“新農?！睂彝ベY產配置的影響

■劉奧龍

本文基于中國家庭追蹤調查（CFPS）2010和2012年的數(shù)據(jù)，使用雙重差分法評估新型農村社會養(yǎng)老保險對農戶家庭資產選擇的影響。研究發(fā)現(xiàn)參加“新農?！睍?0歲以上家庭減少金融資產的配置數(shù)量，16～60歲家庭則會降低固定資產配置總量。此外“新農保”對不同收入層次家庭資產選擇造成了不同影響，在16～60歲家庭內，高收入家庭參加“新農?！焙鬁p少了自身固定資產配置數(shù)量，但是這種影響在中低收入組并不存在，而在60歲以上家庭中，高收入家庭參保減少了其金融資產配置數(shù)量，而在中低收入家庭參保的影響并不明顯。

一、引言與文獻綜述

黨的十九大報告中明確指出要“拓寬居民勞動收入和財產性收入渠道?！奔彝ス潭ㄙY產和金融資產作為拓寬居民財產性收入的重要渠道，它們的配置方向既關乎家庭資產的保值和增值，又會對資本、金融市場和經濟長期增長產生重要影響（韓冰潔，2018）。家庭資產配置主要關注家庭如何在固定資產如房產、公司資產和金融資產間進行選擇以實現(xiàn)資產收益最大化。根據(jù)西南財經大學中國家庭金融調查（CHFS）課題組最新發(fā)布的中國家庭金融資產調查報告顯示，現(xiàn)階段家庭仍傾向于配置房屋類固定資產，家庭金融資產持有比例偏低，不同類型的資產在城鄉(xiāng)家庭之間的分布較不平衡，農村家庭尤其喜愛配置房屋、機械類固定資產，并且投資和理財觀念薄弱。

隨著社會保險體系的不斷完善，各類保險政策的社會效應越來越受到關注，關于保險對家庭資產選擇影響的研究也逐漸增多。近年來，有多位學者使用CHFS數(shù)據(jù)，從養(yǎng)老保險的不同視角使用Probit模型，分析了保險對家庭資產配置的影響。宗慶慶（2015）從養(yǎng)老保險的角度考察社會保障對家庭資產配置的影響，發(fā)現(xiàn)在城市地區(qū)家庭成員擁有養(yǎng)老保險能夠顯著的提升家庭配置金融資產和風險資產的比例，但是在農村地區(qū)這一現(xiàn)象并不明顯。金夢媛和楊杰（2019）的研究發(fā)現(xiàn)，購買養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險的家庭參與股票市場的概率更高，他們認為這主要是完善的社會保障降低了家庭對未來風險的預期，居民傾向于增加風險資產的配置比例。韓冰潔（2018）使用最小二乘、線性概率模型等多種回歸方法，更為細化地研究了現(xiàn)階段不同類型的養(yǎng)老保險對家庭資產配置的影響，結果發(fā)現(xiàn)參加城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老保險的家庭持有風險資產的比例更高，但是參與城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險不會顯著影響居民家庭資產配置狀況。通過進一步分析保險覆蓋強度，結果顯示相對于城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險，城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險的保障水平較低，并不能改變家庭的風險預期。除了從養(yǎng)老保險視角分析外，還有研究專門分析了醫(yī)療保險對家庭資產配置的影響。周欽等（2015）利用居民家庭收入調查（CHIPS）數(shù)據(jù)，在使用線性概率模型的基礎上結合Heckman選擇模型實證研究了醫(yī)療保險對家庭資產配置的影響，發(fā)現(xiàn)參加醫(yī)療保險的家庭更加傾向于持有風險資產，同時會降低自身持有生產型資產的比例。丁繼紅和徐永仲（2018）研究了“新型農村合作醫(yī)療”這一醫(yī)療保險制度對于農戶家庭資產配置的影響，基于Tobit和Probit模型，研究發(fā)現(xiàn)在“新農合”鋪開之后，參加“新農合”的家庭顯著的增加了家庭耐用品和生產性資產的比重。

已有的研究從不同角度證實了保險對家庭資產配置的影響，但仍存在以下問題：第一，從研究方法上來看，多數(shù)文章都基于傳統(tǒng)的OLS，Probit等計量經濟模型，沒有解決可能遺漏重要變量等因素所導致的內生性問題，更無法得出嚴謹?shù)囊蚬茢嘟Y論；第二，關于養(yǎng)老保險對資產配置影響的研究，少有關注新型農村社會養(yǎng)老保險（以下簡稱“新農保”）這一新時期的重要養(yǎng)老保險制度。為了更加準確的評估保險對家庭資產配置的影響，本文使用“新農?！边@一準自然實驗，基于雙重差分方法評估“新農保”對家庭資產配置的影響。

二、研究假設與識別策略

（一）研究假設

為了識別“新農?！睂彝ベY產配置所起的作用，區(qū)分“新農?！睂Σ煌挲g段家庭的影響，本文參考馬光榮和周廣肅（2014）的做法，將受到“新農?！庇绊懙募彝シ譃閮深?，一類是家庭成員都在60歲以下的家庭，此類家庭現(xiàn)階段只能參保繳費，但是到60歲之后可以有一筆穩(wěn)定的養(yǎng)老金收入。另一類是家庭成員都在60歲以上的家庭，這類家庭無需參保，可直接領取養(yǎng)老金。

新型農村社會養(yǎng)老保險作為我國養(yǎng)老保險的重要組成部分，對農戶家庭資產選擇的影響主要通過“替代效應”和“收入效應”來實現(xiàn)?！疤娲敝饕w現(xiàn)在較年輕的家庭中，參加“新農?！崩U納少部分費用，從而為未來生活提前儲蓄一份“養(yǎng)老保障”，這種儲蓄可以在一定程度上降低這些家庭未來的養(yǎng)老風險，風險的下降可能會產生一種“跨期替代”使現(xiàn)階段家庭的資產配置方向發(fā)生變化，降低家庭對安全性較強和流動性較差的固定資產的配置比例。對于高年齡組的家庭，參加“新農保”可以直接獲得養(yǎng)老金，相當于增加農戶的當期收入，自身迫切的養(yǎng)老需求和外部收入增加會產生“收入效應”從而改變農戶在家庭資產配置上的選擇，降低農戶對風險更高的金融資產的配置數(shù)量。

鑒于上述分析，本文提出以下理論假設：“新農?！睂Φ湍挲g組（16～60歲）家庭的固定資產配置有消極作用，但是對于高年齡組（60歲以上）家庭，參加“新農?！睍ζ浣鹑谫Y產配置產生消極影響。

（二）識別策略

在完全隨機化的實驗中可以用最小二乘法估計一項政策的實施對結果變量的影響。但是在處理實際問題時，理想化的隨機試驗很難滿足，此時傳統(tǒng)的回歸方法無法解決經驗研究中最為關心的“內生性”問題。在本文的分析中，家庭參與養(yǎng)老保險可能會對其資產配置產生重要影響，同時家庭現(xiàn)階段的財產狀況也很有可能會對個人的參保決策產生影響，存在明顯的反向因果關系。

在進行政策評估時通常使用雙重差分法（DID）消除潛在趨勢所產生的影響，識別出因果效應。具體來說，在評估一項政策的實施效果時候，本文所關心的因果參數(shù)通常是ATT（平均處理效應），即受到政策干預的個體所產生的變化：

式（1）中Y1it和Y0it分別表示個體在受到政策沖擊前后的結果，Di=1代表家庭參加了“新農?！?，Di=0代表沒有參加。DID的識別策略認為可以尋找同處理組具有類似特征的控制組，通過比較處理組和控制組在受到政策沖擊前后的差異進行“反事實”條件下的因果推斷，進而識別出關心的參數(shù)。在本文分析中，將2010年沒有參與“新農?！钡?012年參加“新農保”的居民作為處理組，將2010年和2012年都沒有參加“新農保”的居民作為對照組，以此構建本文的雙重差分模型。參考Dulfo（2001），本文設定如下經驗方程：

式（2）中，Yit為結果變量，即固定資產和金融資產數(shù)量，為了更好的控制異方差的影響，本文將兩類資產總量進行了對數(shù)化處理。Dij和Ti都是虛擬變量，其中Dij代表年份啞變量，2010年取值為0，2012年取值為1，Ti代表個體是否參加“新農?！保珹ij代表地區(qū)固定效應，εij為殘差項。Dij×Ti的系數(shù)β1即為關注的雙重差分估計量，代表政策干預的效果，Xij為控制變量。本文從最基準的回歸開始，之后加入相關控制變量以反映模型的變化趨勢。

三、數(shù)據(jù)與變量

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于中國家庭動態(tài)追蹤調查（CFPS）2010年和2012年的調查數(shù)據(jù)。本文將受到“新農保”影響的家庭分為16～60歲年齡組和60歲以上年齡組兩部分。鑒于本文研究的是新型農村社會養(yǎng)老保險對家庭資產配置的影響，因此我們的樣本限制在農村戶籍的家庭。

表1 變量的描述性統(tǒng)計（16～60歲年齡組）

本文關注的問題是“新農?！睂彝ベY產配置所產生的影響。在被解釋變量的選取上，根據(jù)CFPS2010和2012年數(shù)據(jù)的特點，本文主要用固定資產和金融資產來衡量農村家庭的資產配置狀況。在農村地區(qū)，現(xiàn)階段固定資產主要指家庭的房產和公司資產，金融資產則主要包括銀行存款、股票和政府債券三種類型。本文的核心解釋變量為是否參加“新農?！?，根據(jù)問卷的設計，用“您是否參加了新型農村社會養(yǎng)老保險”這一問題來衡量家庭成員是否參加了“新農?！薄Ｔ诳刂谱兞康倪x取上，考慮到在家庭中戶主的決策作用更大，因此首先控制了戶主的人口統(tǒng)計學特征，主要包括戶主的年齡，性別（男=1，女=0），婚姻狀況（已婚=1，未婚=0），受教育水平（受教育年限）和健康狀況（從健康、一般、比較不健康、不健康、非常不健康，賦值從1～5）。此外因家庭收入和家庭規(guī)模也會影響家庭資產配置，本文控制這兩個變量并對家庭收入進行對數(shù)化處理。最后控制地區(qū)固定效應以更清晰的評價“新農保”政策所產生的影響。為了保證所研究的家庭在2010年和2012年都具有觀測值，本文按照家庭戶的編號對這兩年的數(shù)據(jù)進行匹配，并把數(shù)據(jù)處理為面板數(shù)據(jù)，主要變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

四、實證結果分析

（一）基準回歸結果

表2“新農?！睂?6～60歲年齡組家庭資產配置的影響

表2為“新農?！睂?6～60歲家庭資產配置的影響。模型1和模型2分別反映參與“新農?！睂彝ス潭ㄙY產配置的影響，模型3和模型4分別反映參保對家庭金融資產配置的影響。根據(jù)模型1的回歸結果可知雙重差分項的系數(shù)為-0.726，并且在10%的統(tǒng)計水平上顯著。模型2在模型1的基礎上加入了相關的控制變量同時控制地區(qū)固定效應再次回歸，雙重差分項的系數(shù)略微下降，統(tǒng)計上仍然顯著，可以解釋為“新農保”顯著的降低了60歲以下年齡組的家庭固定資產配置數(shù)量，戶主的年齡、健康狀況、家庭規(guī)模的大小和家庭收入水平也會顯著的影響家庭資產配置。戶主年齡的上升會降低家庭固定資產持有數(shù)量，健康狀況較好的戶主傾向于較少的配置家庭固定資產，家庭規(guī)模越大，收入越高的家庭會顯著的增加固定資產的配置。在金融資產的配置方面，根據(jù)模型3和模型4的回歸結果可知“新農保”沒有對16～60歲的農村家庭金融資產配置造成明顯的影響。表2證明了“新農?！憋@著的降低了16～60歲年齡組的固定資產配置比例，由于家庭成員年齡普遍較小，參加“新農?！毕喈斢跒槲磥淼纳钐崆斑M行儲蓄，由于對未來存在穩(wěn)定的預期，所以在現(xiàn)期降低了固定資產的配置數(shù)量。這和本文的理論預期相一致。

表3“新農?！睂?0歲以上年齡組家庭資產配置的影響

表3為“新農?！睂?0歲以上家庭資產配置的影響。模型5和6反映“新農?！睂潭ㄙY產配置的影響，可以發(fā)現(xiàn)在60歲以上的年齡組中，雙重差分項的系數(shù)都不顯著，“新農?！睕]有對家庭固定資產配置造成影響。模型7和模型8分別反映“新農?！睂r村家庭金融資產配置的影響。根據(jù)模型7的回歸結果可知Dij×Ti的系數(shù)為-0.344，在5%的統(tǒng)計水平上顯著。模型8在模型7的基礎上加入了控制變量并控制地區(qū)固定效應，雙重差分項的系數(shù)出現(xiàn)上升，可以認為“新農保”顯著降低了60歲以上家庭的金融資產配置數(shù)量。戶主的健康狀況、家庭規(guī)模的大小和家庭收入水平會顯著的影響家庭金融資產的配置。表3的估計結果顯示“新農?！憋@著的降低了60歲以上年齡組的金融資產配置數(shù)量，由于面臨諸多不確定因素和巨大的養(yǎng)老壓力，更強的規(guī)避風險的意識使其傾向于降低金融資產的配置數(shù)額，進一步驗證了本文的理論假設。

研究的結果顯示“新農保”對16～60歲年齡組家庭的固定資產配置產生了消極影響。在這一年齡組的勞動者，其大多尚未退出勞動力市場，有較為廣泛的收入來源，參保相當于為未來儲蓄?！靶罗r?！苯档土思彝ス潭ㄙY產配置數(shù)量，鼓勵農戶配置更多的流動資產，有利于其更加積極地參與金融市場，拓寬家庭投資渠道，增加了家庭收入。從宏觀角度看，相對年輕的農戶降低固定資產的配置數(shù)量，有利于增強市場上的流動性，進一步盤活農村金融市場。60歲以上年齡組的家庭，參加“新農?！焙箫@著的降低家庭金融資產的配置數(shù)量。對于這部分大齡農戶來說，其大多出于年齡、身體狀況等原因退出勞動力市場或者停止農業(yè)勞動，缺乏穩(wěn)定的收入來源?！靶罗r?！碧峁┑酿B(yǎng)老金收入有利于進一步降低其養(yǎng)老風險。從宏觀視角上來看，該政策有利于農村地區(qū)的穩(wěn)定和農業(yè)人口尤其是老年人口福利的改善。因此從總體上來看，“新農?！睂Σ煌挲g組家庭資產配置產生的影響是積極的，其推行有利于發(fā)展農村金融，并且降低了農村人口的養(yǎng)老壓力。

（二）不同收入群體之間的比較

本文對收入進行排序之后按照對應的人口比例將總樣本分為高、中和低三個收入組，模型的設定同之前相同，加入相關的控制變量并控制地區(qū)固定效應。回歸結果如表4所示，模型1～3分別反映了“新農保”對低、中和高收入組家庭固定資產配置的影響。模型4～6分別反映了“新農?！睂Φ?、中和高收入組家庭金融資產配置的影響（表5的排列同表4）。根據(jù)回歸結果可以發(fā)現(xiàn)，在16～60歲的年齡組只有高收入家庭在參加“新農保”之后降低了自身固定資產的配置數(shù)量。

表4“新農保”對不同收入家庭資產配置的影響（16～60歲年齡組）

表5反映了“新農?！睂?0歲以上不同收入層次家庭資產配置的影響。根據(jù)回歸結果可以發(fā)現(xiàn)，資產配置情況的變動仍然出現(xiàn)在高收入群體內部，高收入家庭在參加“新農保”之后降低了自身金融資產的配置數(shù)量。回歸結果顯示，“新農?！睂彝ベY產配置的影響主要出現(xiàn)在高收入家庭內部。這種現(xiàn)象出現(xiàn)的原因可能是在我國農村地區(qū)，平均家庭收入總體來說不高，加上現(xiàn)階段“新農?！碧峁┑酿B(yǎng)老金數(shù)量仍然有限，對于低收入和中收入家庭來說，“新農?！钡念~外收入大都被用于補貼家用和滿足基本的生活和消費需求，不會影響家庭資產配置狀況。但是對于高收入家庭來說，其基本的生存需求已經解決，更加關注家庭資產的保值和增值。因此，“新農保”所提供的額外收入可以用來拓寬自己的投資方式，改變資產配置方向?？梢灶A期的是，伴隨著“新農?！闭叩牟粩嗤晟坪宛B(yǎng)老金數(shù)量更加合理，其對農戶家庭資產配置的影響會進一步顯現(xiàn)。

表5“新農?！睂Σ煌杖爰彝ベY產配置的影響（60歲以上年齡組）

（三）安慰劑檢驗

為了進一步檢驗雙重差分法的有效性，同時“剝離”其他政策對農戶家庭資產選擇的影響，本文進行了安慰劑檢驗。雙重差分法中的安慰劑檢驗通常采用替換處理組或者假設政策作用的不同時間再次檢驗DID的系數(shù)是否顯著，本文把處理組更換為參加“老農保”但沒有參與“新農?！钡募彝?，參加“老農保”的家庭并沒有享受到“新農?！钡恼吒＠瞧浼彝ベY產配置行為同樣受到養(yǎng)老保險的影響。使用這部分樣本進行回歸，若看不到與基準回歸相同的結果，則可以排除基準回歸結果由其他政策導致的可能性。安慰劑檢驗的模型同基準回歸部分的模型設定相同，結果顯示①限于篇幅，結果留存?zhèn)渌?。，在所有的年齡組內，參保均沒有對家庭資產配置產生影響，安慰劑檢驗通過。

五、總結

本文研究結果顯示：在16～60歲年齡組，參加“新農?！钡募彝ワ@著降低了家庭固定資產配置數(shù)量。在60歲以上的年齡組家庭中，參加“新農?！睍@著降低家庭金融資產的配置數(shù)量。此外，文章還檢驗了“新農?！睂Σ煌杖肴后w的影響差異，發(fā)現(xiàn)在16～60歲年齡組內，高收入家庭參加“新農?！焙鬁p少了自身固定資產配置數(shù)量，但是在中低收入組這種影響并不明顯。而在60歲以上家庭中，高收入家庭參保則減少了金融資產配置總量，中低收入家庭參保的影響并不明顯。安慰劑檢驗的結果依然穩(wěn)健，確認了“新農保”對家庭資產配置產生的影響。根據(jù)上述結論，本文得到如下啟示：

首先，實證研究發(fā)現(xiàn)，新型農村社會養(yǎng)老保險影響了農戶的家庭資產配置，而家庭資產配置狀況又會從微觀角度影響經濟發(fā)展，在后續(xù)的養(yǎng)老保險體系改革過程中應充分考慮政策的設計和后續(xù)影響。應基于已有數(shù)據(jù)，提前模擬和評估養(yǎng)老保險改革措施對居民投資結構、消費結構和資本市場運行等方面的影響，做好各項應對措施，切實規(guī)避養(yǎng)老保險政策改革可能產生的沖擊。同時，要做好政策對不同群體的差異性影響評估，可以加強政策的前期試點工作，考慮到我國存在的城鄉(xiāng)和區(qū)域發(fā)展差異，可以分地域和城鄉(xiāng)對政策進行試點，力爭在全面推開之前完善政策的設計和運行機制。

其次，應進一步增強“新農?！睂Σ煌巳禾峁┍Ｕ系挠行裕诶U費標準和養(yǎng)老金領取數(shù)量上應設置更加靈活的標準，嘗試對不同年齡和不同收入的群體設定不同的繳費標準和養(yǎng)老金。對年輕群體來說，適度放寬養(yǎng)老保險的準入門檻，以降低年輕群體和低收入群體對未來養(yǎng)老的風險預期，鼓勵其更加積極的參與金融市場。對于老年群體來說，可以適當增加養(yǎng)老金的領取數(shù)量，改善其福利。從宏觀角度來看，進一步推進農村養(yǎng)老體系建設，配套完善社區(qū)養(yǎng)老，加快農村敬老院和養(yǎng)老院建設，多渠道降低農村家庭的養(yǎng)老風險，鼓勵老年人更加科學的配置資產，努力實現(xiàn)資產的保值和增值。

最后，加快發(fā)展農村金融體系，提升農村地區(qū)金融服務的可得性。建議金融機構在農村地區(qū)開展更多業(yè)務，例如加大“小規(guī)模信貸”對農村地區(qū)的支持力度，拓寬農村居民的投資渠道，增加農村居民收入，縮小城鄉(xiāng)在投資渠道上的差距。相關政府部門也要從輿論上加強對農戶的引導，幫助農民樹立科學的投資和理財觀念，鼓勵農村家庭更加積極的參與金融市場。更為重要的是，加快推進戶籍制度改革，使得城鄉(xiāng)居民可以享受相同的養(yǎng)老待遇和福利，從制度層面縮減養(yǎng)老差距，為農戶家庭資產配置的多元化提供基礎保障。