的影響進(jìn)行實(shí)證研究。實(shí)證結(jié)果表明，“新農(nóng)?！迸c60歲以上農(nóng)民家庭基礎(chǔ)性消費(fèi)支出顯著負(fù)相關(guān)，對(duì)60歲以上農(nóng)民家庭高層次消費(fèi)支出有負(fù)影響的傾向，但不顯著。進(jìn)一步將樣本按家庭收入水平分類(lèi)研究，發(fā)現(xiàn)“新農(nóng)保”對(duì)不同收入農(nóng)民家庭消費(fèi)水平的影響存在差異性，但是不顯著。

關(guān)鍵詞：新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)；農(nóng)民消費(fèi)水平；雙重差分模型

中圖分類(lèi)號(hào)：F126.1文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1008-4428（2019）03-0178-03

一、 引言

養(yǎng)老保險(xiǎn)問(wèn)題一直是我國(guó)的重要民生問(wèn)題，特別是農(nóng)民養(yǎng)老問(wèn)題更是重中之重。1986年起，政府在部分地區(qū)試行農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)（簡(jiǎn)稱(chēng)“老農(nóng)?！保?，1992年在全國(guó)范圍內(nèi)推行。但是由于當(dāng)時(shí)時(shí)代背景等原因，“老農(nóng)?！钡耐菩胁](méi)有改善農(nóng)村老年人養(yǎng)老問(wèn)題。為了解決新時(shí)代我國(guó)農(nóng)民養(yǎng)老問(wèn)題，2009年9月國(guó)務(wù)院決定在全國(guó)推行新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)（簡(jiǎn)稱(chēng)“新農(nóng)?！保┰圏c(diǎn)。2012年基本實(shí)現(xiàn)新農(nóng)保和城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)全覆蓋。2014年“新農(nóng)?！迸c“城居保”并軌，建立全國(guó)統(tǒng)一的城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，預(yù)計(jì)2020年之前基本實(shí)現(xiàn)對(duì)農(nóng)村適齡居民的全覆蓋。

“新農(nóng)?！闭呤艿絿?guó)家政府強(qiáng)力支持的同時(shí)也擔(dān)負(fù)著解決農(nóng)民養(yǎng)老問(wèn)題、帶動(dòng)農(nóng)民消費(fèi)支出、拉動(dòng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的責(zé)任和義務(wù)?？墒恰靶罗r(nóng)?！闭娴膶?duì)農(nóng)民消費(fèi)水平有影響嗎？如有影響，影響程度如何？如無(wú)影響，為什么？本文采用中國(guó)家庭調(diào)查數(shù)據(jù)收集60歲以上農(nóng)村家庭參保情況，對(duì)這些問(wèn)題進(jìn)行實(shí)證研究。

二、 文獻(xiàn)綜述

新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)（簡(jiǎn)稱(chēng)“新農(nóng)?！保┳?009年提出以來(lái)，就受到各界學(xué)者的關(guān)注，但卻一直沒(méi)有一致的結(jié)論，反而出現(xiàn)了兩種截然不同的結(jié)論。一部分學(xué)者認(rèn)為“新農(nóng)?！睂?duì)農(nóng)民消費(fèi)有顯著的促進(jìn)作用。如范辰辰，李文（2015）對(duì)山東省的實(shí)地，張芳芳，陸習(xí)定等人（2017）對(duì)浙江省的調(diào)研，黃宏偉，胡浩鈺（2018）使用CHARLS 2011和2013年兩期數(shù)據(jù)采用雙重差分法得出“新農(nóng)保”對(duì)農(nóng)村家庭生存型消費(fèi)具有顯著的促進(jìn)作用。另一部分學(xué)者認(rèn)為“新農(nóng)?！睂?duì)農(nóng)民家庭消費(fèi)促進(jìn)作用并不顯著，甚至出現(xiàn)抑制作用。于建華，魏欣芝（2014）運(yùn)用“新農(nóng)?！闭皆圏c(diǎn)前后共6年的面板數(shù)據(jù)，建立Panel Data 線(xiàn)性模型，實(shí)證證明制度建立與否對(duì)農(nóng)民消費(fèi)水平?jīng)]有顯著影響。于大川，趙小仕（2017）認(rèn)為“新農(nóng)?！睂?duì)農(nóng)民的消費(fèi)支出有顯著的負(fù)向作用。

綜上所述，國(guó)內(nèi)相關(guān)文獻(xiàn)為本文的研究提供了重要的參考價(jià)值，但也存在一些不足之處?，F(xiàn)有文獻(xiàn)雖采用較多實(shí)證模型實(shí)證分析，但是時(shí)效性較弱。此外，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多從宏觀(guān)層面研究“新農(nóng)?！闭叩挠绊懽饔?，對(duì)“新農(nóng)?！闭咔昂缶哂嗅槍?duì)性的對(duì)比關(guān)注較少?；诖耍疚牡呢暙I(xiàn)主要體現(xiàn)在兩方面：一方面，本文利用CFPS 2010年和2014年兩期全國(guó)性數(shù)據(jù)，采用更契合當(dāng)下經(jīng)濟(jì)發(fā)展的數(shù)據(jù)，讓研究更有時(shí)效性和科學(xué)性。另一方面，本文把消費(fèi)支出分為基礎(chǔ)性消費(fèi)支出和高層次消費(fèi)支出，進(jìn)一步把樣本家庭分為低收入家庭和高收入家庭，使得研究對(duì)象、研究?jī)?nèi)容更具有針對(duì)性，為學(xué)者們進(jìn)行此研究提供新的思路。

三、 模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說(shuō)明

（一）模型設(shè)定

本文通過(guò)對(duì)比2010年和2014年的農(nóng)民家庭參加新農(nóng)保前后消費(fèi)水平的變化來(lái)估計(jì)“新農(nóng)?！睂?duì)農(nóng)民消費(fèi)水平的影響。為了減少不可觀(guān)測(cè)因素對(duì)實(shí)證結(jié)果的影響，本文利用面板數(shù)據(jù)的優(yōu)勢(shì)，采用雙重差分方法解決內(nèi)生性問(wèn)題。構(gòu)建DID模型方程為：

ln（Yit）=β0+β1treatment+β2aftert+β3treatment×aftert+β4xit+β5zi+εit

式中下標(biāo)i代表農(nóng)民家庭個(gè)體，t代表時(shí)間；Yit為被解釋變量，treatment和after為關(guān)鍵解釋變量，xit為控制變量；zi為家庭所在地區(qū)的固定效應(yīng)，用來(lái)控制地區(qū)間不可觀(guān)測(cè)情況；εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；β0，β1，β2，β3，β4，β5為待估計(jì)參數(shù)。

（二）變量設(shè)定

1. 被解釋變量

CFPS調(diào)查問(wèn)卷把居民消費(fèi)細(xì)分為不同的種類(lèi)：每月的伙食費(fèi)、水電費(fèi)、交通費(fèi)等以及過(guò)去12個(gè)月的衣著消費(fèi)、文化娛樂(lè)支出、旅游支出、家具耐用品、醫(yī)療保健等。在因變量的選擇上，本文通過(guò)對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行分類(lèi)，把農(nóng)民消費(fèi)支出主要分為兩個(gè)層次：一是基礎(chǔ)性消費(fèi)，基礎(chǔ)性消費(fèi)主要是農(nóng)民的日常消費(fèi)支出：食物、衣著、水電、交通通信支出及其他家庭雜事支出等；二是滿(mǎn)足較高層次需求的消費(fèi)支出，定為高層次消費(fèi)，包含醫(yī)療保健、家具耐用品、旅游休閑、購(gòu)房、汽車(chē)等方面的支出。其中，CFPS調(diào)查問(wèn)卷對(duì)基礎(chǔ)性消費(fèi)支出均以“每月”為時(shí)間單位進(jìn)行詢(xún)問(wèn)，本文為了其與高層次消費(fèi)較好的比較均把他們乘以12，以12個(gè)月為計(jì)量單位。高層次消費(fèi)支出仍是按照調(diào)查問(wèn)卷單位以“過(guò)去12個(gè)月”為計(jì)量單位。兩個(gè)層次的消費(fèi)支出均為數(shù)值型變量，為方便比較分析，因變量采取自然對(duì)數(shù)形式。

2. 關(guān)鍵解釋變量

關(guān)鍵解釋變量treatment為領(lǐng)取養(yǎng)老金家庭與未領(lǐng)取養(yǎng)老金家庭的虛擬變量，當(dāng)賦值為1時(shí)，意味樣本家庭中戶(hù)主與配偶至少有一人在2014年領(lǐng)取養(yǎng)老金，賦值為0表示該家庭在兩年均沒(méi)有領(lǐng)取養(yǎng)老金。關(guān)鍵解釋變量aftert代表年份虛擬變量，將2014年賦值為1，2010年賦值為0。另外treatment×aftert是“新農(nóng)?！敝贫扰c年份變量的交互項(xiàng)。

3. 控制變量

農(nóng)民的消費(fèi)支出與其個(gè)體、家庭、經(jīng)濟(jì)特征等有密切關(guān)系，本文將這三種影響因素細(xì)化為年齡、性別、婚姻狀況、教育程度、家庭人口規(guī)模，家庭人均收入、家庭資產(chǎn)積累。

（三）數(shù)據(jù)來(lái)源與統(tǒng)計(jì)描述

1. 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所使用的數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS），其旨在通過(guò)跟蹤收集個(gè)體、家庭、社區(qū)的數(shù)據(jù)來(lái)反映社會(huì)的變遷，從而為學(xué)術(shù)研究提供數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。CFPS調(diào)查問(wèn)卷由四種問(wèn)卷類(lèi)型組成：社區(qū)問(wèn)卷、家庭問(wèn)卷、成人問(wèn)卷和少兒?jiǎn)柧?。本文使用的?010年和2014年成人問(wèn)卷和家庭問(wèn)卷中的相關(guān)變量。

在數(shù)據(jù)處理上，本文研究的主要對(duì)象是農(nóng)村地區(qū)2010年未參加“新農(nóng)?！钡募彝ィ以摷彝ピ?014年家庭所在地區(qū)已經(jīng)納入“新農(nóng)?！痹圏c(diǎn)，此外，該家庭成員2014年至少一名達(dá)到60歲以上。樣本選擇依據(jù)為：①受訪(fǎng)者家庭2010年未參加新農(nóng)保；②受訪(fǎng)者本人及配偶在2010和2014年均為農(nóng)村戶(hù)籍，且至少有一人在2014年時(shí)年齡達(dá)60歲以上。本文將家庭中的主要受訪(fǎng)者定義成一個(gè)虛擬“戶(hù)主”，剔除包含缺失值和異常值的樣本以及戶(hù)主2014年不足60歲的樣本后，剩下415個(gè)家庭樣本，其中228個(gè)家庭2014年領(lǐng)取“新農(nóng)?！别B(yǎng)老金，187個(gè)家庭2014年沒(méi)有領(lǐng)取“新農(nóng)?！别B(yǎng)老金，領(lǐng)取率達(dá)55%。

2. 統(tǒng)計(jì)描述

如表1所示，2010年未參保家庭基礎(chǔ)消費(fèi)均值為14917.91元，2014年參保和未參保家庭基礎(chǔ)性消費(fèi)均值為22995.1元。2010年未參保家庭高層次消費(fèi)均值17220.33元，2014年參保和未參保家庭高層次消費(fèi)均值為13805.75元。這似乎預(yù)示著參與“新農(nóng)?！睂?duì)農(nóng)民基礎(chǔ)消費(fèi)有促進(jìn)作用，而對(duì)高層次消費(fèi)具有抑制作用。但是描述性統(tǒng)計(jì)沒(méi)有同時(shí)控制其他變量對(duì)消費(fèi)的影響，因此還不能得出結(jié)論，需要進(jìn)一步地進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

由表4可知，在控制其他變量的情況下，“新農(nóng)保”雖然對(duì)低收入和高收入家庭消費(fèi)水平有影響，但是并不顯著。雖然從回歸系數(shù)符號(hào)來(lái)看，享受“新農(nóng)保”具有抑制低收入家庭基礎(chǔ)性消費(fèi)和促進(jìn)其高層次消費(fèi)傾向，以及享受“新農(nóng)?！本哂幸种聘呤杖爰彝セA(chǔ)性和高層次消費(fèi)的傾向，但是這一結(jié)果不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。這與描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果不符?？赡苁且?yàn)?，雖然領(lǐng)取“新農(nóng)?！蹦軌蛟黾?0歲以上農(nóng)民家庭的可支配收入，但是并不意味著消費(fèi)支出也會(huì)增加。因?yàn)轭I(lǐng)取“新農(nóng)保”收入遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于生活成本，而且隨著農(nóng)村地區(qū)的發(fā)展，農(nóng)民的生活水平也在不斷地提高，農(nóng)民消費(fèi)項(xiàng)目豐富化，微弱的養(yǎng)老金收入對(duì)可支配收入的細(xì)微提升，已經(jīng)無(wú)法滿(mǎn)足農(nóng)民日益增長(zhǎng)的對(duì)美好生活的向往。

從表4得出，控制變量在分群體樣本中和總體樣本中的回歸結(jié)果存在些許差異。第一，不管是在低收入家庭還是在高收入家庭，家庭資產(chǎn)對(duì)基礎(chǔ)性消費(fèi)和高層次消費(fèi)都是顯著正相關(guān)，這與總體樣本回歸結(jié)果一樣。第二，家庭年收入在總體樣本中，對(duì)基礎(chǔ)性消費(fèi)支出顯著正相關(guān)。而在分群體樣本中，對(duì)低收入家庭基礎(chǔ)性消費(fèi)支出顯著正相關(guān)，而且對(duì)高收入家庭高層次消費(fèi)支出正相關(guān)，但是對(duì)高收入基礎(chǔ)性消費(fèi)支出影響不顯著。第三，年齡和家庭成員在總樣本中不顯著，但對(duì)分樣本群體部分有顯著影響。年齡對(duì)高收入家庭高層次消費(fèi)支出有顯著正影響，家庭成員對(duì)高收入家庭高層次消費(fèi)支出有顯著負(fù)影響。年齡越高、家庭成員越少的高收入家庭高層次消費(fèi)支出越多。因?yàn)槟挲g越高，家庭醫(yī)療支出消費(fèi)越多，對(duì)于高收入家庭來(lái)說(shuō)他們也有能力負(fù)擔(dān)得起消費(fèi)支出；家庭成員越少的高收入家庭，收入越大于支出，相對(duì)的他們對(duì)文娛休閑活動(dòng)支出就會(huì)增多。

五、 結(jié)論及政策建議

本文利用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2010年和2014年的面板數(shù)據(jù)，建立雙重差分模型，對(duì)“新農(nóng)?！睂?duì)農(nóng)民消費(fèi)水平的影響進(jìn)行實(shí)證研究。得出如下結(jié)論：①“新農(nóng)?！睂?duì)60歲以上農(nóng)民家庭基礎(chǔ)性消費(fèi)支出有明顯的負(fù)向影響，對(duì)60歲以上農(nóng)民家庭高層次消費(fèi)支出有影響的傾向，但不顯著。②“新農(nóng)?！睂?duì)不同收入農(nóng)民家庭消費(fèi)水平的影響存在差異性，但是不顯著。對(duì)低收入家庭的基礎(chǔ)性消費(fèi)支出有負(fù)影響的傾向，對(duì)其高層次消費(fèi)支出有促進(jìn)傾向。對(duì)高收入家庭基礎(chǔ)性消費(fèi)支出和高層次消費(fèi)支出有負(fù)影響傾向。加大“新農(nóng)?！睂?duì)農(nóng)民消費(fèi)水平的刺激作用，政府及社會(huì)各界仍需加大努力。政府加大宣傳力度，從多方面增加對(duì)農(nóng)民的生活保障力度。農(nóng)民積極參與“新農(nóng)?！别B(yǎng)老保險(xiǎn)知識(shí)，正確學(xué)習(xí)相關(guān)政策。

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作者簡(jiǎn)介：

劉亞，女，河南駐馬店市人，河南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)專(zhuān)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)碩士，研究方向：社會(huì)保障。