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[摘要]为探讨新型农村社会养老保障政策对高龄农民消费的影响，本文使用2011～2013年中国健康与养老追踪调查（CHARLS）数据和DID模型进行回归分析，结果表明：45～60岁参保农民的家庭消费因交保受到一定程度挤占，家庭食物支出受影响最显着；受制度差异造成城乡相对收入差距扩大的影响，60岁以上领取养老金农民的家庭各项消费却并没有显着增加。因此，要改变城乡二元结构、实现公共服务均等化，需通过提高财政补贴、创新新农保投资管理办法和探索全国社保基金的作用路径，以此提高新农保基础养老金水平，缩小制度间待遇差异和拓宽新农保资金来源。 dedecms.com

[关键词]新农保；家庭消费；CHARLS；收入效应 dedecms.com

一、文献综述

近年来，随着国内外经济社会环境的变化，我国逐渐由“投资+出口”转变为“投资+消费”来拉动经济健康平稳增长，尽管“三驾马车”理论受到学界一定的诟病，但消费对经济健康发展的稳定性作用仍不容忽视。我国储蓄率常年居高不下，据徐忠等（2010）[1]的研究，我国居民储蓄率2000～2007年的储蓄率保持在20％以上，但居民收入的增长没能有效转变为消费支出；Chamon et al（2010）认为，中国居民消费受阻的一个关键因素是社会保障体系不健全，家庭对养老和医疗的预防性储蓄居高不下。在我国经济进入“新常态”背景下，需积极稳妥地推进消费领域的提档升级，其中就包括释放农村居民的消费需求，提高农村居民的消费水平。

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2009年，我国开始启动新型农村社会养老保险（新农保）试点工作；2012年，实现制度全覆盖，“保基本、广覆盖、有弹性、可持续”的新农保，目的是向农村居民提供老年基本生活保障。这个制度是否能成为农村居民在年老时的基本生活来源?能否促进农村居民家庭的消费?Feldstein（1974）提出，社会养老保险会影响个体生命周期内的消费和储蓄选择，在一定条件下能增加消费。我国新农保基金由个人缴费、集体补助和政府补贴组成。一方面，新农保对缴费期农民的家庭消费可能存在替代效应和收入效应两种相反方向的影响，即缴费（为养老进行储蓄）挤占了部分消费支出，同时参保又提供了稳定的预期现金流；另一方面，领保农民可以按月获得养老金，因此，新农保对领保农民的家庭消费可能仅存在收入效应。

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为探讨新农保对参保家庭消费的影响，选取中国健康与养老追踪调查（CHARLS）2011年的全国基线调查数据和2013年全国追踪调查数进行分析，通过DID模型的估计发现：新农保对45～60周岁参保农村居民的家庭消费有显着的抑制作用，而对领取养老金农村居民的消费则无显着的促进作用。 内容来自dedecms

1.预防性储蓄对消费的影响

Leland（1968）和Zeldes（1989）提出预防性储蓄理论，认为未来收入不确定性越大，风险厌恶型消费者的预防性储蓄越多，即未来收入的不确定会导致居民增加储蓄、减少当期消费。国内外学者在此基础上进行了实证研究，Zhanget al（2004）分析我国1961～1998年的宏观消费数据提出，未来收入的不确定性对当期消费有显着负面影响。易行健（2008）[2]分析我国高储蓄率原因认为，我国家庭具有强烈的预防性储蓄动机，对我国国内消费不足具有一定的解释作用。

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2.社会保险制度对消费的影响 dedecms.com

Modigliani（1970）提出消费和储蓄的生命周期理论，认为人们会在整个生命周期内配置收入和消费，年轻时增加储蓄，以保障退休后的消费。Feldstein（1974）在此基础上，分析养老保险对储蓄的财富替代效应，并提出扩展的生命周期理论。Diamond et al（1984）、Gale（1998）等证明了养老金对家庭储蓄有显着的财富替代效应，即养老金能促进当期消费；而Hemming et al（1983）、Venti et al（1990）等则发现，养老金与储蓄之间不存在显着的财富替代效应，即养老金与消费没有显着的相关关系。Feldstein et al（2002）认为，社会养老保险会影响个体生命周期的整体收入，导致个体的消费和储蓄决策发生改变：当养老保险的缴费和收益差异较小时，不会对消费产生明显影响；当养老保险收益大于缴费时，将促进消费，反之，消费会减少。 dedecms.com

针对我国特殊的国情，学者们也进行了有益的探索。何立新等（2010）、[3]Feng et al.（2011）分别对1997年我国城镇职工养老保险改革进行分析，发现养老金的减少显着降低了居民的消费、提高了储蓄率。白重恩（2012）[4]用2002～2009年城镇家庭数据进行分析，证明了城镇养老保险对消费具有促进作用，但缴费额的增加却会导致居民消费的减少。陈华帅等（2013）、[5]许明等（2014）[6]发现，新农保降低了65岁以上老人在经济和照料上对子女的依赖。马光荣等（2014）[7]使用CFPS两期面板数据，提出新农保对60岁以下农村居民的储蓄没有显着影响，但对60岁以上居民的储蓄率有显着负影响，即缴费期的农民消费不受新农保的影响，而领取养老金的农民则会显着提高消费。 织梦好，好织梦

2014年，我国将新农保和城居保合并，但待遇和缴费管理并没有明显变化，农村存在数量庞大的高龄农民，且呈逐年增加的态势，探索新农保对我国高龄农民家庭消费的影响具有重要的理论和现实意义。已有文献一般都使用截面数据进行分析，无法控制和消除家庭层面一些固有的不可观测因素，对高龄农民进行详细研究也尚待推进；本文使用CHARLS两期面板数据，可以有效控制不随时间改变的因素，并将家庭消费细分为基本消费和发展性消费，进一步分析新农保对交保和领保的高龄农民家庭消费的影响。

二、数据和模型选择 内容来自dedecms

1.数据

中国健康与养老追踪调查，旨在收集代表中国45岁以上中老年人家庭和个人的高质量微观数据，用以分析我国人口老龄化问题，CHARLS全国基线调查开始于2011年，覆盖150个县级单位、450个村级单位和约1万户家庭中的1.7万人，这些样本每两年追踪一次，2013年获得了第一次的追踪数据，调查问卷内容涉及个人基本信息、家庭结构和经济支持、健康状况、工作、退休和养老金、收入、消费、资产等基本情况，2011年的有效样本为17587人，2013年进行的追踪调查有15770个追访样本和2834个新访样本。 本文来自织梦

本文选取的样本是2011年尚未进行新农保试点改革的对象。2013年，新农保制度全覆盖使这部分样本形成新农保制度自然实验的面板数据，对数据进行清理，将具有两期连续完整数据的样本建立平衡面板。表1是2013年参保家庭与非参保家庭的消费支出情况。其中，参保家庭包括在2011年未参保，但2013年至少有一人开始交保或者领保的家庭，非参保家庭指的是2011、2013年均无人交保或者领保的家庭，从表1中可以看出，除家庭医疗支出外，参保家庭的总支出和其他消费分项均显着低于非参保家庭的各项支出。

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为进一步探索新农保政策带来的差异，表2在表1的基础上将样本分为：45～60岁需交保的样本和60岁以上可领保的样本。表2显示，45～60岁参保和非参保样本的家庭消费差异与表1显示的整体样本差异基本保持一致；而60岁以上参保和非参保样本的家庭消费在家庭总支出、家庭食物支出和家庭旅游保健支出上均存在显着差异。 织梦内容管理系统

基础性消费包括食物和医疗支出，属于家庭刚性支出；发展性消费包括旅游保健和教育支出，属于家庭弹性支出。这些消费支出会随着样本所处生命周期发生变化：家庭医疗支出方面，60岁以上参保和非参保居民的家庭支出分别为4195.56元和4584.78元，而45～60岁参保和非参保居民家庭支出为3943.01元和4367.37元；家庭教育支出方面，60岁以上参保和非参保居民家庭支出分别为734.02元和979.83元，而45～60岁居民家庭支出分别为1733.75元和2928.19元。这些支出不仅在参保与非参保家庭间存在差异，在不同年龄段的农村居民中也存在差异，60岁以上的农民在这项家庭支出上要明显高于45～60岁的样本，而教育支出则是45～60岁农民家庭的支出更高，这是由样本在不同生命周期阶段的健康状况和家庭结构等因素所致，因此，有必要按年龄段对样本分别进行讨论。

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表3是样本的个体特征信息、家庭收入和与子女之间经济交往的内容。表3显示，45～60岁参保对象的年龄要显着大于非参保对象，参保人群已婚比例和男性比例显着高于非参保人群，但参保对象的受教育程度显着低于非参保对象；在家庭收入与支出方面，参保家庭的收入均值为12147.6元，显着高于非参保家庭的6497.7元；参保家庭除了在“定期给子女物”的均值显着低于非参保家庭外，其余与子女间经济交往均值均显着高于非参保家庭。在60岁以上的样本中，领取养老金对象的年龄均值要显着小于非领取养老金的对象，这可能是受预期健康和寿命的影响，预期有较长领保期的高龄农民更倾向于参保，参保对象与配偶共同生活的比例显着低于非参保对象，这可能是由于缺乏配偶间的相互照料，导致居民更倾向于参加制度性养老，参保人群的教育程度显着低于非参保人群，参保人群中女性比例更高，这一点不同于45～60岁的样本特征；参保家庭的收入均值为4291.76元，高于非参保家庭的4051.31元，但这个差异并不显着；在与子女经济交往方面，除“子女定期给钱”外，其余部分非参保家庭均高于参保家庭，反映非参保的高龄农民从子女中获得的经济支持更低，而给予子女的经济支持更多。 本文来自织梦

2.模型选择和变量设定

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本文选取2011年未实行新农保试点的地区，当2013年新农保政策实现全覆盖时，选取的样本形成了一个符合自然实验要求的两期面板数据。在前文分析的基础上，笔者采用倍差法（DID）进行回归分析，处理掉诸如性别等不随时间改变的因素，可以较好地解决样本在决策过程中导致的内生性问题。DID回归方程为：

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lnyit=β0+β2Tt+β2Xi+β3TtXi+β4Zit+εit

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其中，yit是样本家庭在时间t的消费；Tt是时间虚拟变量，2011年取值为0、2013年取值为1；Xi是用以区分对照组和处理组的虚拟变量，在2011调查期后至2013年调查期间，选择参保的样本是模型的处理组，否则为对照组；TtXi是时间和参保决策的交叉项，β3即为模型估计的新农保对样本家庭消费的影响，是倍差估计量；Zit是可能影响样本家庭消费的其他控制变量，包括子女定期给予高龄农民的钱和物、高龄农村居民定期给子女的钱和物、家庭收入和样本的个体特征，如婚姻状况、年龄和在世的子女人数等；εit为随机扰动项，为减少异方差的影响和零值问题，所有收入和支出的变量均加1后取对数。

三、实证结果 织梦好，好织梦

我国新农保制度规定，60岁以下农村居民需要缴纳养老保险，才能在年满60岁以后按月领取养老金，参保时已年满60周岁的农村户籍居民，可在子女缴纳养老保险后，直接按月领取养老金。60岁以下的农村居民缴纳养老保险，有可能对当期消费产生替代作用，挤占当期消费，但参保能给将来提供稳定的现金流，因此，也可能存在收入效应，促进当期消费；年满60周岁的农村参保居民可按月领取养老金，但我国存在父辈将资产保留给子女的代际转移模式，因此，养老金是否能成为高龄农民的消费动力需深入论证。基于此，笔者分别对45～60岁和60岁以上的高龄农村居民进行回归分析。

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1.新农保对45～60岁农村居民家庭消费的影响 织梦内容管理系统

家庭的基础性消费包括食物和医疗支出，发展性消费包括教育、旅游保健和耐用品支出。模型1仅估计时间、参保决策和时间与参保决策交叉项对农村居民家庭消费的影响；模型2将个体特征和家庭收入支出作为控制变量引入回归；模型3在模型2的基础上，增加了新型农村合作医疗作为控制变量，在充分考虑农村社会保障的基础上，考察新农保对农村家庭消费的影响。 dedecms.com

表4是新农保对参保居民的家庭总消费和基础性消费影响的回归结果，总消费的回归结果均显示时间与参保决策的交叉项回归系数为负，说明新农保对45～60岁参保居民的家庭消费产生显着的抑制作用。从对家庭基础性消费影响的回归结果看，新农保在不断增加控制变量的基础上，对45～60岁农村参保居民的家庭食物支出始终呈负相关，交叉项的回归系数分别为-0.651、-0.541和-0.515，且显着性水平达到1％；新农保对参保居民家庭医疗消费影响的交叉项回归系数均为正数，分别为0.452、0.309和0.275，但均未通过显着性检验，这可能是因为医疗消费是更为刚性的家庭支出，无论将来是否有稳定的现金流收入，都不影响当期对基本医疗服务的需求。

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表5显示了新农保对农村参保居民家庭旅游保健消费、教育消费和耐用品消费的影响，用于衡量这项政策对家庭发展性消费的作用。回归结果显示，衡量政策作用的交叉项回归系数只在旅游保健消费上具有10％水平上的显着负相关，对教育消费和耐用品消费均不存在显着性影响。对旅游保健消费的影响显着为负，可能是缴纳保费挤占了参保居民家庭的当期支出；对教育消费影响为正，但回归系数不显着，可能是样本为45～60周岁的农村居民，其子女已成年，家庭人口结构的变化导致家庭教育消费需求减少；对耐用品消费的回归系数为负，但系数也不显着，有可能是耐用品的更替时间较长，2011～2013年仅两年的调查期无法充分显示出这一政策的影响。 dedecms.com

除了衡量政策效果的交叉项系数外，一些控制变量的影响也值得注意。根据表4和表5的数据可知，婚姻和教育对总消费、食物消费、旅游保健消费和教育消费均呈显着的正相关关系，即有配偶的家庭和受教育程度更高的家庭对这些消费支出更多，婚姻还对医疗消费有显着正向影响，可能是配偶的照料使家庭成员的基本健康状况得到更多关注，但婚姻和教育对耐用品消费影响不显着，这可能是由耐用品的更新周期较长所导致；回归结果显示，家庭收入（包括家庭成员工资收入、农业经营收入和私营收入）不及家庭货币资产（包括持有的现金和存款总和）对家庭消费的影响力度，家庭货币资产回归系数的绝对值和显着性水平均高于家庭年收入，说明家庭的存量资产对居民的家庭消费具有决定性的影响；子女定期给钱能显着促进农村高龄参保居民的家庭总消费、食物消费和医疗消费，说明子女的赡养为农村高龄居民提供了基本生活保障，但家庭耐用品消费的回归结果显示，农村高龄参保居民向子女提供货币支持的回归系数为正（0.0849），显着性水平达到0.1％，意味着给予子女的货币支持越多，则家庭耐用消费品支出也越多，这可能是由我国代际交往模式导致，增加的耐用品将来可能留给子女；新农合对家庭总消费、食物消费和旅游保健消费都有显着的负影响，农村医保缴纳的保费挤占了这些项目的支出，但对家庭基本医疗支出影响的回归系数为0.408，且在0.1％的控制水平上显着，说明新农合增进了家庭的医疗支出。 织梦好，好织梦

2.新农保对60岁以上农村居民家庭消费的影响

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表6给出了新农保对60周岁以上农村居民家庭总消费和基础性消费影响的回归结果，从表中可以看出衡量政策效应的交叉项的回归系数均为负，这说明：养老金收入对样本的家庭总消费和基础性消费并不存在促进作用，反而因为领取养老金而减少消费，这主要原因可能是制度间的养老金待遇差异扩大了城乡差距，造成农村领取养老金居民的相对收入下降。数据样本里，年满60周岁的农村居民共有2335位，2013年领取养老金的有1038位，占满足年龄条件人数的44.5％，养老金在100元/月以下的占95.6％，而同期企业退休人员的养老金平均约2000元，公务员退休金平均约4000元，分别是新农保养老金收入的30倍和60倍。[8]

表7显示了新农保对60岁以上高龄农民家庭发展性消费的影响，即使模型不断增加控制变量、拟合优度不断提高，对旅游保健消费、教育消费和耐用品消费回归的交叉项系数均显着为负，即养老金收入并没有促进家庭发展性支出，这可能是制度间的养老金差异引起相对收入差距扩大所导致。

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除交叉项系数外，表6和表7值得注意的还有一些控制变量的回归系数。第一，年龄的回归系数显着为负，说明随着年龄的增长，食物消费、医疗消费、教育消费和耐用品消费都会显着地降低，但教育和婚姻变量对60周岁以上参保农民的家庭消费并不存在显着影响；第二，家庭上年的总收入对家庭的基础性消费和发展性消费呈正相关关系，且在总消费、医疗消费、教育消费和耐用品消费上显着性水平达到了0.1％，说明家庭收入促进了高龄农民家庭的消费，教育消费主要是对孙子女的教育支出，体现了农村家庭收入的代际转移；家庭货币资产对总消费、食物消费、医疗消费和旅游保健消费的影响显着为正，说明家庭的存量资产和消费习惯影响了高龄农民的家庭消费；衡量与子女间经济交往的4个变量中，子女提供货币支持仅对样本家庭的耐用品消费有一定的促进作用，子女定期提供的实物支持对样本家庭的总消费和医疗消费均有显着促进作用，参保的高龄农民向子女提供钱、物的回归系数为负，但不存在统计上的显着性，这可能是领取养老金的高龄农民减少了当期向子女提供经济支持，倾向于在将来以遗产的形式实现代际间的财产传递。 copyright dedecms

3.稳健性检验 内容来自dedecms

为确保回归结果的稳健性，笔者尝试使用各项消费支出占总支出的比重作为因变量的替代变量，对各项比例取对数后回归结果（见表8）。从回归结果可以看出，在控制个体特征和家庭收入支出变量的基础上，交叉项系数绝对值发生了变化，但系数的正负号未发生改变，即上文的回归结果是可信的。

四、结论和建议 copyright dedecms

1.分析结论 内容来自dedecms

为改变城乡二元结构和推进基本公共服务均等化，我国于2009年出台了新农保政策；2013年，实现政策全覆盖；2014年，开始将新农保与城居保合并，为我国农村居民提供了制度性养老，扩大了使我国社会保障政策的覆盖面。但本文的回归结果显示，新农保对高龄参保农民家庭消费的影响并不完全符合制度预期。 dedecms.com

第一，新农保对45～60岁样本的家庭消费的影响存在结构性分化。回归显示，缴纳养老保险挤占了家庭的当期消费，减少了家庭在食物、旅游保健和耐用品上的支出，但作为家庭基础性消费的基本医疗支出和发展性消费的教育支出却得到了增进，说明新农保对缴费期的高龄农民家庭消费的影响存在分化。对消费显着的挤占效应，一方面，可能与我国新农保试点规定有关：年龄在45～60岁的农村居民可按实际年限缴费，也可一次性补交保费，后者在短期内对家庭消费会产生显着的挤出作用；另一方面，可能是目前新农保待遇较低造成，2013年，我国大多数领取新农保的农民由于没有个人账户的积累，仅能获得基础养老金，极低的保障水平使参保的农民进一步增加对未来养老保障的自我储蓄。

第二，新农保对60岁以上参保农民的家庭消费没有预期的促进作用。60岁以上的参保农民可按月领取养老金，但回归结果显示，养老金收入并没有显着促进样本家庭的消费，这种与预期不相符的结果。一方面，可能与基础养老金过低有关，新农保政策刚施行不久，没有个人账户积累的参保农民只能领取政府补贴的基础养老金，而2015年广东省新农保的基础养老金也仅为100元，[9]无法满足参保农民的基本生活支出；另一方面，也可能是养老金在制度和地域间存在较大差异，造成相对收入差距进一步扩大所致。 dedecms.com

2.政策建议

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本文分析发现，新农保无法有效促进领保期农民家庭的消费，也对交保期农民的家庭消费产生结构性挤占。为减少农民对老年时的预防性储蓄、改变城乡二元结构和实现公共服务均等化，可以考虑采取如下改进措施： 织梦内容管理系统

第一，根据经济发展和物价状况，加强财政补贴力度，提高基础养老金水平。前文显示领取养老金的农村家庭消费没有得到显着提升，主要是没有个人账户积累和政府提供的基础养老金过低所致，2009年，全国统一的基础养老金为55元，之后各地按经济发展水平逐步调升：2013年，新疆提高到了100元；2015年，哈尔滨提升到80元、海南提升到了145元，但这种较低保障水平的基础养老金不仅无法满足领取养老金家庭的基础性消费，还会对45～60岁的参保居民形成示范效应，较低的预期养老金收入可能导致参保居民进一步增加预防性储蓄和降低参保意愿。因此，短期内国家需要在合理范围内，通过加强财政补贴力度，提升基础养老金的保障水平。

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第二，考虑将新农保的个人账户与职工基本养老保险个人账户合并进行投资，以规范的市场化运作实现保值增值。尽管我国新农保的基础养老金不断提高，但没有足够的个人账户积累，仅靠财政补贴的基础养老金在长期也无法弥补基本生活所需，因此，需要通过提高个人账户的盈利能力来确保新农保的保障水平。根据制度设计，个人账户以中国人民银行公布的金融机构人民币一年期存款利率计息，较低的投资收益率无法实现个人账户的保值增值目标，为提高新农保的保障水平，可参考职工基本养老保险的个人账户管理办法，将与企业职工养老保险个人账户合并进行投资管理，以获得投资规模效应，提升个人账户的收益率和风险管理能力，进而提高新农保的保障能力。 本文来自织梦

第三，创新全国社保基金的使用范围和作用力度，缩小养老保险待遇的制度差异。前文的回归结果显示，新农保并没有对参保农民的各项家庭?肖费产生显着的促进作用，可能是由制度差异导致相对收入差距扩大所引起。李实（2014）[10]指出，我国企业职工基本养老保险是农村居民养老保险的30倍，机关事业单位退休金是农村基本养老保险的60倍，尽管我国实现了养老金在农村的全覆盖，且在2014年开始与城居保合并，但并没有实质性改变农村养老金保障能力低下的现状。我国社保基金用于人口老龄化高峰时期养老保险等社会保障的补充和调剂，可创新全国社保基金的使用范围，在以中央财政预算拨款、国有资本划转和基金投资收益等方式确保基金规模和实现保值增值的同时，探索用于缩小制度间养老保险待遇的途径和制度创新。 织梦内容管理系统

参考文献：

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[1]徐忠，张春雪，丁志杰，唐天.公共财政与中国国民收入的高储蓄率倾向[J].中国社会科学，2010，（06）：93-107. 内容来自dedecms

[2]易行健，王俊海，易君健.预防性储蓄动机强度的时序变化和地区差异——基于中国农村居民的实证研究[J].经济研究，2008，（02）：119-131.

[3]何立新，潘春阳.破解中国的“Easterlin悖论”：收入差距、机会不均与居民幸福感[J].管理世界，2011，（08）：11-21.

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[4]白重恩，吴斌珍，金烨.中国养老保险缴费对消费和储蓄的影响[J].中国社会科学，2012，（08）：48-71. 织梦内容管理系统

[5]陈华帅，曾毅.“新农保”使谁受益：老人还是子女[J]，经济研究，2013，（08）：55-67. 内容来自dedecms

[6]许明，刘长庚，陈华帅.是否参加”新农保”对中国农村老人的影响——基于中国老年健康影响因素跟踪调查数据的实证分析[J].山西财经大学学报，2014，（11）：12-24.

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[7]马光荣，周广肃，新型农村养老保险对家庭储蓄的影响：基于CFPS数据的研究[J]，经济研究，2014，（11）：116-129.

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[8]李实.退休金差距加大，企业养老金是农村的30倍[EB/OL].http：//money.163.com/12/1214/15/8IMO6SF500254SQH.html.

[9]程景伟.广东调高城乡居保基础养老金最低标准惠及760万人[EB/OL].http：//news.21cn.com/caiji/rolll/a/2015/0702/21/29749618.shtnd.

[10]李实.我国收入差距扩大趋势已得到初步遏制[EB/OL].http：//news.163.com/14/1124/11/ABQGVM2G00014AEE.html.

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