新農保對農村老年居民消費的影響研究

新型農村養(yǎng)老保險（新農保）是農村社會保障體系中重要的一項，其發(fā)展和完善能夠穩(wěn)定農民的老年預期，促進消費的增長。利用2013年中國健康與養(yǎng)老追蹤調查數據(CHARLS)，評估新農保對農村老年消費支出的影響，可以發(fā)現：（1）新農保養(yǎng)老金每增加1%，當期老人的消費將增加0.218%；（2）新農保對不同群組老年人的消費影響存在異質性，如對中東部老年人的消費并未造成顯著性影響，但西部老年人養(yǎng)老金每增加1%，當期消費增加0.249%；（3）老年人金融資產對消費的促進作用小于新農保的政策效應；（4）新農保縮小了不同地區(qū)、不同身體狀況以及不同年齡段老年人間的消費差距，促進了基本公共服務均等化。對此，應提高新農保支付水平，尤其是西部地區(qū)，同時促進多元養(yǎng)老主體間的協(xié)同供給；降低老年人醫(yī)療自付比重、增加高齡津貼及長期護理補貼等，以改善老年人間的消費差距。

一、引言與文獻綜述

老年是生命周期中消費水平較高而收入較低的階段，隨著人口老齡化的發(fā)展，老年消費已經成為居民消費的一個重要組成部分。但是相比老齡化的其他熱點問題，學界對老年消費的研究還處于起步階段。[1]中共中央于2009年推出新型農村社會養(yǎng)老險（簡稱“新農?！保?，其主要政策目標是實現農村居民老有所養(yǎng)，而老年人的消費支出是衡量老有所養(yǎng)的重要經濟指標。

國內外關于社會保障對消費影響的研究較為豐富。其理論基礎可以追溯到莫迪利亞尼提出的消費和儲蓄的生命周期理論。[2]費爾德斯坦對此進行了豐富和擴展，認為社會養(yǎng)老保險制度影響個體生命周期內的收入流，進而影響其消費和儲蓄決策，其凈影響由財富的引致退休效應與替代效應的作用大小決定。[3]費爾德斯坦和利布曼在一個不考慮借貸約束及不確定性的生命周期消費儲蓄模型中，發(fā)現養(yǎng)老金和消費、儲蓄之間的關系取決于養(yǎng)老保險收益和繳費的相對關系，養(yǎng)老保險收益與繳費相當時，不影響當期消費；如果收益大于繳費，則會增加消費，否則降低消費。[4]考特利克夫的研究表明社會養(yǎng)老保險對不同資產家庭、教育程度人群的消費和儲蓄決策影響具有較大異質性。[5]而坎特和菲什巴克、恩根和格魯伯等人的研究表明社會保障體系對居民消費具有顯著促進作用。[6][7]凱斯和迪頓發(fā)現養(yǎng)老金能改善南非老年人的生活條件，保證營養(yǎng)狀況和增加老人消費支出。[8]范和劉研究發(fā)現臺灣地區(qū)農民養(yǎng)老金盡管對子女的經濟支持存在一定程度的擠出效應，但仍然在總量上增加了老人收入，改善了老人的經濟資源和營養(yǎng)物質條件。[9]

國內相關實證研究的成果主要有，王曉霞、孫華臣通過Granger因果關系檢驗發(fā)現社會保障支出是影響消費需求變化的一個因素,在定量關系上,社會保障支出每增加1%,消費需求將會減少0.37%。[10]王旭光等利用中國家庭追蹤數據庫年度數據，研究發(fā)現：對于未滿60歲的個體而言，新農保對其消費、儲蓄行為影響不顯著，而對已滿60歲可以領取養(yǎng)老金的個體，新農保對其具有顯著的促進作用。[11]劉暢以中國1989—2005年的社會保障支出水平和居民消費數據為樣本,實證結果表明社會保障支出每增加1個單位,能帶動居民消費同向變動0.621個單位。[12]蔣彧、全夢貞利用我國2002—2015年省際數據進行實證研究，表明我國養(yǎng)老保險水平的提高對城鎮(zhèn)居民消費具有明顯的促進作用。[13]沈毅、穆懷中利用2011年全國31個省（市）的統(tǒng)計數據進行回歸分析，結果表明農村養(yǎng)老基金平均每增加1億元支出，可以擴大農村居民生活消費支出大約18億元。[12]岳愛等利用全國性農戶層面隨機抽樣調查數據進行實證分析，結果表明“新農?！闭邔嵤┖髤⒈＾r戶的家庭日常消費支出顯著高于未參保農戶。[14]張川川等使用2011年中國健康與養(yǎng)老追蹤調查數據進行實證分析，結果表明，“新農?！闭唢@著提高了農村老人的收入、減少了貧困的發(fā)生、提高了其主觀福利，并在一定程度上促進了家庭消費。[15]

國內外相關文獻對本文研究具有重要借鑒價值，但是由于國情各異，養(yǎng)老金的籌資模式、計發(fā)方式和支付水平不同，各國社會養(yǎng)老保險對居民消費的影響也不一樣。即使在中國，由于各地居民的文化傳統(tǒng)、生活水平以及消費理念的差異，使得養(yǎng)老保險對城鄉(xiāng)居民甚至農村不同地區(qū)居民的消費影響存在異質性。目前國內已有研究主要集中于城市養(yǎng)老保險對居民家庭消費的影響，但針對新農保對農村居民消費影響的實證分析十分有限，研究仍然存在一些不足。如沈毅、穆懷中使用31?。ㄊ校┑暮暧^數據，不可能考慮個體家庭微觀特征的影響，以及新農保對不同群體居民的消費影響；岳愛等使用自己調查的微觀數據，考慮了家庭特征，針對全員參保農戶和未全部參保農戶的消費影響進行了對比分析，但是無法知曉新農保對居民消費的邊際作用水平。

目前還沒有針對農村老年居民消費影響的專題文獻，只是在研究農村居民生活質量或新農保政策實施效果時，涉及老年消費問題。本文將根據新農保的制度特征，借鑒已有文獻的計量分析方法，基于收入消費理論，采用2013年中國健康與養(yǎng)老追蹤調查(CHARLS)高質量的大型微觀數據。為了區(qū)分新農保與其他養(yǎng)老金的消費效應，選擇60歲以上只領取新農保養(yǎng)老金的農村戶籍或城鄉(xiāng)居民戶口的老年人為樣本，實證研究新農保對農村老年居民消費支出的促進水平，以及新農保對不同群組老年人的消費影響。

二、新農保對農村老年居民消費影響的機理分析與模型構建

根據國發(fā)【2009】32號文件規(guī)定①,新農保的創(chuàng)新突出表現在待遇支付和籌資原則上，養(yǎng)老待遇包括基礎養(yǎng)老金和個人賬戶部分。其中最低標準的基礎養(yǎng)老金由國家財政全額支付，目前標準是人均每月70元。領取年齡要求達到60周歲，對于新農保開始實施時已年滿60周歲，又未享受城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險待遇的居民不用繳費，就可以按月領取基礎養(yǎng)老金，要求其符合參保條件的子女必須參保繳費。由于新農保實施時間還不長，所以目前60歲以上農村老人領取的養(yǎng)老金主要是基礎養(yǎng)老金，而基礎養(yǎng)老金又具有非繳費性和普惠性，已經成為農村老人一筆不菲的收入。②而基礎養(yǎng)老金由國家財政保障支付，具有終生性。根據弗里德曼的收入假說理論，消費水平取決于持久收入而不是暫時性收入，如果收入的變動是持久的，增加的大部分收入將會用于消費，否則就會被儲蓄。

當然，新農保在增加老人收入來源的同時，對子女的代際支持可能存在“擠出效應”，如陳華帥、曾毅研究發(fā)現農村老人的養(yǎng)老金在平均值基礎上每增加1元，將導致子女的經濟支持減少0.808元。但是總體上仍然增加了老年人的凈收入，而且大多數研究表明養(yǎng)老金會促進消費。[15]根據以上研究和理論推理，本文假設新農保增強了農村老人未來收入預期，降低了他們的預防性儲蓄動機，有利于促進農村老人消費。當然，新農保擴大農村老人消費效應的假定，還需要進一步的實證分析才能加以判斷。

基于以上的理論分析和研究假設，構建本文的實證分析模型(1)。

本文的因變量是農村老年家庭人均日常生活消費支出，主要自變量是農村老人領取的年養(yǎng)老金額。考慮其他家庭特征也可能影響老年家庭日常消費，因此在模型(1)中還控制了性別、年齡、配偶、地區(qū)、健康狀況、老年家戶資產等變量。

其中，y代表農村老年家庭日常生活消費支出，包括衣著消費、旅游支出、取暖、耐用品、教育培訓、醫(yī)療、保健、購車、交通通訊等13個項目的貨幣性支出；I代表農村老人領取的年養(yǎng)老金額，X代表一組外生控制變量集。除了主要自變量年養(yǎng)老金額外，最終進入模型的控制變量有7個，其中4個定性指標是性別、配偶、居住地區(qū)、自評健康情況；3個定量指標包括年齡、健在子女數、老年家戶金融資產（包括現金和儲蓄）。

三、數據來源與變量說明

本文使用的數據來自中國健康與養(yǎng)老追蹤調查 （China Health and Retirement Longitudinal Study,CHARLS），CHARLS旨在收集一套代表中國45歲及以上中老年人家庭和個人的高質量微觀數據，全國基線調查于2011年開展，覆蓋150個縣級單位、450個村級單位、約1萬戶家庭中的1.7萬人。這些樣本以后每兩年追蹤一次，數據整理一年后向學術界公開，本文使用2013年跟蹤調查數據，是截至目前所能獲取的最新數據。為了區(qū)分新農保政策效應與其他形式養(yǎng)老金的效應，本文選擇只領取新農保養(yǎng)老金的農村戶籍或城鄉(xiāng)居民戶口的60歲以上老人為樣本，剔除缺失值后的樣本量為1900個。1900個樣本涵蓋全國28個省份，大約一半的縣（市、區(qū)），具有廣泛的地域代表性和大樣本特征。

本文最終進入計量模型的自變量共有8個，其中啞變量居住地區(qū)分為東（包括東北地區(qū)）、中、西部，為了用定性自變量反映地區(qū)情況，構造了如下2個0-1型自變量：以中部為參照組，“東部”=1，“其他”=0；“西部”=1，“其他”為0；“東部”和“西部”同時為0表示“中部”。自評健康是基于問卷中“您覺得您的健康狀況是很好、好、一般、不好、很不好”的回答。本文將健康狀況由原來的5個等級處理成3個等級，“很好”“好”合并為“健康狀況好”；“不好”“很不好”合并為“健康狀況差”。同理，為了反映身體健康狀況，引入如下2個0-1型自變量：以健康情況好為參照組，“健康狀況一般”=1、“其他”=0；“健康狀況差”=1，“其他”=0；“健康狀況一般”和“健康狀況差”同時為0表示健康情況為好。本文將年齡分為低齡、中齡和高齡，分別界定為60-69歲、70-79歲、80歲以上，實際樣本在63歲-95歲之間，平均值為71.43歲。為了避免模型產生異方差，對老年家庭人均年消費支出、年養(yǎng)老金額、老年家庭年金融資產進行了對數處理。變量說明與樣本的描述統(tǒng)計具體情況見表1。

表1 變量說明及樣本的描述性統(tǒng)計

四、實證結果與分析

（一）新農保對老年居民消費支出的影響

表2是新農保對老年居民消費影響的估計結果，回歸方程整體顯著。為了進一步驗證模型是否存在異方差，采用懷特（White）檢驗。檢驗的零假設是殘差不存在異方差性，懷特檢驗的收尾概率P=0.0865，得出接受原假設，則模型在5%的顯著性水平下不存在異方差。

根據估計結果，在其他情況不變的前提下，新農保養(yǎng)老金年均每增加1%，當期老年居民消費支出平均增加0.218%，按照本文樣本的平均數據計算，養(yǎng)老金每增加1元，老年人均消費相應增加0.74元，即邊際消費傾向為0.74。說明新農保養(yǎng)老金基本用于老人日常生活消費，能有效改善農村老人的消費水平。這與弗里德曼的收入假說理論相吻合，因為新農保養(yǎng)老金是一項持久的收入，它大部分將用于消費，而不是被儲蓄。此外，農村老人收入水平較低，其邊際消費傾向更高，如果增加養(yǎng)老金待遇能夠有效促進農村老人的消費支出。

但是其總體效應還是非常有限，其主要原因是新農保的支付水平較低。按照目前全國統(tǒng)一基礎養(yǎng)老金標準每月70元計算，年支付水平為840元，僅占2015年農村人均收入11422元的7.4%。此外，新農保養(yǎng)老金對子女的代際支持可能存在“擠出效應”，如2011年參保老人所獲得子女的代際年支持金額相對未參保老人減少了587.1元，占同期養(yǎng)老金均值的62.4%。[17]“擠出效應”會削弱新農保對老年消費的促進作用，同時，還會降低老人的家庭贍養(yǎng)預期以及對子女的養(yǎng)老期待，從而增強預防性儲蓄動機，降低消費水平。

老年家庭金融資產年均每增加1%，老年居民消費支出相應增加0.115%，小于養(yǎng)老金對消費的拉動作用。因為新農保養(yǎng)老金具有持久性，降低了老人預防性儲蓄動機，更有利于刺激消費。老人年齡每增加1歲，其家庭消費將平均減少0.027%。因為隨著年齡增長，老人的支付能力降低，消費行為更加節(jié)儉，吃用開支相應減少。這與張嶺泉等、李培林和張翼等學者的研究觀點基本相同。[18][19]但是，理論上老人的身體素質隨著年齡的增加而惡化，應該產生更多的醫(yī)療費用支出。可能的解釋是老人自付的醫(yī)療費用增幅小于其他消費項目的減幅。可見，完善城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險，不僅能抑制老人體質惡化的速度，而且還能增加老人用于健康投資的支出。

子女數每增加1個，家庭消費平均增加0.088%，這與傳統(tǒng)的多子多福較為一致，當然對消費的影響力度較小。在5%顯著性水平下，性別對老人消費的影響暫時沒有差異；有偶老人的平均消費要比無偶老人的高。東部老人家庭消費最高，中西部地區(qū)老人家庭消費暫時沒有顯著差異。健康狀況不好的老年居民消費支出比健康狀況好的更多，其中健康狀況差的老人消費支出最多，可能原因是身體差的老人醫(yī)療支出更多，而醫(yī)療支出是老人最大的貨幣性消費支出，平均占比高達50%。③

表2 新農保對老年居民消費影響的估計結果

（二）新農保對不同群組老年居民消費支出的影響

不同群組老人因為經濟能力、消費水平、健康狀況甚至消費理念的不同，將可能造成新農保對不同群組老人的消費影響在統(tǒng)計學意義上存在異質性。對政策影響異質性的研究有助于問題的深入認識以及政策建議的針對性。對此，本文將按照年齡、健康狀況、地區(qū)進行分組估計以檢驗模型的穩(wěn)健性，表3是分組估計的結果。年齡是影響老人消費的重要因素，低齡、中齡、高齡老人的消費支出結構和總量會有所差異。根據年齡分組的估計結果，除了高齡老人組外，中、低齡老人組的回歸方程總體顯著；除了健康狀況較差的老人組，身體健康和一般老人組的回歸方程總體顯著；按地區(qū)分組估計的三組回歸方程總體均顯著。

根據分年齡估計結果，新農保養(yǎng)老金平均每增加1%，中齡老人的消費支出增幅略高于低齡老人。家戶金融資產平均每增加1%，低齡老人的消費支出相應增加0.092%，而中齡老人增加更多，為0.135%。根據身體健康狀況分組估計，新農保養(yǎng)老金對身體較好老人的消費影響暫時不顯著；身體一般老人的養(yǎng)老金平均每增加1%，其消費支出將增加0.315%，邊際作用較大。身體較好老人的家庭資產平均每增加1%，其當年消費支出相應增加0.107%；而對身體一般老人的消費刺激略大一點。根據分地區(qū)估計結果，新農保對中部和東部老人的消費并沒有造成顯著性影響，而西部老人養(yǎng)老金平均每增加1%，當年老人消費支出相應增加0.249%。

表3 新農保對不同群組老年居民消費影響的估計結果

以上分組估計結論的可能解釋，低齡老人的收入水平要高于中齡老人，增加的養(yǎng)老金或資產在整個收入中的比重相對低些，故養(yǎng)老金的邊際消費促進力度相對弱些。正如邊際消費傾向遞減規(guī)律，收入水平較高人群的邊際消費水平相對較低。以上結論說明，新農保政策效應在年齡、身體狀況、地區(qū)上存在統(tǒng)計學意義上的差異性，并縮小了中低齡老人、身體好和一般老人以及不同地區(qū)老年群體間的消費水平差距。說明新農保有利于促進基本公共服務的均等化，這也是新農保的一個重要政策目標。

此外，老人家戶金融資產有利于增加消費，其中對中部老人的作用最大，每增加1%，老人的消費支出平均增加0.156%。性別對老人的消費沒有顯著影響；有偶和子女數有助于增加老人的消費支出，這與傳統(tǒng)的多子多福相類似。東中部有偶老人的消費情況基本無差異，而西部有偶老人的消費最多，說明西部老年生活對配偶的依賴更大。子女數有利于增加東西部老人的消費支出，東部增加更明顯，而對中部影響不大，說明中部老人對子女養(yǎng)老的依賴程度相對低些。年齡越低、身體狀況越好的有偶老人的消費支出越大。可能原因是收入來源多元化，收入水平較高。

健康狀況差的老人消費支出要比健康狀況好的老人多，其西部地區(qū)更突出。身體狀況越差、年齡越大的老人，其消費支出越多，說明醫(yī)療費用對老人消費支出的影響較大。地區(qū)未對健康老人的家庭消費支出造成顯著差異；而身體一般的老人，東部的家庭消費最低，中西部卻沒有顯著差異。

隨著年齡增加，老人的消費支出總體呈遞減趨勢。其中東部老人消費減少最多，年齡平均每增加一歲，東部老人消費減少0.049%，中部減少0.022%，西部不顯著。其可能原因是東部老人生活條件較好，身體健康狀況隨著年齡增加的惡化程度要小些，相應的作為老人最大貨幣性支出的醫(yī)療費用增幅相對小些，而其他吃穿用等方面減少較多，從而形成東部老人消費總量降幅最大。東、西部地區(qū)的低齡老人消費支出均低于中部地區(qū)；而地區(qū)對中齡老人的消費影響沒有顯著差異。

五、結論與政策建議

本文根據新農保的制度特征，在機理分析的基礎上，構建了新農保對農村老年居民消費影響的研究框架。利用2013年中國健康與養(yǎng)老追蹤的大型高質量微觀調查數據(CHARLS)，選擇60歲以上具有廣泛地域代表性的1900個農村老人為樣本，全面評估了新農保對農村老年居民消費支出的影響以及對不同群組老人消費影響的異質性。為完善新農保政策、促進農村老年人消費、改善農村老年人口養(yǎng)老質量提供了理論依據。

研究結果表明，新農保養(yǎng)老金平均每增加1%，當期老年居民的消費支出相應增加0.218%，邊際消費傾向高達0.74。新農保對不同群組老人的消費影響存在異質性。在年齡上，中齡老人養(yǎng)老金的邊際消費促進作用高于低齡老人。就身體狀況而言，新農保養(yǎng)老金對身體較好老人的消費影響暫時不顯著，但身體一般老人的養(yǎng)老金平均每增加1%，其消費支出將增加0.315%。在地區(qū)上，新農保對中部和東部老人的消費并未造成顯著性影響，但西部老人養(yǎng)老金每增加1%，其消費支出將增加0.249%。新農保對不同群體老人的政策效應具有異質性，而且縮小了中低齡老人、身體好和一般老人以及不同地區(qū)老年群體間的消費水平差距，有利于促進基本公共服務的均等化。

此外，家戶資產總體增加了老人的消費，其中對中齡老人的促進作用最大。隨著年齡增長，老人的消費總體呈下降趨勢，其中東部老人的消費減少最多。健康狀況差的老人消費支出要比健康狀況好的老人多，其中西部最為突出。東、西部地區(qū)的低齡老人消費支出均低于中部地區(qū)；地區(qū)對健康老人的家庭消費支出未造成顯著差異。身體狀況越差、年齡越大的老人，其消費支出越多，說明醫(yī)療費用對老人消費支出的影響較大。有偶和子女數有助于增加老人的消費支出。子女數對東部老人的消費刺激最大，而對中部老人的影響最小，說明中部老人對子女養(yǎng)老的依賴程度相對低些。

對此，建議如下：第一，提高新農保保障水平同時，通過宣傳教育，避免子女對老人的過度剝削，保持代際的互惠均衡。同時倡導自我養(yǎng)老理念，以便實現家庭養(yǎng)老與自我養(yǎng)老的會通。要從農村養(yǎng)老供給側改革出發(fā)，樹立多元養(yǎng)老供給主體協(xié)同治理理念，充分發(fā)揮政府、家庭、個人、社會等主體的養(yǎng)老功能，使得政府養(yǎng)老（如新農保）、家庭養(yǎng)老、自我養(yǎng)老以及社會服務之間形成合力，實現四位一體的養(yǎng)老供給機制。第二，老年金融資產對消費的促進作用小于新農保的政策效應。對此，通過完善財政補貼繳費激勵機制、合理確定個人賬戶資金的投資收益率，鼓勵農村居民增加個人繳費。相對個人儲蓄，增加新農保的個人繳費，更有利于農村老年居民消費水平的提高，也是自我養(yǎng)老的有效實現方式。第三，進一步完善新農合，降低老人醫(yī)療自付比重，有利于弱化老人預防性儲蓄動機，刺激消費并改善老年生活質量。此外，必須通過合理的制度設計，改善農村老人消費水平差距，促進農村老年人口生活質量的均等化，比如提高西部新農保的財政補貼力度，增加高齡老人津貼，對長期不能自理老人實行長期護理補貼制度等，以此改善老人間消費水平差距，促進基本公共服務的均等化。

注釋：

①2009年9月中華人民共和國國務院《關于開展新型農村社會養(yǎng)老保險試點的指導意見》。

②我們課題組于2015年初對江西省新農保影響農村老人生活質量問題進行了田野調查。遂川某采茶村不種糧食，其中有一對70歲以上的夫婦，育有三子一女，除了一點菜地，老人基本沒有其他農業(yè)產品，生活來源幾乎完全依賴子女,其中，兒子每人每年1200元，女兒每年600元。按照江西省最低標準每月80元計算，年養(yǎng)老金960元，接近一個兒子的貨幣支持。這對老年夫婦在農村算是老有所養(yǎng)的，而大部分種糧區(qū)老人基本是活到老做到老，自己養(yǎng)活自己，子女給的零用錢非常少。按照國家統(tǒng)一標準70元計算，一年養(yǎng)老金最少是840元，對于農村老人來說真的是一筆不菲收入，但遠遠不足以養(yǎng)老。

③根據本文1900個樣本的平均消費支出數據計算。