新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)（新農(nóng)保）是農(nóng)村社會(huì)保障體系中重要的一項(xiàng)，其發(fā)展和完善能夠穩(wěn)定農(nóng)民的老年預(yù)期，促進(jìn)消費(fèi)的增長(zhǎng)。利用2013年中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CHARLS)，評(píng)估新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村老年消費(fèi)支出的影響，可以發(fā)現(xiàn)：（1）新農(nóng)保養(yǎng)老金每增加1%，當(dāng)期老人的消費(fèi)將增加0.218%；（2）新農(nóng)保對(duì)不同群組老年人的消費(fèi)影響存在異質(zhì)性，如對(duì)中東部老年人的消費(fèi)并未造成顯著性影響，但西部老年人養(yǎng)老金每增加1%，當(dāng)期消費(fèi)增加0.249%；（3）老年人金融資產(chǎn)對(duì)消費(fèi)的促進(jìn)作用小于新農(nóng)保的政策效應(yīng)；（4）新農(nóng)?？s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(fèi)差距，促進(jìn)了基本公共服務(wù)均等化。對(duì)此，應(yīng)提高新農(nóng)保支付水平，尤其是西部地區(qū)，同時(shí)促進(jìn)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(zhǎng)期護(hù)理補(bǔ)貼等，以改善老年人間的消費(fèi)差距。

一、引言與文獻(xiàn)綜述

老年是生命周期中消費(fèi)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(fèi)已經(jīng)成為居民消費(fèi)的一個(gè)重要組成部分。但是相比老齡化的其他熱點(diǎn)問題，學(xué)界對(duì)老年消費(fèi)的研究還處于起步階段。[1]中共中央于2009年推出新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老險(xiǎn)（簡(jiǎn)稱“新農(nóng)?！保渲饕吣繕?biāo)是實(shí)現(xiàn)農(nóng)村居民老有所養(yǎng)，而老年人的消費(fèi)支出是衡量老有所養(yǎng)的重要經(jīng)濟(jì)指標(biāo)。

國(guó)內(nèi)外關(guān)于社會(huì)保障對(duì)消費(fèi)影響的研究較為豐富。其理論基礎(chǔ)可以追溯到莫迪利亞尼提出的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄的生命周期理論。[2]費(fèi)爾德斯坦對(duì)此進(jìn)行了豐富和擴(kuò)展，認(rèn)為社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度影響個(gè)體生命周期內(nèi)的收入流，進(jìn)而影響其消費(fèi)和儲(chǔ)蓄決策，其凈影響由財(cái)富的引致退休效應(yīng)與替代效應(yīng)的作用大小決定。[3]費(fèi)爾德斯坦和利布曼在一個(gè)不考慮借貸約束及不確定性的生命周期消費(fèi)儲(chǔ)蓄模型中，發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老金和消費(fèi)、儲(chǔ)蓄之間的關(guān)系取決于養(yǎng)老保險(xiǎn)收益和繳費(fèi)的相對(duì)關(guān)系，養(yǎng)老保險(xiǎn)收益與繳費(fèi)相當(dāng)時(shí)，不影響當(dāng)期消費(fèi)；如果收益大于繳費(fèi)，則會(huì)增加消費(fèi)，否則降低消費(fèi)。[4]考特利克夫的研究表明社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)不同資產(chǎn)家庭、教育程度人群的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄決策影響具有較大異質(zhì)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(huì)保障體系對(duì)居民消費(fèi)具有顯著促進(jìn)作用。[6][7]凱斯和迪頓發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老金能改善南非老年人的生活條件，保證營(yíng)養(yǎng)狀況和增加老人消費(fèi)支出。[8]范和劉研究發(fā)現(xiàn)臺(tái)灣地區(qū)農(nóng)民養(yǎng)老金盡管對(duì)子女的經(jīng)濟(jì)支持存在一定程度的擠出效應(yīng)，但仍然在總量上增加了老人收入，改善了老人的經(jīng)濟(jì)資源和營(yíng)養(yǎng)物質(zhì)條件。[9]

國(guó)內(nèi)相關(guān)實(shí)證研究的成果主要有，王曉霞、孫華臣通過Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)社會(huì)保障支出是影響消費(fèi)需求變化的一個(gè)因素,在定量關(guān)系上,社會(huì)保障支出每增加1%,消費(fèi)需求將會(huì)減少0.37%。[10]王旭光等利用中國(guó)家庭追蹤數(shù)據(jù)庫(kù)年度數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)：對(duì)于未滿60歲的個(gè)體而言，新農(nóng)保對(duì)其消費(fèi)、儲(chǔ)蓄行為影響不顯著，而對(duì)已滿60歲可以領(lǐng)取養(yǎng)老金的個(gè)體，新農(nóng)保對(duì)其具有顯著的促進(jìn)作用。[11]劉暢以中國(guó)1989—2005年的社會(huì)保障支出水平和居民消費(fèi)數(shù)據(jù)為樣本,實(shí)證結(jié)果表明社會(huì)保障支出每增加1個(gè)單位,能帶動(dòng)居民消費(fèi)同向變動(dòng)0.621個(gè)單位。[12]蔣彧、全夢(mèng)貞利用我國(guó)2002—2015年省際數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，表明我國(guó)養(yǎng)老保險(xiǎn)水平的提高對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)具有明顯的促進(jìn)作用。[13]沈毅、穆懷中利用2011年全國(guó)31個(gè)?。ㄊ校┑慕y(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，結(jié)果表明農(nóng)村養(yǎng)老基金平均每增加1億元支出，可以擴(kuò)大農(nóng)村居民生活消費(fèi)支出大約18億元。[12]岳愛等利用全國(guó)性農(nóng)戶層面隨機(jī)抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明“新農(nóng)?！闭邔?shí)施后參保農(nóng)戶的家庭日常消費(fèi)支出顯著高于未參保農(nóng)戶。[14]張川川等使用2011年中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明，“新農(nóng)保”政策顯著提高了農(nóng)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(jìn)了家庭消費(fèi)。[15]

國(guó)內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)對(duì)本文研究具有重要借鑒價(jià)值，但是由于國(guó)情各異，養(yǎng)老金的籌資模式、計(jì)發(fā)方式和支付水平不同，各國(guó)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)居民消費(fèi)的影響也不一樣。即使在中國(guó)，由于各地居民的文化傳統(tǒng)、生活水平以及消費(fèi)理念的差異，使得養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)城鄉(xiāng)居民甚至農(nóng)村不同地區(qū)居民的消費(fèi)影響存在異質(zhì)性。目前國(guó)內(nèi)已有研究主要集中于城市養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)居民家庭消費(fèi)的影響，但針對(duì)新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)影響的實(shí)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(shù)據(jù)，不可能考慮個(gè)體家庭微觀特征的影響，以及新農(nóng)保對(duì)不同群體居民的消費(fèi)影響；岳愛等使用自己調(diào)查的微觀數(shù)據(jù)，考慮了家庭特征，針對(duì)全員參保農(nóng)戶和未全部參保農(nóng)戶的消費(fèi)影響進(jìn)行了對(duì)比分析，但是無法知曉新農(nóng)保對(duì)居民消費(fèi)的邊際作用水平。

目前還沒有針對(duì)農(nóng)村老年居民消費(fèi)影響的專題文獻(xiàn)，只是在研究農(nóng)村居民生活質(zhì)量或新農(nóng)保政策實(shí)施效果時(shí)，涉及老年消費(fèi)問題。本文將根據(jù)新農(nóng)保的制度特征，借鑒已有文獻(xiàn)的計(jì)量分析方法，基于收入消費(fèi)理論，采用2013年中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)高質(zhì)量的大型微觀數(shù)據(jù)。為了區(qū)分新農(nóng)保與其他養(yǎng)老金的消費(fèi)效應(yīng)，選擇60歲以上只領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金的農(nóng)村戶籍或城鄉(xiāng)居民戶口的老年人為樣本，實(shí)證研究新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村老年居民消費(fèi)支出的促進(jìn)水平，以及新農(nóng)保對(duì)不同群組老年人的消費(fèi)影響。

二、新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村老年居民消費(fèi)影響的機(jī)理分析與模型構(gòu)建

根據(jù)國(guó)發(fā)【2009】32號(hào)文件規(guī)定①,新農(nóng)保的創(chuàng)新突出表現(xiàn)在待遇支付和籌資原則上，養(yǎng)老待遇包括基礎(chǔ)養(yǎng)老金和個(gè)人賬戶部分。其中最低標(biāo)準(zhǔn)的基礎(chǔ)養(yǎng)老金由國(guó)家財(cái)政全額支付，目前標(biāo)準(zhǔn)是人均每月70元。領(lǐng)取年齡要求達(dá)到60周歲，對(duì)于新農(nóng)保開始實(shí)施時(shí)已年滿60周歲，又未享受城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇的居民不用繳費(fèi)，就可以按月領(lǐng)取基礎(chǔ)養(yǎng)老金，要求其符合參保條件的子女必須參保繳費(fèi)。由于新農(nóng)保實(shí)施時(shí)間還不長(zhǎng)，所以目前60歲以上農(nóng)村老人領(lǐng)取的養(yǎng)老金主要是基礎(chǔ)養(yǎng)老金，而基礎(chǔ)養(yǎng)老金又具有非繳費(fèi)性和普惠性，已經(jīng)成為農(nóng)村老人一筆不菲的收入。②而基礎(chǔ)養(yǎng)老金由國(guó)家財(cái)政保障支付，具有終生性。根據(jù)弗里德曼的收入假說理論，消費(fèi)水平取決于持久收入而不是暫時(shí)性收入，如果收入的變動(dòng)是持久的，增加的大部分收入將會(huì)用于消費(fèi)，否則就會(huì)被儲(chǔ)蓄。

當(dāng)然，新農(nóng)保在增加老人收入來源的同時(shí)，對(duì)子女的代際支持可能存在“擠出效應(yīng)”，如陳華帥、曾毅研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)村老人的養(yǎng)老金在平均值基礎(chǔ)上每增加1元，將導(dǎo)致子女的經(jīng)濟(jì)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(shù)研究表明養(yǎng)老金會(huì)促進(jìn)消費(fèi)。[15]根據(jù)以上研究和理論推理，本文假設(shè)新農(nóng)保增強(qiáng)了農(nóng)村老人未來收入預(yù)期，降低了他們的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，有利于促進(jìn)農(nóng)村老人消費(fèi)。當(dāng)然，新農(nóng)保擴(kuò)大農(nóng)村老人消費(fèi)效應(yīng)的假定，還需要進(jìn)一步的實(shí)證分析才能加以判斷。

基于以上的理論分析和研究假設(shè)，構(gòu)建本文的實(shí)證分析模型(1)。

本文的因變量是農(nóng)村老年家庭人均日常生活消費(fèi)支出，主要自變量是農(nóng)村老人領(lǐng)取的年養(yǎng)老金額?？紤]其他家庭特征也可能影響老年家庭日常消費(fèi)，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(chǎn)等變量。

其中，y代表農(nóng)村老年家庭日常生活消費(fèi)支出，包括衣著消費(fèi)、旅游支出、取暖、耐用品、教育培訓(xùn)、醫(yī)療、保健、購(gòu)車、交通通訊等13個(gè)項(xiàng)目的貨幣性支出；I代表農(nóng)村老人領(lǐng)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(jìn)入模型的控制變量有7個(gè)，其中4個(gè)定性指標(biāo)是性別、配偶、居住地區(qū)、自評(píng)健康情況；3個(gè)定量指標(biāo)包括年齡、健在子女?dāng)?shù)、老年家戶金融資產(chǎn)（包括現(xiàn)金和儲(chǔ)蓄）。

三、數(shù)據(jù)來源與變量說明

本文使用的數(shù)據(jù)來自中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查 （China Health and Retirement Longitudinal Study,CHARLS），CHARLS旨在收集一套代表中國(guó)45歲及以上中老年人家庭和個(gè)人的高質(zhì)量微觀數(shù)據(jù)，全國(guó)基線調(diào)查于2011年開展，覆蓋150個(gè)縣級(jí)單位、450個(gè)村級(jí)單位、約1萬戶家庭中的1.7萬人。這些樣本以后每?jī)赡曜粉櫼淮?，?shù)據(jù)整理一年后向?qū)W術(shù)界公開，本文使用2013年跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，是截至目前所能獲取的最新數(shù)據(jù)。為了區(qū)分新農(nóng)保政策效應(yīng)與其他形式養(yǎng)老金的效應(yīng)，本文選擇只領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金的農(nóng)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(gè)。1900個(gè)樣本涵蓋全國(guó)28個(gè)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(jìn)入計(jì)量模型的自變量共有8個(gè)，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(gòu)造了如下2個(gè)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(shí)為0表示“中部”。自評(píng)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(gè)等級(jí)處理成3個(gè)等級(jí)，“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(gè)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(shí)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(shí)際樣本在63歲-95歲之間，平均值為71.43歲。為了避免模型產(chǎn)生異方差，對(duì)老年家庭人均年消費(fèi)支出、年養(yǎng)老金額、老年家庭年金融資產(chǎn)進(jìn)行了對(duì)數(shù)處理。變量說明與樣本的描述統(tǒng)計(jì)具體情況見表1。

表1 變量說明及樣本的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）新農(nóng)保對(duì)老年居民消費(fèi)支出的影響

表2是新農(nóng)保對(duì)老年居民消費(fèi)影響的估計(jì)結(jié)果，回歸方程整體顯著。為了進(jìn)一步驗(yàn)證模型是否存在異方差，采用懷特（White）檢驗(yàn)。檢驗(yàn)的零假設(shè)是殘差不存在異方差性，懷特檢驗(yàn)的收尾概率P=0.0865，得出接受原假設(shè)，則模型在5%的顯著性水平下不存在異方差。

根據(jù)估計(jì)結(jié)果，在其他情況不變的前提下，新農(nóng)保養(yǎng)老金年均每增加1%，當(dāng)期老年居民消費(fèi)支出平均增加0.218%，按照本文樣本的平均數(shù)據(jù)計(jì)算，養(yǎng)老金每增加1元，老年人均消費(fèi)相應(yīng)增加0.74元，即邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.74。說明新農(nóng)保養(yǎng)老金基本用于老人日常生活消費(fèi)，能有效改善農(nóng)村老人的消費(fèi)水平。這與弗里德曼的收入假說理論相吻合，因?yàn)樾罗r(nóng)保養(yǎng)老金是一項(xiàng)持久的收入，它大部分將用于消費(fèi)，而不是被儲(chǔ)蓄。此外，農(nóng)村老人收入水平較低，其邊際消費(fèi)傾向更高，如果增加養(yǎng)老金待遇能夠有效促進(jìn)農(nóng)村老人的消費(fèi)支出。

但是其總體效應(yīng)還是非常有限，其主要原因是新農(nóng)保的支付水平較低。按照目前全國(guó)統(tǒng)一基礎(chǔ)養(yǎng)老金標(biāo)準(zhǔn)每月70元計(jì)算，年支付水平為840元，僅占2015年農(nóng)村人均收入11422元的7.4%。此外，新農(nóng)保養(yǎng)老金對(duì)子女的代際支持可能存在“擠出效應(yīng)”，如2011年參保老人所獲得子女的代際年支持金額相對(duì)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(yīng)”會(huì)削弱新農(nóng)保對(duì)老年消費(fèi)的促進(jìn)作用，同時(shí)，還會(huì)降低老人的家庭贍養(yǎng)預(yù)期以及對(duì)子女的養(yǎng)老期待，從而增強(qiáng)預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，降低消費(fèi)水平。

老年家庭金融資產(chǎn)年均每增加1%，老年居民消費(fèi)支出相應(yīng)增加0.115%，小于養(yǎng)老金對(duì)消費(fèi)的拉動(dòng)作用。因?yàn)樾罗r(nóng)保養(yǎng)老金具有持久性，降低了老人預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，更有利于刺激消費(fèi)。老人年齡每增加1歲，其家庭消費(fèi)將平均減少0.027%。因?yàn)殡S著年齡增長(zhǎng)，老人的支付能力降低，消費(fèi)行為更加節(jié)儉，吃用開支相應(yīng)減少。這與張嶺泉等、李培林和張翼等學(xué)者的研究觀點(diǎn)基本相同。[18][19]但是，理論上老人的身體素質(zhì)隨著年齡的增加而惡化，應(yīng)該產(chǎn)生更多的醫(yī)療費(fèi)用支出?？赡艿慕忉屖抢先俗愿兜尼t(yī)療費(fèi)用增幅小于其他消費(fèi)項(xiàng)目的減幅。可見，完善城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(xiǎn)，不僅能抑制老人體質(zhì)惡化的速度，而且還能增加老人用于健康投資的支出。

子女?dāng)?shù)每增加1個(gè)，家庭消費(fèi)平均增加0.088%，這與傳統(tǒng)的多子多福較為一致，當(dāng)然對(duì)消費(fèi)的影響力度較小。在5%顯著性水平下，性別對(duì)老人消費(fèi)的影響暫時(shí)沒有差異；有偶老人的平均消費(fèi)要比無偶老人的高。東部老人家庭消費(fèi)最高，中西部地區(qū)老人家庭消費(fèi)暫時(shí)沒有顯著差異。健康狀況不好的老年居民消費(fèi)支出比健康狀況好的更多，其中健康狀況差的老人消費(fèi)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(fèi)支出，平均占比高達(dá)50%。③

表2 新農(nóng)保對(duì)老年居民消費(fèi)影響的估計(jì)結(jié)果

（二）新農(nóng)保對(duì)不同群組老年居民消費(fèi)支出的影響

不同群組老人因?yàn)榻?jīng)濟(jì)能力、消費(fèi)水平、健康狀況甚至消費(fèi)理念的不同，將可能造成新農(nóng)保對(duì)不同群組老人的消費(fèi)影響在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上存在異質(zhì)性。對(duì)政策影響異質(zhì)性的研究有助于問題的深入認(rèn)識(shí)以及政策建議的針對(duì)性。對(duì)此，本文將按照年齡、健康狀況、地區(qū)進(jìn)行分組估計(jì)以檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性，表3是分組估計(jì)的結(jié)果。年齡是影響老人消費(fèi)的重要因素，低齡、中齡、高齡老人的消費(fèi)支出結(jié)構(gòu)和總量會(huì)有所差異。根據(jù)年齡分組的估計(jì)結(jié)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(jì)的三組回歸方程總體均顯著。

根據(jù)分年齡估計(jì)結(jié)果，新農(nóng)保養(yǎng)老金平均每增加1%，中齡老人的消費(fèi)支出增幅略高于低齡老人。家戶金融資產(chǎn)平均每增加1%，低齡老人的消費(fèi)支出相應(yīng)增加0.092%，而中齡老人增加更多，為0.135%。根據(jù)身體健康狀況分組估計(jì)，新農(nóng)保養(yǎng)老金對(duì)身體較好老人的消費(fèi)影響暫時(shí)不顯著；身體一般老人的養(yǎng)老金平均每增加1%，其消費(fèi)支出將增加0.315%，邊際作用較大。身體較好老人的家庭資產(chǎn)平均每增加1%，其當(dāng)年消費(fèi)支出相應(yīng)增加0.107%；而對(duì)身體一般老人的消費(fèi)刺激略大一點(diǎn)。根據(jù)分地區(qū)估計(jì)結(jié)果，新農(nóng)保對(duì)中部和東部老人的消費(fèi)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(dāng)年老人消費(fèi)支出相應(yīng)增加0.249%。

表3 新農(nóng)保對(duì)不同群組老年居民消費(fèi)影響的估計(jì)結(jié)果

以上分組估計(jì)結(jié)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(chǎn)在整個(gè)收入中的比重相對(duì)低些，故養(yǎng)老金的邊際消費(fèi)促進(jìn)力度相對(duì)弱些。正如邊際消費(fèi)傾向遞減規(guī)律，收入水平較高人群的邊際消費(fèi)水平相對(duì)較低。以上結(jié)論說明，新農(nóng)保政策效應(yīng)在年齡、身體狀況、地區(qū)上存在統(tǒng)計(jì)學(xué)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(fèi)水平差距。說明新農(nóng)保有利于促進(jìn)基本公共服務(wù)的均等化，這也是新農(nóng)保的一個(gè)重要政策目標(biāo)。

此外，老人家戶金融資產(chǎn)有利于增加消費(fèi)，其中對(duì)中部老人的作用最大，每增加1%，老人的消費(fèi)支出平均增加0.156%。性別對(duì)老人的消費(fèi)沒有顯著影響；有偶和子女?dāng)?shù)有助于增加老人的消費(fèi)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(fèi)情況基本無差異，而西部有偶老人的消費(fèi)最多，說明西部老年生活對(duì)配偶的依賴更大。子女?dāng)?shù)有利于增加?xùn)|西部老人的消費(fèi)支出，東部增加更明顯，而對(duì)中部影響不大，說明中部老人對(duì)子女養(yǎng)老的依賴程度相對(duì)低些。年齡越低、身體狀況越好的有偶老人的消費(fèi)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(fèi)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(fèi)支出越多，說明醫(yī)療費(fèi)用對(duì)老人消費(fèi)支出的影響較大。地區(qū)未對(duì)健康老人的家庭消費(fèi)支出造成顯著差異；而身體一般的老人，東部的家庭消費(fèi)最低，中西部卻沒有顯著差異。

隨著年齡增加，老人的消費(fèi)支出總體呈遞減趨勢(shì)。其中東部老人消費(fèi)減少最多，年齡平均每增加一歲，東部老人消費(fèi)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(yīng)的作為老人最大貨幣性支出的醫(yī)療費(fèi)用增幅相對(duì)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(fèi)總量降幅最大。東、西部地區(qū)的低齡老人消費(fèi)支出均低于中部地區(qū)；而地區(qū)對(duì)中齡老人的消費(fèi)影響沒有顯著差異。

五、結(jié)論與政策建議

本文根據(jù)新農(nóng)保的制度特征，在機(jī)理分析的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村老年居民消費(fèi)影響的研究框架。利用2013年中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤的大型高質(zhì)量微觀調(diào)查數(shù)據(jù)(CHARLS)，選擇60歲以上具有廣泛地域代表性的1900個(gè)農(nóng)村老人為樣本，全面評(píng)估了新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村老年居民消費(fèi)支出的影響以及對(duì)不同群組老人消費(fèi)影響的異質(zhì)性。為完善新農(nóng)保政策、促進(jìn)農(nóng)村老年人消費(fèi)、改善農(nóng)村老年人口養(yǎng)老質(zhì)量提供了理論依據(jù)。

研究結(jié)果表明，新農(nóng)保養(yǎng)老金平均每增加1%，當(dāng)期老年居民的消費(fèi)支出相應(yīng)增加0.218%，邊際消費(fèi)傾向高達(dá)0.74。新農(nóng)保對(duì)不同群組老人的消費(fèi)影響存在異質(zhì)性。在年齡上，中齡老人養(yǎng)老金的邊際消費(fèi)促進(jìn)作用高于低齡老人。就身體狀況而言，新農(nóng)保養(yǎng)老金對(duì)身體較好老人的消費(fèi)影響暫時(shí)不顯著，但身體一般老人的養(yǎng)老金平均每增加1%，其消費(fèi)支出將增加0.315%。在地區(qū)上，新農(nóng)保對(duì)中部和東部老人的消費(fèi)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(fèi)支出將增加0.249%。新農(nóng)保對(duì)不同群體老人的政策效應(yīng)具有異質(zhì)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(fèi)水平差距，有利于促進(jìn)基本公共服務(wù)的均等化。

此外，家戶資產(chǎn)總體增加了老人的消費(fèi)，其中對(duì)中齡老人的促進(jìn)作用最大。隨著年齡增長(zhǎng)，老人的消費(fèi)總體呈下降趨勢(shì)，其中東部老人的消費(fèi)減少最多。健康狀況差的老人消費(fèi)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(fèi)支出均低于中部地區(qū)；地區(qū)對(duì)健康老人的家庭消費(fèi)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(fèi)支出越多，說明醫(yī)療費(fèi)用對(duì)老人消費(fèi)支出的影響較大。有偶和子女?dāng)?shù)有助于增加老人的消費(fèi)支出。子女?dāng)?shù)對(duì)東部老人的消費(fèi)刺激最大，而對(duì)中部老人的影響最小，說明中部老人對(duì)子女養(yǎng)老的依賴程度相對(duì)低些。

對(duì)此，建議如下：第一，提高新農(nóng)保保障水平同時(shí)，通過宣傳教育，避免子女對(duì)老人的過度剝削，保持代際的互惠均衡。同時(shí)倡導(dǎo)自我養(yǎng)老理念，以便實(shí)現(xiàn)家庭養(yǎng)老與自我養(yǎng)老的會(huì)通。要從農(nóng)村養(yǎng)老供給側(cè)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(gè)人、社會(huì)等主體的養(yǎng)老功能，使得政府養(yǎng)老（如新農(nóng)保）、家庭養(yǎng)老、自我養(yǎng)老以及社會(huì)服務(wù)之間形成合力，實(shí)現(xiàn)四位一體的養(yǎng)老供給機(jī)制。第二，老年金融資產(chǎn)對(duì)消費(fèi)的促進(jìn)作用小于新農(nóng)保的政策效應(yīng)。對(duì)此，通過完善財(cái)政補(bǔ)貼繳費(fèi)激勵(lì)機(jī)制、合理確定個(gè)人賬戶資金的投資收益率，鼓勵(lì)農(nóng)村居民增加個(gè)人繳費(fèi)。相對(duì)個(gè)人儲(chǔ)蓄，增加新農(nóng)保的個(gè)人繳費(fèi)，更有利于農(nóng)村老年居民消費(fèi)水平的提高，也是自我養(yǎng)老的有效實(shí)現(xiàn)方式。第三，進(jìn)一步完善新農(nóng)合，降低老人醫(yī)療自付比重，有利于弱化老人預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，刺激消費(fèi)并改善老年生活質(zhì)量。此外，必須通過合理的制度設(shè)計(jì)，改善農(nóng)村老人消費(fèi)水平差距，促進(jìn)農(nóng)村老年人口生活質(zhì)量的均等化，比如提高西部新農(nóng)保的財(cái)政補(bǔ)貼力度，增加高齡老人津貼，對(duì)長(zhǎng)期不能自理老人實(shí)行長(zhǎng)期護(hù)理補(bǔ)貼制度等，以此改善老人間消費(fèi)水平差距，促進(jìn)基本公共服務(wù)的均等化。

注釋：

①2009年9月中華人民共和國(guó)國(guó)務(wù)院《關(guān)于開展新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)試點(diǎn)的指導(dǎo)意見》。

②我們課題組于2015年初對(duì)江西省新農(nóng)保影響農(nóng)村老人生活質(zhì)量問題進(jìn)行了田野調(diào)查。遂川某采茶村不種糧食，其中有一對(duì)70歲以上的夫婦，育有三子一女，除了一點(diǎn)菜地，老人基本沒有其他農(nóng)業(yè)產(chǎn)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(biāo)準(zhǔn)每月80元計(jì)算，年養(yǎng)老金960元，接近一個(gè)兒子的貨幣支持。這對(duì)老年夫婦在農(nóng)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(guó)家統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)70元計(jì)算，一年養(yǎng)老金最少是840元，對(duì)于農(nóng)村老人來說真的是一筆不菲收入，但遠(yuǎn)遠(yuǎn)不足以養(yǎng)老。

③根據(jù)本文1900個(gè)樣本的平均消費(fèi)支出數(shù)據(jù)計(jì)算。