[摘要]文章探討了新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)制度對東西部農(nóng)村居民剛性消費(fèi)和非剛性消費(fèi)的影響，使用中國健康養(yǎng)老追蹤調(diào)查2011—2015年數(shù)據(jù)和DID模型進(jìn)行回歸分析。分析發(fā)現(xiàn)，繳納養(yǎng)老保險(xiǎn)并沒有擠占家庭的當(dāng)期消費(fèi)，家庭在食物、旅游保健和耐用品上的支出參保前后差距不大，新農(nóng)保對西部家庭消費(fèi)影響沒有預(yù)期的促進(jìn)作用。

[關(guān)鍵詞]新農(nóng)保;家庭消費(fèi);雙重差分法

[DOI]1013939/jcnkizgsc202008018

1引言

相對于完善城鎮(zhèn)的社會(huì)保障網(wǎng)絡(luò)，在我國大部分農(nóng)村地區(qū)社會(huì)保障僅僅是剛剛起步。2009年新農(nóng)保在部分地區(qū)開始試行，新農(nóng)保對農(nóng)村居民未來的預(yù)期和信心起到了極大的穩(wěn)固作用，讓農(nóng)村居民也享受到社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來的福祉，農(nóng)民的收入消費(fèi)行為也會(huì)隨著社會(huì)保障的進(jìn)步發(fā)生改變。因此研究新農(nóng)保與農(nóng)村居民消費(fèi)的關(guān)系，對于完善社會(huì)保障制度和保障我國農(nóng)村居民養(yǎng)老都具有現(xiàn)實(shí)意義。

2文獻(xiàn)綜述

劉遠(yuǎn)封（2012）認(rèn)為，新農(nóng)保制度增加了農(nóng)村居民的安全感，能夠促進(jìn)他們消費(fèi)。劉新、劉偉、胡寶娣（2010）認(rèn)為，農(nóng)村居民習(xí)慣性預(yù)防儲(chǔ)蓄，對于新農(nóng)保制度未來的不確定性，直接影響了居民消費(fèi)的欲望，使得有錢也不敢花，他們更傾向于減少當(dāng)期消費(fèi)，把錢積攢下來用于日后養(yǎng)老。鄧小麗（2010）認(rèn)為，當(dāng)具有完善的社會(huì)保障制度時(shí)，才能夠促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的提升。已有文獻(xiàn)一般使用截面數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，無法控制和消除家庭層面一些固有的不客觀因素，對東西部農(nóng)民進(jìn)行詳細(xì)的研究也尚待推進(jìn)。文章使用中國健康養(yǎng)老追蹤調(diào)查2011—2015年數(shù)據(jù)，將家庭消費(fèi)細(xì)分為剛性消費(fèi)和非剛性消費(fèi)，其中剛性消費(fèi)包括家庭食物和醫(yī)療支出，非剛性消費(fèi)包括家庭教育和旅游保健支出。更進(jìn)一步探究新農(nóng)保對東西部農(nóng)村居民家庭消費(fèi)的影響。

3數(shù)據(jù)和模型選擇

文章數(shù)據(jù)選自中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS），此數(shù)據(jù)庫于2011年開始，每兩年追蹤一次，主要收集家庭和個(gè)人微觀數(shù)據(jù)。國家對于新農(nóng)保政策在2009年全國選取10%縣（市、區(qū)）進(jìn)行試點(diǎn)改革，本文以縣為單位選取2011年未列入試點(diǎn)改革對象，當(dāng)在2013年新農(nóng)保制度全覆蓋時(shí)使得這部分樣本形成符合實(shí)驗(yàn)的面板數(shù)據(jù)。

表1將樣本分為：東部農(nóng)村家庭樣本和西部農(nóng)村家庭樣本。其中參保家庭包括在2011年未參保，2013年、2015年參保家庭，非參保家庭指的是2011年、2013年均無人參保的家庭。消費(fèi)分類為剛性消費(fèi)中的食物和醫(yī)療，屬于家庭的剛性支出;非剛性消費(fèi)包括旅游保健和教育支出，屬于家庭彈性支出。這些消費(fèi)也隨著生命周期的變化而變化，在剛性消費(fèi)方面，東部家庭參保和非參保居民家庭支出為1556074元和1864239元，而西部家庭參保和非參保居民的家庭支出分別為1126234元和1425981元。在非剛性消費(fèi)方面，東部家庭居民家庭支出分別為214476元和379464元，而西部家庭參保和非參保居民家庭支出分別為102279元和212251元。剛性消費(fèi)的家庭食物、醫(yī)療支出與非剛性消費(fèi)的家庭教育、旅游保健支出不僅在東西部農(nóng)村居民之間存在差異，而且在參保與非參保家庭之間也存在差異。

在前文分析的基礎(chǔ)上，采用雙重差分法（DID）進(jìn)行回歸分析，以整個(gè)縣域?yàn)閱挝桓玫靥幚韮?nèi)生性問題，回歸模型為：

yit=β0+β1Tt+β2Xi+β3TtXi+β4Zit+εit

其中，yit表示消費(fèi)，Tt是區(qū)分時(shí)間虛擬變量，Xi是區(qū)分參保與非參保虛擬變量，TtXi是時(shí)間與是否參保的交叉項(xiàng)，Zit是可能影響樣本家庭消費(fèi)的其他變量，如年齡和健康等，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，β0、β1、β2、β3、β4為待估參數(shù)。

4計(jì)量結(jié)果與分析

模型1僅估計(jì)時(shí)間Tt、是否參保Xi、時(shí)間與是否參保交叉項(xiàng)TtXi，對農(nóng)村居民家庭消費(fèi)的影響;模型2將個(gè)體特征和家庭收入及其他因素作為控制變量引入回歸，分別討論新農(nóng)保對農(nóng)村家庭消費(fèi)的影響。

41新農(nóng)保對東部農(nóng)村居民消費(fèi)的影響

表2是新農(nóng)保對東部農(nóng)村居民剛性消費(fèi)和非剛性消費(fèi)影響的回歸結(jié)果，剛性消費(fèi)的回歸結(jié)果均顯示TtXi項(xiàng)，即時(shí)間與是否參保的交叉項(xiàng)回歸系數(shù)為正，模型一為0313，模型二為0291。非剛性消費(fèi)的回歸結(jié)果顯示TtXi項(xiàng)回歸系數(shù)為負(fù)，模型一為-0903，模型二為-0394。說明新農(nóng)保對東部農(nóng)村居民剛性消費(fèi)具有促進(jìn)作用，而對于非剛性消費(fèi)具有抑制作用。原因可能是農(nóng)村居民由于上繳保費(fèi)從而減少了非剛性消費(fèi)的支出，同時(shí)隨著農(nóng)村生活水平的提高及對參保制度的信心增加了剛性消費(fèi)支出。增加其他變量后從回歸結(jié)果來看，年齡這一變量影響在10%水平上顯著。婚姻、家庭存款余額對數(shù)、家庭規(guī)模、健康水平、家庭收入等變量的影響，剛性消費(fèi)和非剛性消費(fèi)分別為00115、-0004、-0042、0071、00208和-000884、-0007、-0039、0047、00527，均未通過顯著性檢驗(yàn)。

42新農(nóng)保對西部農(nóng)村居民消費(fèi)的影響

表3是新農(nóng)保對西部農(nóng)村居民剛性消費(fèi)和非剛性消費(fèi)影響的回歸結(jié)果，回歸結(jié)果均顯示TtXi項(xiàng)，即時(shí)間與是否參保的交叉項(xiàng)回歸系數(shù)為負(fù)，剛性消費(fèi)為-0242，非剛性消費(fèi)為-0732。說明新農(nóng)保對西部農(nóng)村居民剛性消費(fèi)和非剛性消費(fèi)產(chǎn)生明顯的抑制作用。從剛性消費(fèi)和非剛性消費(fèi)影響的回歸結(jié)果看，新農(nóng)保在不斷增加控制變量的基礎(chǔ)上，年齡這一變量影響較東部農(nóng)村居民不明顯，沒有通過顯著性檢驗(yàn)。其他影響變量，如婚姻、家庭存款余額對數(shù)、家庭規(guī)模、健康水平、家庭收入，剛性消費(fèi)和非剛性消費(fèi)分別為-00144、-0001、0005、0023、00481和-0048、-0002、0006、0027、00308，除非剛性消費(fèi)中婚姻項(xiàng)其他變量均未通過顯著性檢驗(yàn)。

5結(jié)論

回歸結(jié)果顯示，新農(nóng)保對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響不明顯。參加新農(nóng)保對東部農(nóng)村居民剛性消費(fèi)幾乎無影響，但在一定程度上對東部農(nóng)村居民非剛性消費(fèi)具有抑制作用。參加新農(nóng)保對西部農(nóng)村居民的剛性消費(fèi)和非剛性消費(fèi)都具有抑制作用，原因可能是由于繳納保費(fèi)擠占了當(dāng)期消費(fèi)。參考文獻(xiàn)：

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[作者簡介]孫勇（1993—），男，山東濟(jì)南人，就讀于首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)國際經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，研究方向：金融計(jì)量。