范辰辰+陳東

摘 要：以系統(tǒng)的理論分析為基礎(chǔ)，利用2011年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）的全國調(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量模型實證檢驗新農(nóng)保的政策效果，研究結(jié)果表明：新農(nóng)保在全國范圍內(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，增強了農(nóng)民的經(jīng)濟保障能力。進一步地，對不同年齡群體分組檢驗的結(jié)果表明，作為主要目標群體的農(nóng)村老年人受政策影響更為顯著；但是處于繳費階段的農(nóng)民并不會因為參保致貧，某種程度上甚至有減貧效果。

關(guān)鍵詞：新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險；減貧增收；繳費階段；領(lǐng)保階段

作者簡介：范辰辰，女，山東大學(xué)經(jīng)濟學(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)濟學(xué)院教授，從事農(nóng)村公共政策研究。

基金項目：國家社會科學(xué)基金重大項目“深化收入分配制度改革的財稅機制與制度研究”，項目編號：13&ZD031；國家社會科學(xué)基金項目“對新農(nóng)合實施效果的跟蹤研究”，項目編號：14BJY096

中圖分類號：F323.89 文獻標識碼：A 文章編號：1000-7504（2014）06-0062-09

引 言

長期以來，我國農(nóng)村地區(qū)的養(yǎng)老方式以家庭養(yǎng)老和土地保障為主，但是隨著計劃生育政策推行、人口老齡化加速、青壯年勞動力向城市單向流動以及城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略的實施，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)老脆弱性問題更加突出。在家庭養(yǎng)老模式不再滿足農(nóng)村迅速增長的養(yǎng)老保障需求的背景下，我國不斷出臺相關(guān)制度，以期對傳統(tǒng)家庭養(yǎng)老進行轉(zhuǎn)型和替代。2009年，國務(wù)院決定在全國范圍內(nèi)開展新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險（簡稱“新農(nóng)?！保┰圏c，農(nóng)民的養(yǎng)老金待遇由個人賬戶資金和基礎(chǔ)養(yǎng)老金兩部分組成，前者源于個人繳費和集體補助，是一種儲蓄型積累；后者則完全由政府財政負擔，具有轉(zhuǎn)移支付性質(zhì)。新農(nóng)保的實質(zhì)是個人儲蓄與國家責任相結(jié)合的一種社會福利制度[1]，其主要政策目標是“實現(xiàn)廣大農(nóng)村居民老有所養(yǎng)、促進家戶和諧、增加農(nóng)民收入”。新農(nóng)保制度自2009年開始試點，至2012年基本實現(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)保試點的推行是否在短期內(nèi)達到了增加農(nóng)民收入、減少貧困發(fā)生的預(yù)期目標。

從國外研究成果來看，各國學(xué)者對社會保障與公共轉(zhuǎn)移支付的減貧效應(yīng)頗具共識。例如，House等（1988）發(fā)現(xiàn)，社會保障能夠顯著改善老年人口的生活狀況，降低經(jīng)濟貧困的發(fā)生概率。[2]無獨有偶，Ahmad（1991）亦指出，社會保障應(yīng)該直接針對收入貧困者，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)移支付對中國貧困的長期影響，肯定了適度的增收效應(yīng)。[5]在與中國國情相似的南非、巴西、墨西哥等國家，社會養(yǎng)老保險的減貧效果也已得到證實。Barrientos（2003）利用巴西和南非的家戶調(diào)查數(shù)據(jù)分析了社會養(yǎng)老對老年貧困率的影響，發(fā)現(xiàn)兩國針對老年人的非繳費型養(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老年人的保障計劃，發(fā)現(xiàn)該項目減少了貧困和收入不平等，但其減貧效果在申請資格被放松時會弱化。[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)，動態(tài)分析國家和地方兩個不同水平的養(yǎng)老金對老年人貧困和福利的影響，結(jié)果顯示這些國家的養(yǎng)老金制度對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]

與國外研究形成對比的是，國內(nèi)學(xué)者對新農(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個樣本縣2009—2010年的基本經(jīng)濟數(shù)據(jù)和湖北省試點縣的抽樣調(diào)研數(shù)據(jù)，分別從縣級和農(nóng)戶兩個層面對新農(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，劉遠風(fēng)（2012）利用湖北省50個縣域的經(jīng)濟數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建倍差模型證實新農(nóng)保具有減少收入差距的效果。[10]與此同時，一些學(xué)者對消費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31個?。ㄊ校┬罗r(nóng)保支出、農(nóng)村居民生活消費等宏觀數(shù)據(jù)對新農(nóng)保拉動消費的乘數(shù)效應(yīng)進行驗證，發(fā)現(xiàn)新農(nóng)保基礎(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)生消費刺激[11]；程令國等（2013）、陳華帥和曾毅（2013）利用2008—2011年中國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)差分方法分別評估了新農(nóng)保對農(nóng)村居民養(yǎng)老模式的影響和家庭代際經(jīng)濟支持的影響[12][13]，發(fā)現(xiàn)新農(nóng)保提高了參保老人的經(jīng)濟獨立性，降低了老人在經(jīng)濟來源和照顧方面對子女的依賴。

盡管部分國內(nèi)學(xué)者或者基于個別省份的調(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)對我國新農(nóng)保政策的收入效應(yīng)進行了分析，但是仍然存在比較大的改進空間，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)保實施時，已年滿60周歲的，只要參?；蚱浞蠀⒈l件的子女參保，不需要繳納保費每月可領(lǐng)取最低55元的基礎(chǔ)養(yǎng)老金；而對于16—59周歲的農(nóng)村居民，需要選擇不同的繳費檔次繳納養(yǎng)老保險費，納入個人賬戶，待60周歲后方能領(lǐng)取。因此，新農(nóng)保制度對處于繳費階段（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)需要采用全國范圍內(nèi)的大樣本微觀數(shù)據(jù)進行實證研究。究其原因，由于中國不同縣市之間的經(jīng)濟社會發(fā)展水平異質(zhì)性很強，若調(diào)研地區(qū)僅僅集中于一個縣市，或者多個地區(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法真實反映總體情況。

據(jù)此，本文采用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS，CHARLS）數(shù)據(jù)，擬使用全國樣本分析新農(nóng)保制度的減貧、增收效應(yīng)，并且細分不同參保階段農(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，該部分是獨立于個人繳費并由國家財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增加660元，對于完全沒有經(jīng)濟來源的老人而言，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約束的困擾，投資于健康、教育等生產(chǎn)性活動，還會產(chǎn)生收入的放大效應(yīng)。[14]其三，養(yǎng)老金的發(fā)放可能會對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]，此時新農(nóng)保制度對老年人口的增收效果會被削弱。

然而，處于繳費階段的參保農(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)額的參保費用（最低標準為100元/年/人）。雖然地方政府給予不低于30元/年/人的繳費補貼，但要計入個人賬戶到60歲才能領(lǐng)取，并不構(gòu)成當期收入。因此，從短期來看，處于繳費階段的農(nóng)民一旦參加新農(nóng)保，就意味著經(jīng)濟支出，相應(yīng)減少了其可支配收入，收入水平較低的農(nóng)民甚至可能因為繳費擠占了其生產(chǎn)和生活資金，給貧困家庭造成經(jīng)濟負擔[9]，對其減貧增收效應(yīng)是負向的。當然，政策制定者也考慮到農(nóng)村重度殘疾人等繳費困難群體，要求地方政府為其代繳部分或全部最低標準的養(yǎng)老保險費。因此，對繳費階段農(nóng)民而言，新農(nóng)保的減貧效應(yīng)可能是中性的，甚至是負的。

整體而言，社會養(yǎng)老保險屬于國民收入再分配范疇，新農(nóng)保制度可以說是一種從增加農(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)保制度實行社會統(tǒng)籌與個人賬戶相結(jié)合的部分積累制模式，社會統(tǒng)籌的財政補貼部分體現(xiàn)為代際的再分配，個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)保制度必然會對農(nóng)民收入產(chǎn)生一定的影響。

二、數(shù)據(jù)和研究方法

（一）樣本來源

本文采用的數(shù)據(jù)來自中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查2011年全國基線調(diào)查。CHARLS是由北京大學(xué)國家發(fā)展研究院主導(dǎo)的對中國中老年人進行的家戶調(diào)查，調(diào)查對象為隨機抽取的家庭中45歲及以上居民，該數(shù)據(jù)覆蓋全國150個縣、區(qū)的450個村級單位，訪問了10 257戶家庭的17 708位個人，總體上代表中國中老年人群，是我國目前唯一的以中老年人為調(diào)查對象的具有全國代表性的大型微觀數(shù)據(jù)。

就本文的研究問題而言，CHARLS數(shù)據(jù)具有下列突出優(yōu)點：一是調(diào)查對象與新農(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28個省區(qū)，與新農(nóng)保全國的開展情況相統(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)與個人數(shù)據(jù)匹配后，形成了包含28個省區(qū)的404個村級單位，共計農(nóng)村家庭7351戶、12 195位個人信息的綜合數(shù)據(jù)集。

（二）變量設(shè)定與統(tǒng)計性描述

1.被解釋變量

（1）貧困（Poverty）?！吨腥A人民共和國2010年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》中，農(nóng)村貧困標準為人均純收入1274元，據(jù)此，若受訪農(nóng)民的個人收入低于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)時取值為1，非貧困狀態(tài)時取值為0。

（2）個人收入（Income）。包括個人工資收入、個人獲得的轉(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、家戶個體經(jīng)營純收入、家戶政府轉(zhuǎn)移支付收入、家庭經(jīng)濟支持）除以家庭人口規(guī)模計算所得。

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）。由問卷中受訪者的“參保年份”和受訪時間計算得出。

3.其他解釋變量

根據(jù)現(xiàn)有文獻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)取政府補助的比例要高于未參保農(nóng)民，說明領(lǐng)取政府補助的家庭對政府政策的信任度更高，也更容易參保。

（三）計量模型與方法

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行多元回歸，以減少遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。其中，在研究新農(nóng)保政策的減貧效應(yīng)時，由于被解釋變量“是否貧困”為二值虛擬變量，我們采用Probit模型對回歸方程進行估計；而研究新農(nóng)保政策的增收效應(yīng)時，農(nóng)民收入是連續(xù)變量，則采用OLS回歸估計方程系數(shù)。

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

其中， 為被解釋變量，分別表示受訪者是否處于貧困狀態(tài)以及個人收入狀況，下標 代表受訪個體、 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； 是省級虛擬變量； 為待估計參數(shù)； 為誤差項。

2.工具變量法

采用多元回歸方法對回歸方程進行估計時，關(guān)鍵解釋變量“是否參加新農(nóng)?！?，可能會因為反向因果關(guān)系和遺漏變量而出現(xiàn)內(nèi)生性問題。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)戶由于具有較強的經(jīng)濟實力來繳納保費，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，窮人因為更加需要獲取新農(nóng)保的養(yǎng)老金來提高自己的收入，從而更加傾向于參加新農(nóng)保，此時內(nèi)生性問題可能導(dǎo)致系數(shù)估計值有偏差。為解決可能存在的內(nèi)生性問題，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)，因為只有參加新農(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)取比率對受訪者的收入并沒有直接關(guān)聯(lián)，也不會與影響農(nóng)民收入的其他不可觀測變量相關(guān)，其外生性是可靠的，符合作為工具變量的條件。

需要說明的是，當考察新農(nóng)保減貧效應(yīng)時，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導(dǎo)致不一致的參數(shù)估計量，很容易得到錯誤的系數(shù)估計值[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方法（Maximum likelihood approach）和特殊回歸變量方法（Special regressor approach）來估計存在離散內(nèi)生解釋變量的二值選擇模型。使用特殊回歸變量方法進行估計時，由于農(nóng)戶年齡變量為連續(xù)變量且條件獨立于擾動項，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。當考察新農(nóng)保增收效應(yīng)時，則采用二階段最小二乘法（2SLS）對回歸方程進行估計。

三、新農(nóng)保的減貧效應(yīng)

（一）新農(nóng)保對農(nóng)村居民貧困發(fā)生率的平均影響

新農(nóng)保對農(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)保”對貧困發(fā)生率的單變量回歸系數(shù)為-0.173，在1%的水平上顯著；在控制個人、家庭、村莊特征及省級固定效應(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，說明參加新農(nóng)保對農(nóng)民陷入貧困呈現(xiàn)出顯著的負向影響?！皡⒈Ｄ晗蕖弊鳛殛P(guān)鍵解釋變量時，單變量系數(shù)估計值為-0.069，引入控制變量后的系數(shù)為-0.060，估計值均在1%的水平上顯著為負，這意味著參保時間越長，貧困發(fā)生的概率越低。引入工具變量后的最大似然估計（ML）及特殊回歸變量估計（SR）結(jié)果顯示，“參加新農(nóng)?！钡南禂?shù)分別為-0.569和-0.112，具有負向的顯著性。因此，從平均影響來看，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，對于主要從事體力勞動的農(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。“完成高中教育”和“村外出打工比率”的系數(shù)顯著為負，教育作為人力資本的主要因素，可以提高生產(chǎn)的能力，從而增加個人收入；尋求更高的收入是農(nóng)村地區(qū)勞動力外出的直接動機，外出務(wù)工的比例越高，農(nóng)村居民的收入水平越高，對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報告了新農(nóng)保減貧效應(yīng)按年齡分組的估計結(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)保”和“參保年限”為關(guān)鍵解釋變量時，參數(shù)估計值均在1%的水平上顯著為負；第（2）列為引入工具變量后的結(jié)果，關(guān)鍵解釋變量的估計值在10%的水平上仍然顯著為負。這是因為對該階段的農(nóng)民而言，無論之前是否繳費，每年大約700元的基礎(chǔ)養(yǎng)老金補貼直接增加其收入，特別是對于個人收入較少或者幾乎沒有收入的農(nóng)民，這筆收入無疑能夠緩解流動性約束，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)?！焙汀皡⒈Ｄ晗蕖钡亩嘣貧w估計值均為負數(shù)，但在統(tǒng)計上不具有顯著性。這表明，農(nóng)村居民并不會因為繳費而加劇其貧困，他們完全有能力承擔新農(nóng)保制度的繳費，不會處于繳費困境[19][20]。該結(jié)果同時也說明，政府在公共財政內(nèi)的適度補貼能極大提高農(nóng)民的繳費能力，對繳費困難群體代繳部分或全部養(yǎng)老保險費這一制度設(shè)計，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)保”的估計值顯著為負，這一結(jié)果與理論預(yù)期相悖，究其原因，可能是新農(nóng)保參保實行“捆綁式”原則，即“新農(nóng)保制度實施時，已年滿60周歲的不用繳費，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)當參保繳費”，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)放會增加參保老人的經(jīng)濟獨立性，降低老人在經(jīng)濟來源和照料方面對子女的依賴[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)老負擔，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)保對農(nóng)民收入的影響

（一）新農(nóng)保對農(nóng)民收入的平均影響

表3是新農(nóng)保對農(nóng)村居民收入影響的全樣本回歸結(jié)果。（1）、（2）列報告了“是否參加新農(nóng)?！睘殛P(guān)鍵解釋變量的多元回歸結(jié)果，參保變量的系數(shù)估計值在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值比OLS的估計值要大一些，這是因為參加新農(nóng)?？赡艽嬖诘膬?nèi)生性問題造成OLS估計中的估計值偏??；（5）、（6）列則報告了以“參保年限”為關(guān)鍵解釋變量的結(jié)果，其系數(shù)估計值同樣顯著為正，說明參保年限對農(nóng)村居民收入具有顯著的正向影響，即參保年限越長，農(nóng)戶收入越高?！澳挲g”控制變量的系數(shù)均顯著為負，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)保對不同參保階段農(nóng)民收入的影響，本部分將按年齡分組進一步討論。

（二）按年齡分組考察新農(nóng)保的增收效果

表4報告了新農(nóng)保增收效應(yīng)的分組估計結(jié)果。年齡大于等于60歲組的參數(shù)估計值在以“是否參加新農(nóng)?！焙汀皡⒈Ｄ晗蕖睘榻忉屪兞繒r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，表明對于60歲及以上的農(nóng)民而言，參加新農(nóng)保確實具有顯著的增收效果，且參保時間越長，收入增長越多。究其原因，一方面是源于個人賬戶的完全積累性，繳費年限越久，個人賬戶累積儲蓄越多，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)保影響的時滯性，其政策效果要在一定時間后才能更好地顯現(xiàn)出來。小于60歲年齡組的變量估計值同樣為正，但在統(tǒng)計上不顯著，說明新農(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，并且政策實施的時間越長，老年人的收益越大。

綜上所述，本文的實證結(jié)果與理論預(yù)期基本一致，新農(nóng)保政策對于農(nóng)村居民具有減貧、增收效果。分組估計結(jié)果的差異也證明，新農(nóng)保對農(nóng)村居民收入的影響確實存在異質(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；而處于繳費階段的農(nóng)民并沒有因為參保費用陷入貧困或增加經(jīng)濟負擔，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)健性來講，本文實證部分運用多種計量方法估計的結(jié)果一致，證明本文的實證結(jié)果是可靠的。

五、結(jié)論與政策建議

本文從理論上對新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險的減貧、增收效應(yīng)進行了系統(tǒng)的分析，并在此基礎(chǔ)上使用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查2011年全國基線調(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量模型，從實證角度對全國范圍內(nèi)新農(nóng)保的減貧增收效果進行了評估。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。進一步地，按年齡分組的實證結(jié)果表明，作為主要目標群體的農(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，從短期來看，新農(nóng)保已經(jīng)取得了初步成效，對提高農(nóng)民收入、減少貧困發(fā)生起到了積極作用，增強了農(nóng)民的經(jīng)濟保障能力，完成了預(yù)期的政策目標。與此同時，新農(nóng)保對參保家庭代際的影響已經(jīng)初步顯現(xiàn)，這就要求我們在研究新農(nóng)保效應(yīng)的相關(guān)問題時，需要考慮到代際的相互作用。

盡管已經(jīng)證實新農(nóng)?；就瓿闪嗽黾愚r(nóng)民收入、減少貧困的目標，不過也應(yīng)該看到新農(nóng)保當前統(tǒng)籌層級較低，保障力度偏小的短板。農(nóng)民雖然沒有繳費能力風(fēng)險，但是由于繳費較少造成個人賬戶累計薄弱，導(dǎo)致養(yǎng)老金保障能力不足，養(yǎng)老金支付水平遠不能滿足農(nóng)民的養(yǎng)老需求。與南非等國實施社會養(yǎng)老保險的經(jīng)濟效應(yīng)相比，新農(nóng)保發(fā)揮的作用十分有限，這是因為目前新農(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)老金標準約為130美元/月，相當于人均收入中位數(shù)的兩倍。若要真正實現(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，加大財政補助力度，逐步提高養(yǎng)老金待遇。為此，中央財政需要增加支持力度，地方財政根據(jù)實地情況適時補充；個人賬戶方面要拓展新農(nóng)?；鹜顿Y渠道，在確?；鸢踩那疤嵯路e極開展商業(yè)化運營，以提高個人賬戶基金的收益率。個人賬戶與統(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)民的參保問題，本文已證明參保不會致貧返貧，且具有普遍意義的增收減貧效果，應(yīng)吸納更多繳費困難農(nóng)民加入，加大對繳費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保障制度的作用。其三，要確保新農(nóng)保繳費的財政支持機制，充分發(fā)揮政府財政補貼的激勵效應(yīng)。一方面，在農(nóng)民繳費能力的范圍內(nèi)，適當提高最低繳費標準，因地制宜增加可選擇的繳費檔次，明確多繳多得的財政補貼機制。另一方面，加大新農(nóng)保宣傳力度，積極探索建立激勵與約束機制，激勵中青年農(nóng)民群體積極參保、及早參保，以增強新農(nóng)保制度的穩(wěn)定性。

參 考 文 獻

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