摘要：本文利用中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2010年和2014年的面板數(shù)據(jù)，建立雙重差分模型，對“新農(nóng)保”對農(nóng)民消費水平的影響進行實證研究。實證結果表明，“新農(nóng)?！迸c60歲以上農(nóng)民家庭基礎性消費支出顯著負相關，對60歲以上農(nóng)民家庭高層次消費支出有負影響的傾向，但不顯著。進一步將樣本按家庭收入水平分類研究，發(fā)現(xiàn)“新農(nóng)?！睂Σ煌杖朕r(nóng)民家庭消費水平的影響存在差異性，但是不顯著。

關鍵詞：新型農(nóng)村養(yǎng)老保險；農(nóng)民消費水平；雙重差分模型

中圖分類號：F126.1文獻標識碼：A文章編號：1008-4428（2019）03-0178-03

一、 引言

養(yǎng)老保險問題一直是我國的重要民生問題，特別是農(nóng)民養(yǎng)老問題更是重中之重。1986年起，政府在部分地區(qū)試行農(nóng)村養(yǎng)老保險（簡稱“老農(nóng)?！保?992年在全國范圍內(nèi)推行。但是由于當時時代背景等原因，“老農(nóng)?！钡耐菩胁]有改善農(nóng)村老年人養(yǎng)老問題。為了解決新時代我國農(nóng)民養(yǎng)老問題，2009年9月國務院決定在全國推行新型農(nóng)村養(yǎng)老保險（簡稱“新農(nóng)?！保┰圏c。2012年基本實現(xiàn)新農(nóng)保和城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老保險全覆蓋。2014年“新農(nóng)?！迸c“城居保”并軌，建立全國統(tǒng)一的城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險制度，預計2020年之前基本實現(xiàn)對農(nóng)村適齡居民的全覆蓋。

“新農(nóng)保”政策受到國家政府強力支持的同時也擔負著解決農(nóng)民養(yǎng)老問題、帶動農(nóng)民消費支出、拉動農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的責任和義務?？墒恰靶罗r(nóng)?！闭娴膶r(nóng)民消費水平有影響嗎？如有影響，影響程度如何？如無影響，為什么？本文采用中國家庭調(diào)查數(shù)據(jù)收集60歲以上農(nóng)村家庭參保情況，對這些問題進行實證研究。

二、 文獻綜述

新型農(nóng)村養(yǎng)老保險（簡稱“新農(nóng)?！保┳?009年提出以來，就受到各界學者的關注，但卻一直沒有一致的結論，反而出現(xiàn)了兩種截然不同的結論。一部分學者認為“新農(nóng)?！睂r(nóng)民消費有顯著的促進作用。如范辰辰，李文（2015）對山東省的實地，張芳芳，陸習定等人（2017）對浙江省的調(diào)研，黃宏偉，胡浩鈺（2018）使用CHARLS 2011和2013年兩期數(shù)據(jù)采用雙重差分法得出“新農(nóng)?！睂r(nóng)村家庭生存型消費具有顯著的促進作用。另一部分學者認為“新農(nóng)?！睂r(nóng)民家庭消費促進作用并不顯著，甚至出現(xiàn)抑制作用。于建華，魏欣芝（2014）運用“新農(nóng)保”正式試點前后共6年的面板數(shù)據(jù)，建立Panel Data 線性模型，實證證明制度建立與否對農(nóng)民消費水平?jīng)]有顯著影響。于大川，趙小仕（2017）認為“新農(nóng)?！睂r(nóng)民的消費支出有顯著的負向作用。

綜上所述，國內(nèi)相關文獻為本文的研究提供了重要的參考價值，但也存在一些不足之處。現(xiàn)有文獻雖采用較多實證模型實證分析，但是時效性較弱。此外，現(xiàn)有文獻大多從宏觀層面研究“新農(nóng)?！闭叩挠绊懽饔茫瑢Α靶罗r(nóng)?！闭咔昂缶哂嗅槍π缘膶Ρ汝P注較少?；诖耍疚牡呢暙I主要體現(xiàn)在兩方面：一方面，本文利用CFPS 2010年和2014年兩期全國性數(shù)據(jù)，采用更契合當下經(jīng)濟發(fā)展的數(shù)據(jù)，讓研究更有時效性和科學性。另一方面，本文把消費支出分為基礎性消費支出和高層次消費支出，進一步把樣本家庭分為低收入家庭和高收入家庭，使得研究對象、研究內(nèi)容更具有針對性，為學者們進行此研究提供新的思路。

三、 模型構建與數(shù)據(jù)說明

（一）模型設定

本文通過對比2010年和2014年的農(nóng)民家庭參加新農(nóng)保前后消費水平的變化來估計“新農(nóng)保”對農(nóng)民消費水平的影響。為了減少不可觀測因素對實證結果的影響，本文利用面板數(shù)據(jù)的優(yōu)勢，采用雙重差分方法解決內(nèi)生性問題。構建DID模型方程為：

ln（Yit）=β0+β1treatment+β2aftert+β3treatment×aftert+β4xit+β5zi+εit

式中下標i代表農(nóng)民家庭個體，t代表時間；Yit為被解釋變量，treatment和after為關鍵解釋變量，xit為控制變量；zi為家庭所在地區(qū)的固定效應，用來控制地區(qū)間不可觀測情況；εit為隨機擾動項；β0，β1，β2，β3，β4，β5為待估計參數(shù)。

（二）變量設定

1. 被解釋變量

CFPS調(diào)查問卷把居民消費細分為不同的種類：每月的伙食費、水電費、交通費等以及過去12個月的衣著消費、文化娛樂支出、旅游支出、家具耐用品、醫(yī)療保健等。在因變量的選擇上，本文通過對原始數(shù)據(jù)進行分類，把農(nóng)民消費支出主要分為兩個層次：一是基礎性消費，基礎性消費主要是農(nóng)民的日常消費支出：食物、衣著、水電、交通通信支出及其他家庭雜事支出等；二是滿足較高層次需求的消費支出，定為高層次消費，包含醫(yī)療保健、家具耐用品、旅游休閑、購房、汽車等方面的支出。其中，CFPS調(diào)查問卷對基礎性消費支出均以“每月”為時間單位進行詢問，本文為了其與高層次消費較好的比較均把他們乘以12，以12個月為計量單位。高層次消費支出仍是按照調(diào)查問卷單位以“過去12個月”為計量單位。兩個層次的消費支出均為數(shù)值型變量，為方便比較分析，因變量采取自然對數(shù)形式。

2. 關鍵解釋變量

關鍵解釋變量treatment為領取養(yǎng)老金家庭與未領取養(yǎng)老金家庭的虛擬變量，當賦值為1時，意味樣本家庭中戶主與配偶至少有一人在2014年領取養(yǎng)老金，賦值為0表示該家庭在兩年均沒有領取養(yǎng)老金。關鍵解釋變量aftert代表年份虛擬變量，將2014年賦值為1，2010年賦值為0。另外treatment×aftert是“新農(nóng)保”制度與年份變量的交互項。

3. 控制變量

農(nóng)民的消費支出與其個體、家庭、經(jīng)濟特征等有密切關系，本文將這三種影響因素細化為年齡、性別、婚姻狀況、教育程度、家庭人口規(guī)模，家庭人均收入、家庭資產(chǎn)積累。

（三）數(shù)據(jù)來源與統(tǒng)計描述

1. 數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)來自中國家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS），其旨在通過跟蹤收集個體、家庭、社區(qū)的數(shù)據(jù)來反映社會的變遷，從而為學術研究提供數(shù)據(jù)基礎。CFPS調(diào)查問卷由四種問卷類型組成：社區(qū)問卷、家庭問卷、成人問卷和少兒問卷。本文使用的是2010年和2014年成人問卷和家庭問卷中的相關變量。

在數(shù)據(jù)處理上，本文研究的主要對象是農(nóng)村地區(qū)2010年未參加“新農(nóng)?！钡募彝?，且該家庭在2014年家庭所在地區(qū)已經(jīng)納入“新農(nóng)?！痹圏c，此外，該家庭成員2014年至少一名達到60歲以上。樣本選擇依據(jù)為：①受訪者家庭2010年未參加新農(nóng)保；②受訪者本人及配偶在2010和2014年均為農(nóng)村戶籍，且至少有一人在2014年時年齡達60歲以上。本文將家庭中的主要受訪者定義成一個虛擬“戶主”，剔除包含缺失值和異常值的樣本以及戶主2014年不足60歲的樣本后，剩下415個家庭樣本，其中228個家庭2014年領取“新農(nóng)?！别B(yǎng)老金，187個家庭2014年沒有領取“新農(nóng)?！别B(yǎng)老金，領取率達55%。

2. 統(tǒng)計描述

如表1所示，2010年未參保家庭基礎消費均值為14917.91元，2014年參保和未參保家庭基礎性消費均值為22995.1元。2010年未參保家庭高層次消費均值17220.33元，2014年參保和未參保家庭高層次消費均值為13805.75元。這似乎預示著參與“新農(nóng)?！睂r(nóng)民基礎消費有促進作用，而對高層次消費具有抑制作用。但是描述性統(tǒng)計沒有同時控制其他變量對消費的影響，因此還不能得出結論，需要進一步地進行實證檢驗。

由表4可知，在控制其他變量的情況下，“新農(nóng)?！彪m然對低收入和高收入家庭消費水平有影響，但是并不顯著。雖然從回歸系數(shù)符號來看，享受“新農(nóng)?！本哂幸种频褪杖爰彝セA性消費和促進其高層次消費傾向，以及享受“新農(nóng)保”具有抑制高收入家庭基礎性和高層次消費的傾向，但是這一結果不具有統(tǒng)計學意義。這與描述性統(tǒng)計結果不符?？赡苁且驗椋m然領取“新農(nóng)?！蹦軌蛟黾?0歲以上農(nóng)民家庭的可支配收入，但是并不意味著消費支出也會增加。因為領取“新農(nóng)?！笔杖脒h遠低于生活成本，而且隨著農(nóng)村地區(qū)的發(fā)展，農(nóng)民的生活水平也在不斷地提高，農(nóng)民消費項目豐富化，微弱的養(yǎng)老金收入對可支配收入的細微提升，已經(jīng)無法滿足農(nóng)民日益增長的對美好生活的向往。

從表4得出，控制變量在分群體樣本中和總體樣本中的回歸結果存在些許差異。第一，不管是在低收入家庭還是在高收入家庭，家庭資產(chǎn)對基礎性消費和高層次消費都是顯著正相關，這與總體樣本回歸結果一樣。第二，家庭年收入在總體樣本中，對基礎性消費支出顯著正相關。而在分群體樣本中，對低收入家庭基礎性消費支出顯著正相關，而且對高收入家庭高層次消費支出正相關，但是對高收入基礎性消費支出影響不顯著。第三，年齡和家庭成員在總樣本中不顯著，但對分樣本群體部分有顯著影響。年齡對高收入家庭高層次消費支出有顯著正影響，家庭成員對高收入家庭高層次消費支出有顯著負影響。年齡越高、家庭成員越少的高收入家庭高層次消費支出越多。因為年齡越高，家庭醫(yī)療支出消費越多，對于高收入家庭來說他們也有能力負擔得起消費支出；家庭成員越少的高收入家庭，收入越大于支出，相對的他們對文娛休閑活動支出就會增多。

五、 結論及政策建議

本文利用中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2010年和2014年的面板數(shù)據(jù)，建立雙重差分模型，對“新農(nóng)?！睂r(nóng)民消費水平的影響進行實證研究。得出如下結論：①“新農(nóng)?！睂?0歲以上農(nóng)民家庭基礎性消費支出有明顯的負向影響，對60歲以上農(nóng)民家庭高層次消費支出有影響的傾向，但不顯著。②“新農(nóng)?！睂Σ煌杖朕r(nóng)民家庭消費水平的影響存在差異性，但是不顯著。對低收入家庭的基礎性消費支出有負影響的傾向，對其高層次消費支出有促進傾向。對高收入家庭基礎性消費支出和高層次消費支出有負影響傾向。加大“新農(nóng)?！睂r(nóng)民消費水平的刺激作用，政府及社會各界仍需加大努力。政府加大宣傳力度，從多方面增加對農(nóng)民的生活保障力度。農(nóng)民積極參與“新農(nóng)?！别B(yǎng)老保險知識，正確學習相關政策。

參考文獻：

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[5]于大川，趙小仕.社會養(yǎng)老保險與消費支出：來自新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險的證據(jù)[J].當代經(jīng)濟管理，2017（10）：81-88.

作者簡介：

劉亞，女，河南駐馬店市人，河南財經(jīng)政法大學勞動經(jīng)濟學專業(yè)經(jīng)濟學碩士，研究方向：社會保障。