洪 麗 尹 康

(1 武漢大學(xué)社會保障研究中心/政治與公共管理學(xué)院，湖北武漢，430072；2 湖北經(jīng)濟學(xué)院經(jīng)濟與貿(mào)易學(xué)院，湖北武漢，430205)

一、引言

2009年9月，國務(wù)院發(fā)布了《關(guān)于開展新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險試點的指導(dǎo)意見》?！爸鸩娇s小城鄉(xiāng)差距、改變城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)、推進基本公共服務(wù)均等化”和“實現(xiàn)廣大農(nóng)村居民老有所養(yǎng)、促進家庭和諧、增加農(nóng)民收入”是新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險制度的主要目標(biāo)。那么，新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險(簡稱“新農(nóng)?！?從2009年開始試點至2012年基本實現(xiàn)全覆蓋，其制度效應(yīng)如何？本文關(guān)注和考察新農(nóng)保對減貧和收入分配的影響程度。研究對了解我國養(yǎng)老保險政策的收入調(diào)節(jié)作用，進一步優(yōu)化社會保障制度，推進鄉(xiāng)村振興，治理相對貧困，實現(xiàn)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展具有重要的意義。

收入再分配功能是政府介入養(yǎng)老保險業(yè)務(wù)的主要理由之一[1]，世界上絕大多數(shù)國家建立了以優(yōu)化收入分配格局及免除老年人生存風(fēng)險為目標(biāo)的社會養(yǎng)老保險制度。以往關(guān)于養(yǎng)老保險制度收入再分配效應(yīng)的理論研究側(cè)重分析現(xiàn)收現(xiàn)付、完全積累制等不同養(yǎng)老保險模式的收入再分配效應(yīng)[2-6]，通常采用微觀精算模型[7-11]，以及一般均衡分析[12]、宏觀定量分析[13-14]等方法，具體測算某個養(yǎng)老保險體系對收入分配影響的大小。

新農(nóng)保帶有其他養(yǎng)老保險模式的共性，也有其特殊性。近年來很多研究從不同角度對新農(nóng)保的政策效果進行評估，例如，新農(nóng)保對農(nóng)村家庭消費和儲蓄的影響[15-17]，新農(nóng)保對農(nóng)民居民勞動供給的影響[18-23]，新農(nóng)保對老年人健康的影響[24]。

在衡量和評估新農(nóng)保政策收入再分配效應(yīng)的文獻中，主要采用以下幾種方法：一是采用局部均衡分析方法，通過構(gòu)建精算模型，度量參保人凈受益規(guī)模，對新農(nóng)保收入再分配效應(yīng)進行仿真模擬測算[25-27]；其二，在一般均衡的框架下通過構(gòu)建兩期疊代模型，對新農(nóng)保制度的收入再分配效應(yīng)進行定量化模擬[28]；其三，利用微觀調(diào)查數(shù)據(jù)和CHARLS等數(shù)據(jù)庫，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對新農(nóng)保的減貧、收入再分配效應(yīng)進行實證檢驗[29-38]。

由于具體研究對象和內(nèi)容、研究方法、數(shù)據(jù)使用存在差異，已有關(guān)于新農(nóng)保減貧和再分配效應(yīng)的研究存在分歧：有的研究認為，新農(nóng)保能夠在一定程度上促進貧困緩解、縮小農(nóng)村居民收入差距；有的研究認為，新農(nóng)保的減貧增收效應(yīng)比較有限[39]。

本文基于中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)數(shù)據(jù)庫中2008年甘肅、浙江兩省的預(yù)調(diào)查數(shù)據(jù)以及2012年這兩省的追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，采用雙重差分傾向得分匹配法(DID-PSM)，分年齡組考察是否參加新農(nóng)保對農(nóng)戶家庭收入、家庭人均收入、個人收入等指標(biāo)的影響，并分別計算2008年和2012年實驗組(參保組)和對照組(未參保組)的基尼系數(shù)，從微觀層面對新農(nóng)保政策的減貧及再分配效應(yīng)進行實證分析。與已有文獻相比，本文的貢獻主要體現(xiàn)在以下兩個方面：第一，本文結(jié)合雙重差分法和雙重差分傾向得分匹配法來識別新農(nóng)保政策對收入分配的因果效應(yīng)，對公共政策實施效果的實證研究有參考借鑒價值；第二，本研究有助于了解新農(nóng)保制度的受益分布及效應(yīng)大小，為檢驗新農(nóng)保政策實施效果和調(diào)整方向提供了經(jīng)驗證據(jù)。

二、實證策略與計量模型

(一)雙重差分法(DID)

客觀評價某項政策實施的效果，可采用基于自然實驗或隨機實驗進行因果關(guān)系評估的方法——雙重差分法(Difference-in-Difference，DID)。雙重差分法最早由Ashenfelter 和Card提出[40]，應(yīng)用于政策效果的評價，其基本思路是選擇一個不實施政策的對照組(也稱控制組)和一個實施政策的實驗組，通過對實驗組和對照組政策前后某項指標(biāo)的變化量進行差分，來剔除時間趨勢和固定效應(yīng)的干擾，得到政策對實驗組的凈影響。

新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險制度自2009年開始試點實施，可將其視為在農(nóng)村地區(qū)進行的一項政策試驗。對新農(nóng)保政策的減貧及再分配效應(yīng)進行因果效應(yīng)評估，可采用雙重差分法。

設(shè)定雙重差分方法的基準回歸模型如下：

yit=α+β1Treati·timet+β2Treati+β3timet+γZit+εit

其中，i代表樣本個體，t代表時期或年份，yit為要考察的結(jié)果變量，Treati為政策變量(如果個體i參加新農(nóng)保，Treati=1；否則，Treati=0)，timet為時期變量(當(dāng)時間為新農(nóng)保政策實施后，timet=1；當(dāng)時間為新農(nóng)保政策實施前，timet=0)，Z代表一系列控制變量，也稱為協(xié)變量。

通過差分發(fā)現(xiàn)，未參保的對照組在新農(nóng)保實施前后y的變動為β3，可以將β3理解為時間趨勢的影響；參保實驗組在新農(nóng)保實施前后y的變動為β1+β3，去掉時間趨勢的影響可以得到政策凈效應(yīng)β1。也就是說，交互相Treati·timet的系數(shù)β1度量了新農(nóng)保實施的凈效應(yīng)(Average Treatment Effect on the Treated，ATT)。

因此，可以將樣本按年齡分為60歲及以上和60歲以下的子樣本，以農(nóng)戶收入為應(yīng)變量yit，對不同子樣本估計模型中的系數(shù)β1加以對比，從而評估新農(nóng)保帶來的減貧及代際收入分配效應(yīng)。

新農(nóng)保通過改變居民的收入排序?qū)κ杖敕峙洚a(chǎn)生影響。基于雙重差分的思想，分別計算實驗組與對照組在政策實施前(2008年)和實施后(2012年)的基尼系數(shù)，用實驗組基尼系數(shù)的變動減去對照組基尼系數(shù)的變動可以直觀地看到新農(nóng)保政策的收入再分配效應(yīng)。

值得注意的是，應(yīng)用雙重差分法的一個前提是實驗組和對照組存在共同趨勢，即參與新農(nóng)保的個體和未參與新農(nóng)保的個體在沒有實施新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險政策的情形下，收入的變動趨勢或收入差距的變動趨勢不存在系統(tǒng)性差異?；蛘哒f，應(yīng)用DID方法的一個前提要求為是否進入實驗組是隨機產(chǎn)生的。但是否被定為新農(nóng)保政策試點地很可能不是隨機產(chǎn)生的，進一步來說，在新農(nóng)保試點地區(qū)，參加新農(nóng)保遵循自愿原則，參加新農(nóng)保、進入實驗組是居民自我選擇的結(jié)果，參保組與對照組成員的初始條件可能并不完全相同，存在由選擇性偏誤帶來的內(nèi)生性問題。雙重差分傾向得分匹配法(Difference in Differences-Propensity Score Matching，DID-PSM)則可以有效解決這一問題，使DID方法滿足共同趨勢假設(shè)。為了克服是否參加新農(nóng)保不同樣本之間的系統(tǒng)性差異，降低DID估計的偏誤，本文將進一步采用雙重差分傾向得分匹配法(DID-PSM)來估計新農(nóng)保政策的收入再分配效應(yīng)，這也等同于從側(cè)面進行穩(wěn)健性檢驗。

(二)雙重差分傾向得分匹配法(DID-PSM)

雙重差分傾向得分匹配法(DID-PSM)的思想源于匹配估計量(PSM)，其基本思路是在未參加新農(nóng)保的對照組中找到某個樣本j，使j與參加新農(nóng)保的實驗組中的某個樣本i的可觀測變量盡可能相似(匹配)，即Xi≈Xj。當(dāng)樣本的個體特征對是否參加新農(nóng)保的作用完全取決于可觀測的控制變量時，個體j與i參加新農(nóng)保的概率相近，二者便能夠相互比較；若個體選擇是否參保還取決于不可觀測變量，但這些不可觀測變量不隨時間而變化，而且可以形成面板數(shù)據(jù)，則可使用雙重差分傾向得分匹配法(DID-PSM)。

雙重差分傾向得分匹配法(DID-PSM)由Heckman等提出并發(fā)展起來[41]，假設(shè)有兩期面板數(shù)據(jù)，DID-PSM方法通過先匹配，找到具有可比性的對照組和實驗組，進而通過雙重差分得到政策實施的凈效應(yīng)ATT， ATT可表示為：

其中，T表示參保實驗組或處理組(treat group)，C表示未參保對照組或控制組(control group)；t1代表新農(nóng)保實施后，t0代表新農(nóng)保實施前；i表示參保組第i個個體，j表示未參保組第j個個體；yTt0i和yTt1i分別表示參保組個體i參保前后的收入，yCt0j和yCt1j分別表示未參保組個體j在新農(nóng)保政策實施前后的收入；w是用PSM中的核匹配法計算出的權(quán)重；N1表示匹配成功得到的樣本數(shù)。

雙重差分傾向得分匹配法(DID-PSM)的優(yōu)點在于它可以控制不可觀測但不隨時間變化的組間差異，可以幫助解決雙重差分法中實驗組與對照組在受到新農(nóng)保政策影響前不完全具備共同趨勢假設(shè)所帶來的問題。

三、數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計

(一)數(shù)據(jù)來源及樣本處理

本文使用的數(shù)據(jù)來自中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS)。CHARLS是由北京大學(xué)國家發(fā)展研究院主導(dǎo)的全國家戶調(diào)查，調(diào)查對象是隨機抽取的我國45歲及以上居民。CHARLS數(shù)據(jù)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家戶調(diào)查數(shù)據(jù)。

CHARLS數(shù)據(jù)庫目前包括2008年兩省預(yù)調(diào)查數(shù)據(jù)、2011年全國基線調(diào)查數(shù)據(jù)、2012年兩省追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)、2013年全國追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)和2015年全國追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)。新農(nóng)保從2009年開始試點，故本文選取2008年(政策實施前)和2012年(政策實施后)兩期面板數(shù)據(jù)，分別通過雙重差分法(DID)和雙重差分傾向得分匹配法(DID-PSM)來評估新農(nóng)保的政策效應(yīng)。CHARLS團隊在2008年選取了經(jīng)濟欠發(fā)達的甘肅省和經(jīng)濟發(fā)達的浙江省進行預(yù)調(diào)查，預(yù)調(diào)查樣本來自32個縣/區(qū)的95個社區(qū)/村莊，涉及1570戶家庭中的2685個人；2012年調(diào)查團隊對這兩個省又進行了追蹤調(diào)查，樣本涉及1408戶家庭中的2379個人。

在對數(shù)據(jù)進行處理時，本文首先選擇2012年實行新農(nóng)保的社區(qū)樣本，篩選掉有缺失值的個體，并刪除兩個年份的收入極端值，然后再匹配兩個年份的平衡面板數(shù)據(jù)。這樣進行數(shù)據(jù)處理后，得到樣本個體總數(shù)為2004個，2012年實驗組樣本472個，對照組樣本1532個。其中，60歲及以上參加新農(nóng)保的樣本有264個，60歲以下參加新農(nóng)保的樣本有208個；60歲及以上未參加新農(nóng)保的樣本有810個，60歲以下未參加新農(nóng)保的樣本有722個。

(二)變量的選取及描述性統(tǒng)計

1.變量選取

(1)因變量農(nóng)村居民的收入是本文研究的核心問題。本文選取的因變量包括家庭總收入、家庭年人均收入、個人收入三項指標(biāo)。家庭總收入或家庭年人均收入通過家庭所有成員的工資收入、農(nóng)業(yè)收入、自雇經(jīng)營收入、轉(zhuǎn)移收入來衡量，其中家庭農(nóng)業(yè)收入、自雇經(jīng)營收入以及轉(zhuǎn)移收入以家庭為單位；個人收入計入了樣本個體的工資收入、轉(zhuǎn)移收入以及以家庭為單位統(tǒng)計的農(nóng)業(yè)收入、自雇經(jīng)營收入、轉(zhuǎn)移收入平均到個體的收入。回歸時各收入變量取自然對數(shù)形式，如果收入為0或為負值，定義對數(shù)值為0。通過對比不同收入指標(biāo)所受的影響的大小，可以間接驗證估計結(jié)果的可靠性。

(2)自變量

本文的自變量為“是否參加了新農(nóng)保”。個體若參加了新農(nóng)保，自變量取值為1；若個體未參加新農(nóng)保，則自變量取值為0。

(3)控制變量(協(xié)變量)

參加新農(nóng)保以自愿為原則，并非強制。是否參加新農(nóng)保會受到個人、社會特征的影響。近幾年的研究表明，新農(nóng)保參保行為受到年齡、教育程度、身體健康等因素影響。參考Galiani、張川川等的相關(guān)研究[42-43]，同時考慮到調(diào)查數(shù)據(jù)的可得性，本文將性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況、家庭人口規(guī)模、戶口類型、地區(qū)類型、省份納入控制變量組。此外，考慮到“是否享有其他類型的養(yǎng)老保險”會干擾新農(nóng)保政策的識別效果，故將“是否參加其他養(yǎng)老保險項目”也納入控制變量組。在實證分析中，這些控制變量作為協(xié)變量參與回歸。

2.描述性統(tǒng)計分析

(1)全樣本

表1對全樣本各個變量的統(tǒng)計特征進行了描述性統(tǒng)計，包括因變量(家庭總收入、家庭年人均收入、個人收入)、自變量(是否參加新農(nóng)保)、控制變量(性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度、戶口類型、家庭人口規(guī)模、省份、地區(qū)類型、是否參加其他養(yǎng)老保險項目、孩子數(shù)量等)。

從表1可以看出：在所有樣本中，2008年實驗組的家庭總收入、家庭年人均收入和個人收入都遠低于對照組；2012年實驗組和對照組的各項收入水平較2008年都有大幅提升。而從控制變量來看，實驗組和對照組的性別、年齡、婚姻狀況等變量差距不大，一定程度上可以控制這幾個變量對個體行為的影響。實驗組的受教育程度略低于對照組，家庭人口和孩子數(shù)量略多于對照組，一定程度上反映了參加新農(nóng)保的人口受教育程度相對更低、家庭人口和孩子數(shù)量相對更高。從省份和地區(qū)類型來看，實驗組多集中在甘肅省(占比72%)、村莊或鄉(xiāng)中心區(qū)(占比82%)；對照組中約有60%的人口分布在浙江省，實分布在村莊或鄉(xiāng)中心區(qū)的人口僅占38%。從參加其他養(yǎng)老保險的情況來看，實驗組參加其他養(yǎng)老保險的比例很小，對照組參加其他養(yǎng)老保險的人在2008年約占20%，2012年上升接近36%。

表1 變量描述性統(tǒng)計(全樣本)

(2)分年齡子樣本

表2分別對2012年60歲及以上和60歲以下(45～59歲)的分年齡子樣本的各個變量進行了描述性統(tǒng)計。

從60歲及以上人口樣本中可以得到以下發(fā)現(xiàn)。家庭總收入平均值為30546元，參加新農(nóng)保的實驗組家庭總收入平均值僅為19405元，遠低于未參加新農(nóng)保的收入水平；在家庭年人均收入和個人收入方面，也是參加新農(nóng)保的實驗組遠低于未參加新農(nóng)保的對照組。在其他方面，由于新農(nóng)保遵循自愿原則且處于擴面階段，僅24.58%的人參加了新農(nóng)保；男性占比52.5%，樣本平均年齡約69歲，在參保和未參保的樣本中性別、年齡的分布都比較均衡； 已婚并與配偶同住的占比73.56%，其中，參保群體這一比例略低于未參保群體；參保人口的受教育程度平均低于未參保人口；而參保人口的家庭人口規(guī)模和孩子數(shù)量則要高于未參保組；分布在浙江省的占比51%，其中參保的實驗組中分布在浙江的樣本僅占比28%，未參保的則有59%分布在浙江?。粡牡貐^(qū)類型來看，參保人群大多分布在村莊或鄉(xiāng)中心區(qū)；有21.6%的人參加了其他養(yǎng)老保險，參同時加新農(nóng)保和其他養(yǎng)老保險的僅有1.5%，未參加新農(nóng)保的人群中有28%參加了其他養(yǎng)老保險。

60歲以下人口樣本描述性分析如下。家庭總收入平均值為43505元，家庭年人均收入平均值為15194元，個人收入平均值為13156元；參加新農(nóng)保的實驗組家庭總收入、家庭年人均收入、個人收入遠低于未參加新農(nóng)保的各項收入水平。在其他方面， 22.37%的人參加了新農(nóng)保，略低于60歲及以上人口的參保水平；男性占比43%，樣本平均年齡約53歲，在參保和未參保的選擇中性別、年齡的分布也都較均衡；已婚并與配偶同住的占比89%，其中，參保群體這一比例略高于未參保群體；參保人口的受教育程度略低于未參保人口；參保人口的家庭人口規(guī)模和孩子數(shù)量則高于未參保組；分布在浙江省的占比53%，參保的實驗組中分布在浙江的僅占27.88%，近72%分布在甘肅省，未參保的則有約61%分布在浙江?。粡牡貐^(qū)類型來看，參保人群大多分布在村莊或鄉(xiāng)中心區(qū)；有36.45%的人參加了其他養(yǎng)老保險，既參加新農(nóng)保又參加其他養(yǎng)老保險的僅占比7.69%，未參加新農(nóng)保的人群中有44.74%參加了其他養(yǎng)老保險。

表2 變量描述性統(tǒng)計(2012年分年齡子樣本)

四、實證結(jié)果與分析

(一)DID估計結(jié)果

如前所述，采用雙重差分法(DID)估計新農(nóng)保的減貧及再分配效應(yīng)有兩種做法：其一，按年齡將總樣本分為兩個子樣本(60歲及以上和60歲以下)，以農(nóng)戶收入為應(yīng)變量yit，對不同子樣本估計模型中的系數(shù)β1加以對比，來評估新農(nóng)保的減貧及代際收入分配效應(yīng)；其二，基于雙重差分的思想，直接計算實驗組與對照組在政策實施前(2008年)和政策實施后(2012年)的基尼系數(shù)，用實驗組基尼系數(shù)的變動減去對照組基尼系數(shù)的變動得到新農(nóng)保政策的收入再分配效應(yīng)。第二種方法更簡潔、更直觀，本文直接列出采用第二種方法并基于家庭人均收入計算的新農(nóng)保政策的收入再分配效應(yīng)，結(jié)果如表3所示。

從表3可以看出，無論是從總樣本來看，還是從分地區(qū)的子樣本和分年齡的子樣本看，參加新農(nóng)保給農(nóng)村居民的收入帶來正向的再分配效應(yīng)，新農(nóng)保制度的實施具有均等收入分配的總效應(yīng)。首先，從總樣本來看，參加新農(nóng)保帶來的收入再分配效應(yīng)使基尼系數(shù)下降了3.7個百分點。參加新農(nóng)保的樣本2012年的基尼系數(shù)為0.602，2008年的基尼系數(shù)為0.667；未參加新農(nóng)保的樣本2012年的基尼系數(shù)為0.577， 2008年的基尼系數(shù)是0.605。用參保的實驗組基尼系數(shù)的變化減去未參保的對照組基尼系數(shù)的變化，可知參加新農(nóng)保帶來的收入再分配效應(yīng)使基尼系數(shù)下降了3.7個百分點。其次，從分地區(qū)的子樣本來看，浙江省參加新農(nóng)保帶來的收入再分配效應(yīng)遠大于在甘肅省的效應(yīng)。在浙江省的子樣本中，2012年參保的實驗組基尼系數(shù)為0.483，2008年為0.568，2012年未參保的對照組基尼系數(shù)為0.525，2008年為0.548，浙江省子樣本參保形成的收入再分配效應(yīng)使基尼系數(shù)下降了6.2個百分點；在甘肅省的子樣本中，2012年參保的實驗組基尼系數(shù)為0.597，2008年為0.612，2012年未參保的對照組基尼系數(shù)為0.589，2008年為0.593，甘肅省子樣本參保形成的收入再分配效應(yīng)僅使基尼系數(shù)下降了1.1個百分點。再次，從分年齡子樣本來看，參加新農(nóng)保使60歲及以上老年群體收入差距下降的更多。2012年60歲以下參保的實驗組的基尼系數(shù)為0.546，2008年為0.621；2012年60歲以下未參保的對照組的基尼系數(shù)是0.525，2008年為0.569。2012年60歲以下樣本參保帶來的收入再分配效應(yīng)使基尼系數(shù)下降了3.1個百分點。在60歲及以上的樣本中，參加新農(nóng)保的實驗組2012年的基尼系數(shù)是0.635，2008年的基尼系數(shù)為0.693；而未參加新農(nóng)保的對照組2012年的基尼系數(shù)是0.620，2008年的基尼系數(shù)為0.619。2012年60歲及以上老年群體參保帶來的收入再分配效應(yīng)使基尼系數(shù)下降了5.9個百分點。對比2012年60歲以下和60歲及以上子樣本參加新農(nóng)保的基尼系數(shù)變化凈效應(yīng)可以發(fā)現(xiàn)，參保使60歲及以上老年群體收入差距下降的更多。

表3 2008年和2012年農(nóng)村基尼系數(shù)

雙重差分模型(DID)的實質(zhì)是使用實驗組干預(yù)前后結(jié)果變量的變化減去對照組干預(yù)前后結(jié)果變量的變化，得到干預(yù)的估計效果。本文通過對比參保前后實驗組和對照組的基尼系數(shù)變化，直觀地看到參加新農(nóng)保帶來的收入再分配效應(yīng)。不過，參保組與未參保組在基礎(chǔ)特征上可能存在差異，為保證所比較的兩組具有可比性，下文將運用雙重差分傾向得分匹配法(DID-PSM)進一步估計參加新農(nóng)保帶來的減貧及收入再分配效應(yīng)。

(二)DID-PSM估計結(jié)果

表4中(1)列～(4)列展示了以家庭人均收入(取對數(shù))為被解釋變量，采用雙重差分傾向得分匹配法估計的參加新農(nóng)保對60歲及以上子樣本和60歲以下子樣本個體收入的影響。對比(1)列和(3)列的估計結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，參加新農(nóng)保使60歲及以上老年群體收入上升33.1%，使60歲以下群體收入上升17.2%， 60歲及以上老年群體收入增長較60歲以下群體收入增長更多，但是該結(jié)果在統(tǒng)計上不顯著。這也表明：新農(nóng)保的實施在一定程度上產(chǎn)生減貧效應(yīng)和正向代際收入分配效應(yīng)，只是這些效應(yīng)作用有限。

表4 分年齡子樣本參加新農(nóng)保對個體收入的影響：DID-PSM估計結(jié)果

進一步觀察(2)列和(4)列的估計結(jié)果。相比(1)列和(3)列，(2)列和(4)列剔除了性別、婚姻、家庭人口規(guī)模三個協(xié)變量，參加新農(nóng)保使60歲及以上群體收入上升29.9%，使60歲以下群體收入上升19.5%，但該結(jié)果在統(tǒng)計上也不顯著。背后的含義和(1)列和(3)列的分析結(jié)果類似，新農(nóng)保的實施在一定程度上產(chǎn)生減貧效應(yīng)和正向代際收入分配效應(yīng)，但這些效應(yīng)并不明顯。

表4中(5)列～(8)列展示了以個人收入(取對數(shù))為被解釋變量的估計結(jié)果。對比(5)列和(7)列的估計結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，參加新農(nóng)保使60歲及以上老年群體收入顯著上升53%，使60歲以下群體收入上升34.4%，不過后者在統(tǒng)計上不顯著。這表明，新農(nóng)保的實施使首要目標(biāo)群體的收入顯著提升，并在一定程度上使60歲以下群體的收入有所提升。這也從側(cè)面反映出新農(nóng)保的實施一定程度上帶來正向的代際收入分配效應(yīng)。相比(5)列和(7)列，(6)列和(8)列剔除了性別、婚姻、家庭人口規(guī)模三個協(xié)變量，結(jié)論基本保持穩(wěn)定，參加新農(nóng)保使60歲及以上老年群體的收入顯著上升，但對60歲以下群體的收入的提升作用尚不明顯。

綜合來看，新農(nóng)保的實施使60歲及以上老年群體收入顯著上升，一定程度上產(chǎn)生減貧效應(yīng)和正向代際收入分配效應(yīng)。

為了保證 DID-PSM結(jié)果的有效性，本文檢驗了匹配前后各變量在參保組和對照組的分布是否變得更加平衡，協(xié)變量的均值在參保組和對照組之間是否有差異。檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，各變量在參保組和對照組的分布更加均衡，且協(xié)變量的均值也不存在差異。因而本文的估計方法是合適的。

比較DID和DID-PSM兩部分的估計結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，盡管兩種方法估計的結(jié)果在理解上有所不同，但是基本結(jié)論是一致的，即新農(nóng)保的實施在一定程度上有減貧和收入再分配效應(yīng)，本文的研究結(jié)論具有穩(wěn)健性和可靠性。

五、結(jié)論

本文使用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)數(shù)據(jù)庫中2008年甘肅、浙江兩省預(yù)調(diào)查數(shù)據(jù)和2012年甘肅、浙江兩省追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，采用雙重差分法(DID)和雙重差分傾向得分匹配法(DID-PSM)估計了新農(nóng)保政策的減貧及再分配效應(yīng)，結(jié)果均顯示新農(nóng)保在一定程度上有減貧、均等收入分配及縮小收入差距的效應(yīng)。

采用雙重差分法(DID)對比參保的實驗組和未參保的對照組基尼系數(shù)的變化本文發(fā)現(xiàn)，無論從總樣本來看，還是從分地區(qū)和分年齡的子樣本看，新農(nóng)保的實施都使基尼系數(shù)下降。其中，在浙江省參加新農(nóng)保帶來的收入再分配效應(yīng)遠大于在甘肅省參保的效應(yīng)，60歲及以上老年群體參加新農(nóng)保相比60歲以下的群體收入差距下降的更多。采用雙重差分傾向得分匹配法(DID-PSM)進一步研究發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)保的實施起到了緩解農(nóng)村老年貧困、改善收入分配的作用，但是作用效果還比較有限，原因主要在于新農(nóng)保的保障水平較低。

因此，本研究提出如下建議：第一，逐步提高農(nóng)村居民養(yǎng)老保障水平，充分、有效發(fā)揮農(nóng)村養(yǎng)老保險的減貧及再分配效應(yīng)。2014年新農(nóng)保與城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老保險合并，城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險建立，但農(nóng)村居民的養(yǎng)老保險繳費檔次和養(yǎng)老金待遇水平仍遠遠低于城市居民。要緩解相對貧困、實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興、促進城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展，應(yīng)鞏固和提升農(nóng)村養(yǎng)老保險制度的實施效果。一方面，要逐步提高農(nóng)村居民養(yǎng)老金待遇，通過增加基礎(chǔ)養(yǎng)老金等措施提升農(nóng)村養(yǎng)老保障水平；另一方面，強化地方財政補貼與繳費檔次掛鉤的激勵機制，鼓勵農(nóng)村居民多繳費。第二，實現(xiàn)完善農(nóng)村養(yǎng)老保障政策與鞏固脫貧攻堅成果的有效銜接。對于農(nóng)村返貧人口、弱勢群體等養(yǎng)老保險繳費困難群體，地方財政可根據(jù)其相對貧困程度，代繳部分或全部保費，以鞏固脫貧攻堅兜底保障成果。