新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的減貧增收效應(yīng)

范辰辰+陳東

摘 要：以系統(tǒng)的理論分析為基礎(chǔ)，利用2011年中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）的全國(guó)調(diào)查數(shù)據(jù)，采用多元回歸、離散選擇模型以及工具變量法等多種計(jì)量模型實(shí)證檢驗(yàn)新農(nóng)保的政策效果，研究結(jié)果表明：新農(nóng)保在全國(guó)范圍內(nèi)顯著降低了農(nóng)村居民貧困發(fā)生的概率，提高了農(nóng)村居民的收入水平，增強(qiáng)了農(nóng)民的經(jīng)濟(jì)保障能力。進(jìn)一步地，對(duì)不同年齡群體分組檢驗(yàn)的結(jié)果表明，作為主要目標(biāo)群體的農(nóng)村老年人受政策影響更為顯著；但是處于繳費(fèi)階段的農(nóng)民并不會(huì)因?yàn)閰⒈Ｖ仑?，某種程度上甚至有減貧效果。

關(guān)鍵詞：新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)；減貧增收；繳費(fèi)階段；領(lǐng)保階段

作者簡(jiǎn)介：范辰辰，女，山東大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士研究生，從事農(nóng)村公共政策研究；陳東，男，山東大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授，從事農(nóng)村公共政策研究。

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重大項(xiàng)目“深化收入分配制度改革的財(cái)稅機(jī)制與制度研究”，項(xiàng)目編號(hào)：13&ZD031；國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“對(duì)新農(nóng)合實(shí)施效果的跟蹤研究”，項(xiàng)目編號(hào)：14BJY096

中圖分類(lèi)號(hào)：F323.89 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1000-7504（2014）06-0062-09

引 言

長(zhǎng)期以來(lái)，我國(guó)農(nóng)村地區(qū)的養(yǎng)老方式以家庭養(yǎng)老和土地保障為主，但是隨著計(jì)劃生育政策推行、人口老齡化加速、青壯年勞動(dòng)力向城市單向流動(dòng)以及城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略的實(shí)施，小型核心家庭模式逐漸取代了傳統(tǒng)大家庭模式，作為家庭保障物質(zhì)基礎(chǔ)的土地保障功能也不斷弱化，農(nóng)民養(yǎng)老脆弱性問(wèn)題更加突出。在家庭養(yǎng)老模式不再滿(mǎn)足農(nóng)村迅速增長(zhǎng)的養(yǎng)老保障需求的背景下，我國(guó)不斷出臺(tái)相關(guān)制度，以期對(duì)傳統(tǒng)家庭養(yǎng)老進(jìn)行轉(zhuǎn)型和替代。2009年，國(guó)務(wù)院決定在全國(guó)范圍內(nèi)開(kāi)展新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)（簡(jiǎn)稱(chēng)“新農(nóng)?！保┰圏c(diǎn)，農(nóng)民的養(yǎng)老金待遇由個(gè)人賬戶(hù)資金和基礎(chǔ)養(yǎng)老金兩部分組成，前者源于個(gè)人繳費(fèi)和集體補(bǔ)助，是一種儲(chǔ)蓄型積累；后者則完全由政府財(cái)政負(fù)擔(dān)，具有轉(zhuǎn)移支付性質(zhì)。新農(nóng)保的實(shí)質(zhì)是個(gè)人儲(chǔ)蓄與國(guó)家責(zé)任相結(jié)合的一種社會(huì)福利制度[1]，其主要政策目標(biāo)是“實(shí)現(xiàn)廣大農(nóng)村居民老有所養(yǎng)、促進(jìn)家戶(hù)和諧、增加農(nóng)民收入”。新農(nóng)保制度自2009年開(kāi)始試點(diǎn)，至2012年基本實(shí)現(xiàn)全覆蓋，制度的短期效應(yīng)逐漸顯現(xiàn)，本文所要關(guān)注的正是新農(nóng)保試點(diǎn)的推行是否在短期內(nèi)達(dá)到了增加農(nóng)民收入、減少貧困發(fā)生的預(yù)期目標(biāo)。

從國(guó)外研究成果來(lái)看，各國(guó)學(xué)者對(duì)社會(huì)保障與公共轉(zhuǎn)移支付的減貧效應(yīng)頗具共識(shí)。例如，House等（1988）發(fā)現(xiàn)，社會(huì)保障能夠顯著改善老年人口的生活狀況，降低經(jīng)濟(jì)貧困的發(fā)生概率。[2]無(wú)獨(dú)有偶，Ahmad（1991）亦指出，社會(huì)保障應(yīng)該直接針對(duì)收入貧困者，理論上具備顯著的減貧效應(yīng)。[3]究其原因，轉(zhuǎn)移收入可以降低貧困家庭的多元化投資需要，避免其陷入極度貧困。[4]其中，Chen 等（2009）分析了轉(zhuǎn)移支付對(duì)中國(guó)貧困的長(zhǎng)期影響，肯定了適度的增收效應(yīng)。[5]在與中國(guó)國(guó)情相似的南非、巴西、墨西哥等國(guó)家，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的減貧效果也已得到證實(shí)。Barrientos（2003）利用巴西和南非的家戶(hù)調(diào)查數(shù)據(jù)分析了社會(huì)養(yǎng)老對(duì)老年貧困率的影響，發(fā)現(xiàn)兩國(guó)針對(duì)老年人的非繳費(fèi)型養(yǎng)老金具有顯著的減貧效果。[6]Rivera-Marques等（2004）研究了墨西哥城針對(duì)老年人的保障計(jì)劃，發(fā)現(xiàn)該項(xiàng)目減少了貧困和收入不平等，但其減貧效果在申請(qǐng)資格被放松時(shí)會(huì)弱化。[7]Lloyd-Sherlock等（2012）利用2002年和2008年兩階段的南非和巴西數(shù)據(jù)，動(dòng)態(tài)分析國(guó)家和地方兩個(gè)不同水平的養(yǎng)老金對(duì)老年人貧困和福利的影響，結(jié)果顯示這些國(guó)家的養(yǎng)老金制度對(duì)于家庭貧困的廣度和深度產(chǎn)生了重大的影響，樣本家庭的生活滿(mǎn)意度不斷提高，但影響程度尚不確定。[8]

與國(guó)外研究形成對(duì)比的是，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)新農(nóng)保收入效應(yīng)的研究鳳毛麟角。薛惠元（2013）基于廣西壯族自治區(qū)43個(gè)樣本縣2009—2010年的基本經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)和湖北省試點(diǎn)縣的抽樣調(diào)研數(shù)據(jù)，分別從縣級(jí)和農(nóng)戶(hù)兩個(gè)層面對(duì)新農(nóng)保的減貧效應(yīng)做出初步探討，發(fā)現(xiàn)新農(nóng)保在縣級(jí)層面具有顯著的減貧增收效用，但是在農(nóng)戶(hù)層面的減貧效果并不明顯。[9]類(lèi)似地，劉遠(yuǎn)風(fēng)（2012）利用湖北省50個(gè)縣域的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，通過(guò)構(gòu)建倍差模型證實(shí)新農(nóng)保具有減少收入差距的效果。[10]與此同時(shí)，一些學(xué)者對(duì)消費(fèi)和家庭代際支持的研究也涉及新農(nóng)保的收入效應(yīng)，如沈毅、穆懷中（2013）利用2011年全國(guó)31個(gè)?。ㄊ校┬罗r(nóng)保支出、農(nóng)村居民生活消費(fèi)等宏觀數(shù)據(jù)對(duì)新農(nóng)保拉動(dòng)消費(fèi)的乘數(shù)效應(yīng)進(jìn)行驗(yàn)證，發(fā)現(xiàn)新農(nóng)?；A(chǔ)養(yǎng)老金的發(fā)放增加了農(nóng)村老年人的收入，直接產(chǎn)生消費(fèi)刺激[11]；程令國(guó)等（2013）、陳華帥和曾毅（2013）利用2008—2011年中國(guó)老年健康影響因素跟蹤調(diào)查（CLHLS）兩期面板數(shù)據(jù)，使用傾向分值匹配基礎(chǔ)上的差分內(nèi)差分方法分別評(píng)估了新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村居民養(yǎng)老模式的影響和家庭代際經(jīng)濟(jì)支持的影響[12][13]，發(fā)現(xiàn)新農(nóng)保提高了參保老人的經(jīng)濟(jì)獨(dú)立性，降低了老人在經(jīng)濟(jì)來(lái)源和照顧方面對(duì)子女的依賴(lài)。

盡管部分國(guó)內(nèi)學(xué)者或者基于個(gè)別省份的調(diào)研數(shù)據(jù)，或者采用農(nóng)民人均純收入、新農(nóng)保支出等宏觀數(shù)據(jù)對(duì)我國(guó)新農(nóng)保政策的收入效應(yīng)進(jìn)行了分析，但是仍然存在比較大的改進(jìn)空間，主要體現(xiàn)在兩方面：

1. 新農(nóng)保制度的收入效應(yīng)需要依據(jù)新農(nóng)保不同的參保階段進(jìn)行區(qū)分。根據(jù)新農(nóng)保政策的規(guī)定，年齡在60周歲以上的農(nóng)村居民可以按月領(lǐng)取養(yǎng)老金，新農(nóng)保實(shí)施時(shí)，已年滿(mǎn)60周歲的，只要參?；蚱浞蠀⒈l件的子女參保，不需要繳納保費(fèi)每月可領(lǐng)取最低55元的基礎(chǔ)養(yǎng)老金；而對(duì)于16—59周歲的農(nóng)村居民，需要選擇不同的繳費(fèi)檔次繳納養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)，納入個(gè)人賬戶(hù)，待60周歲后方能領(lǐng)取。因此，新農(nóng)保制度對(duì)處于繳費(fèi)階段（16—59周歲）和領(lǐng)保階段（60周歲以上）的農(nóng)村居民的影響不同，對(duì)新農(nóng)保效應(yīng)的分析應(yīng)區(qū)分參保階段。

2. 新農(nóng)保的收入效應(yīng)需要采用全國(guó)范圍內(nèi)的大樣本微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。究其原因，由于中國(guó)不同縣市之間的經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平異質(zhì)性很強(qiáng)，若調(diào)研地區(qū)僅僅集中于一個(gè)縣市，或者多個(gè)地區(qū)的單一縣市，不僅可能導(dǎo)致樣本代表性不佳，而且普遍偏小的樣本容量可能無(wú)法真實(shí)反映總體情況。

據(jù)此，本文采用中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS，CHARLS）數(shù)據(jù)，擬使用全國(guó)樣本分析新農(nóng)保制度的減貧、增收效應(yīng)，并且細(xì)分不同參保階段農(nóng)民群體的收入效應(yīng)。

一、新農(nóng)保減貧、增收效應(yīng)的理論分析

從理論上看，新農(nóng)保制度為60周歲以上的農(nóng)村老年人提供55元/人/月的基礎(chǔ)養(yǎng)老金，該部分是獨(dú)立于個(gè)人繳費(fèi)并由國(guó)家財(cái)政提供的具有福利性質(zhì)的轉(zhuǎn)移支付。其一，處于領(lǐng)保階段的老人每年的收入至少會(huì)增加660元，對(duì)于完全沒(méi)有經(jīng)濟(jì)來(lái)源的老人而言，這是一筆可觀的收入。其二，如果這部分基礎(chǔ)養(yǎng)老金收入能夠使接受者擺脫流動(dòng)約束的困擾，投資于健康、教育等生產(chǎn)性活動(dòng)，還會(huì)產(chǎn)生收入的放大效應(yīng)。[14]其三，養(yǎng)老金的發(fā)放可能會(huì)對(duì)子女提供的代際支持金額產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”[13][15]，與收入增加相伴的是私人轉(zhuǎn)移支付的減少[16]，此時(shí)新農(nóng)保制度對(duì)老年人口的增收效果會(huì)被削弱。

然而，處于繳費(fèi)階段的參保農(nóng)民則可能面臨不同的際遇：除了不能領(lǐng)取養(yǎng)老金，每年還需要繳納一定數(shù)額的參保費(fèi)用（最低標(biāo)準(zhǔn)為100元/年/人）。雖然地方政府給予不低于30元/年/人的繳費(fèi)補(bǔ)貼，但要計(jì)入個(gè)人賬戶(hù)到60歲才能領(lǐng)取，并不構(gòu)成當(dāng)期收入。因此，從短期來(lái)看，處于繳費(fèi)階段的農(nóng)民一旦參加新農(nóng)保，就意味著經(jīng)濟(jì)支出，相應(yīng)減少了其可支配收入，收入水平較低的農(nóng)民甚至可能因?yàn)槔U費(fèi)擠占了其生產(chǎn)和生活資金，給貧困家庭造成經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)[9]，對(duì)其減貧增收效應(yīng)是負(fù)向的。當(dāng)然，政策制定者也考慮到農(nóng)村重度殘疾人等繳費(fèi)困難群體，要求地方政府為其代繳部分或全部最低標(biāo)準(zhǔn)的養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)。因此，對(duì)繳費(fèi)階段農(nóng)民而言，新農(nóng)保的減貧效應(yīng)可能是中性的，甚至是負(fù)的。

整體而言，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)屬于國(guó)民收入再分配范疇，新農(nóng)保制度可以說(shuō)是一種從增加農(nóng)村老人收入、提高老人生活水平的角度緩解老年人貧困狀況的措施。再加上新農(nóng)保制度實(shí)行社會(huì)統(tǒng)籌與個(gè)人賬戶(hù)相結(jié)合的部分積累制模式，社會(huì)統(tǒng)籌的財(cái)政補(bǔ)貼部分體現(xiàn)為代際的再分配，個(gè)人賬戶(hù)部分則為代內(nèi)的再分配。因此，從理論方面看，新農(nóng)保制度必然會(huì)對(duì)農(nóng)民收入產(chǎn)生一定的影響。

二、數(shù)據(jù)和研究方法

（一）樣本來(lái)源

本文采用的數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查2011年全國(guó)基線(xiàn)調(diào)查。CHARLS是由北京大學(xué)國(guó)家發(fā)展研究院主導(dǎo)的對(duì)中國(guó)中老年人進(jìn)行的家戶(hù)調(diào)查，調(diào)查對(duì)象為隨機(jī)抽取的家庭中45歲及以上居民，該數(shù)據(jù)覆蓋全國(guó)150個(gè)縣、區(qū)的450個(gè)村級(jí)單位，訪(fǎng)問(wèn)了10 257戶(hù)家庭的17 708位個(gè)人，總體上代表中國(guó)中老年人群，是我國(guó)目前唯一的以中老年人為調(diào)查對(duì)象的具有全國(guó)代表性的大型微觀數(shù)據(jù)。

就本文的研究問(wèn)題而言，CHARLS數(shù)據(jù)具有下列突出優(yōu)點(diǎn)：一是調(diào)查對(duì)象與新農(nóng)保的主要參保人群一致，新農(nóng)保的參保人群主要是45歲以上的中老年人；二是覆蓋面廣，涉及全國(guó)28個(gè)省區(qū)，與新農(nóng)保全國(guó)的開(kāi)展情況相統(tǒng)一；三是農(nóng)戶(hù)樣本數(shù)量大，以此為基礎(chǔ)得出的分析結(jié)果具有代表性。進(jìn)一步根據(jù)本文的研究目的，我們將CHARLS的社區(qū)數(shù)據(jù)、家庭數(shù)據(jù)與個(gè)人數(shù)據(jù)匹配后，形成了包含28個(gè)省區(qū)的404個(gè)村級(jí)單位，共計(jì)農(nóng)村家庭7351戶(hù)、12 195位個(gè)人信息的綜合數(shù)據(jù)集。

（二）變量設(shè)定與統(tǒng)計(jì)性描述

1.被解釋變量

（1）貧困（Poverty）?！吨腥A人民共和國(guó)2010年國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》中，農(nóng)村貧困標(biāo)準(zhǔn)為人均純收入1274元，據(jù)此，若受訪(fǎng)農(nóng)民的個(gè)人收入低于1274元，即為貧困，貧困變量為0—1變量，受訪(fǎng)者處于貧困狀態(tài)時(shí)取值為1，非貧困狀態(tài)時(shí)取值為0。

（2）個(gè)人收入（Income）。包括個(gè)人工資收入、個(gè)人獲得的轉(zhuǎn)移支付、家庭人均收入，其中，家庭人均收入由家庭總收入（家戶(hù)農(nóng)業(yè)純收入、家戶(hù)個(gè)體經(jīng)營(yíng)純收入、家戶(hù)政府轉(zhuǎn)移支付收入、家庭經(jīng)濟(jì)支持）除以家庭人口規(guī)模計(jì)算所得。

2.關(guān)鍵解釋變量

（1）是否參加新農(nóng)保（Nrpsdummy）。該變量為虛擬變量，參加新農(nóng)保賦值為1，否則取0。

（2）參保年限（Partyear）。由問(wèn)卷中受訪(fǎng)者的“參保年份”和受訪(fǎng)時(shí)間計(jì)算得出。

3.其他解釋變量

根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)和盡可能外生的原則，本文在數(shù)據(jù)條件允許的情況下選取了以下變量：

（1）個(gè)人特征：年齡（Age）、是否完成高中教育（Highschool）、是否為女性（Female）、健康狀況（Health）、是否已婚并與配偶同?。∕arried）。

（2）家庭特征：包括家庭是否領(lǐng)取政府補(bǔ)助（Subsidy）、家庭人口規(guī)模（Hhsize）、人均家庭耕地面積（Gland）。其中，家庭人口規(guī)模使用CHARLS問(wèn)卷中“最近一周，家里幾口人吃飯（不包括客人）”的變量替代。

（3）村莊特征：包括所在村莊人均純收入（Gvincome）、村外出打工比例（Workout）、是否納入城鎮(zhèn)規(guī)劃區(qū)（Cityplan）、村農(nóng)業(yè)人口占比（Agripopu）、村占地面積（m1）、村高中文化程度比例（Vhighschool）。其中，“村農(nóng)業(yè)人口占比”由村常住農(nóng)業(yè)戶(hù)口人數(shù)除以村居住半年以上的常住人口數(shù)計(jì)算所得；“村外出打工比例”由村外出打工人數(shù)除以居住半年以上的常住人口數(shù)計(jì)算所得。

（4）為了控制地域的固定效用，還引入了省份虛擬變量。

表1比較了樣本中參保農(nóng)民與未參保農(nóng)民的基本特征，初步的描述統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果表明，整體樣本中有27.05%的受訪(fǎng)者參加了新農(nóng)保，參保者的平均參保年限為1.96年。全樣本中約有48.66%的農(nóng)戶(hù)為貧困人口，平均而言，參加新農(nóng)保的農(nóng)戶(hù)中41.72%為貧困人口，平均收入為4617.6元，而未參保的農(nóng)戶(hù)中貧困人口則為51.27%，平均收入為3719.84元，相比于未參保的農(nóng)戶(hù)，參保的農(nóng)戶(hù)貧困發(fā)生率較低，收入也高于未參保農(nóng)民。除了人均家庭耕地面積和村占地面積之外，參保群體與未參保群體的控制變量差別不大，但參保農(nóng)民所在家庭領(lǐng)取政府補(bǔ)助的比例要高于未參保農(nóng)民，說(shuō)明領(lǐng)取政府補(bǔ)助的家庭對(duì)政府政策的信任度更高，也更容易參保。

（三）計(jì)量模型與方法

1.多元回歸

鑒于新農(nóng)保政策只是影響農(nóng)民收入的眾多因素之一，為了排除其他因素的影響，本文引入盡可能多的解釋變量進(jìn)行多元回歸，以減少遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題。其中，在研究新農(nóng)保政策的減貧效應(yīng)時(shí)，由于被解釋變量“是否貧困”為二值虛擬變量，我們采用Probit模型對(duì)回歸方程進(jìn)行估計(jì)；而研究新農(nóng)保政策的增收效應(yīng)時(shí)，農(nóng)民收入是連續(xù)變量，則采用OLS回歸估計(jì)方程系數(shù)。

參考現(xiàn)有文獻(xiàn)研究，本文采用以下回歸方程對(duì)新農(nóng)保的收入效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)：

其中， 為被解釋變量，分別表示受訪(fǎng)者是否處于貧困狀態(tài)以及個(gè)人收入狀況，下標(biāo) 代表受訪(fǎng)個(gè)體、 代表省份； 為關(guān)鍵解釋變量，分別表示受訪(fǎng)者是否參加新農(nóng)保與參保年限， 為其他解釋變量； 是省級(jí)虛擬變量； 為待估計(jì)參數(shù)； 為誤差項(xiàng)。

2.工具變量法

采用多元回歸方法對(duì)回歸方程進(jìn)行估計(jì)時(shí)，關(guān)鍵解釋變量“是否參加新農(nóng)保”，可能會(huì)因?yàn)榉聪蛞蚬P(guān)系和遺漏變量而出現(xiàn)內(nèi)生性問(wèn)題。以農(nóng)戶(hù)收入作為被解釋變量為例，一種可能是，收入較高的農(nóng)戶(hù)由于具有較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)實(shí)力來(lái)繳納保費(fèi)，為了使自己在年老之后更有保障，因而更加傾向于選擇參加新農(nóng)保；另一種可能是，窮人因?yàn)楦有枰@取新農(nóng)保的養(yǎng)老金來(lái)提高自己的收入，從而更加傾向于參加新農(nóng)保，此時(shí)內(nèi)生性問(wèn)題可能導(dǎo)致系數(shù)估計(jì)值有偏差。為解決可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，本文選取“受訪(fǎng)者所在村莊領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金人口比率”作為是否參加新農(nóng)保的工具變量，其計(jì)算方法為村莊領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金人口與村莊常住人口之比。村莊領(lǐng)取養(yǎng)老金的比率與受訪(fǎng)者是否參保顯然高度相關(guān)，因?yàn)橹挥袇⒓有罗r(nóng)保的農(nóng)村居民才有資格領(lǐng)取養(yǎng)老金，而且村莊層面上養(yǎng)老金的領(lǐng)取比率對(duì)受訪(fǎng)者的收入并沒(méi)有直接關(guān)聯(lián)，也不會(huì)與影響農(nóng)民收入的其他不可觀測(cè)變量相關(guān)，其外生性是可靠的，符合作為工具變量的條件。

需要說(shuō)明的是，當(dāng)考察新農(nóng)保減貧效應(yīng)時(shí)，我們面臨的是在二值選擇模型中存在內(nèi)生解釋變量的情況，忽略被解釋變量為虛擬變量而直接使用線(xiàn)性概率模型的工具變量法將會(huì)導(dǎo)致不一致的參數(shù)估計(jì)量，很容易得到錯(cuò)誤的系數(shù)估計(jì)值[17]。另一方面，由于本文的內(nèi)生解釋變量為離散變量，并非連續(xù)變量，因而并不適合采用控制方程估計(jì)方法（Control function approach）。參照Dong和Lewbel（2012）的做法[18]，我們使用最大似然估計(jì)方法（Maximum likelihood approach）和特殊回歸變量方法（Special regressor approach）來(lái)估計(jì)存在離散內(nèi)生解釋變量的二值選擇模型。使用特殊回歸變量方法進(jìn)行估計(jì)時(shí)，由于農(nóng)戶(hù)年齡變量為連續(xù)變量且條件獨(dú)立于擾動(dòng)項(xiàng)，我們選擇農(nóng)戶(hù)年齡變量作為特殊回歸變量，因而最后回歸結(jié)果中并未出現(xiàn)其系數(shù)估計(jì)。當(dāng)考察新農(nóng)保增收效應(yīng)時(shí)，則采用二階段最小二乘法（2SLS）對(duì)回歸方程進(jìn)行估計(jì)。

三、新農(nóng)保的減貧效應(yīng)

（一）新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村居民貧困發(fā)生率的平均影響

新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村居民貧困發(fā)生概率影響的全樣本回歸結(jié)果顯示：“是否參加新農(nóng)?！睂?duì)貧困發(fā)生率的單變量回歸系數(shù)為-0.173，在1%的水平上顯著；在控制個(gè)人、家庭、村莊特征及省級(jí)固定效應(yīng)之后，參加新農(nóng)保的系數(shù)為-0.147，仍然在1%的水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明參加新農(nóng)保對(duì)農(nóng)民陷入貧困呈現(xiàn)出顯著的負(fù)向影響?！皡⒈Ｄ晗蕖弊鳛殛P(guān)鍵解釋變量時(shí)，單變量系數(shù)估計(jì)值為-0.069，引入控制變量后的系數(shù)為-0.060，估計(jì)值均在1%的水平上顯著為負(fù)，這意味著參保時(shí)間越長(zhǎng)，貧困發(fā)生的概率越低。引入工具變量后的最大似然估計(jì)（ML）及特殊回歸變量估計(jì)（SR）結(jié)果顯示，“參加新農(nóng)?！钡南禂?shù)分別為-0.569和-0.112，具有負(fù)向的顯著性。因此，從平均影響來(lái)看，新農(nóng)保具有降低參保人群貧困發(fā)生的效果。

其他解釋變量方面與現(xiàn)實(shí)情形也較為吻合?！澳挲g”和“家庭人口規(guī)?！钡南禂?shù)顯著為正，對(duì)于主要從事體力勞動(dòng)的農(nóng)村居民而言，年齡的增加意味著身體素質(zhì)和精力的下降，勞動(dòng)參與的減少使得貧困發(fā)生的概率增加；家庭規(guī)模越大，生活的成本越高，陷入貧困的可能性越大?！巴瓿筛咧薪逃焙汀按逋獬龃蚬け嚷省钡南禂?shù)顯著為負(fù)，教育作為人力資本的主要因素，可以提高生產(chǎn)的能力，從而增加個(gè)人收入；尋求更高的收入是農(nóng)村地區(qū)勞動(dòng)力外出的直接動(dòng)機(jī)，外出務(wù)工的比例越高，農(nóng)村居民的收入水平越高，對(duì)緩解家庭貧困有積極影響。

（二）按年齡分組考察新農(nóng)保的減貧效果

表2報(bào)告了新農(nóng)保減貧效應(yīng)按年齡分組的估計(jì)結(jié)果。第（1）、（3）列顯示，在年齡大于60歲分組下，以“是否參加新農(nóng)?！焙汀皡⒈Ｄ晗蕖睘殛P(guān)鍵解釋變量時(shí)，參數(shù)估計(jì)值均在1%的水平上顯著為負(fù)；第（2）列為引入工具變量后的結(jié)果，關(guān)鍵解釋變量的估計(jì)值在10%的水平上仍然顯著為負(fù)。這是因?yàn)閷?duì)該階段的農(nóng)民而言，無(wú)論之前是否繳費(fèi)，每年大約700元的基礎(chǔ)養(yǎng)老金補(bǔ)貼直接增加其收入，特別是對(duì)于個(gè)人收入較少或者幾乎沒(méi)有收入的農(nóng)民，這筆收入無(wú)疑能夠緩解流動(dòng)性約束，改善生活狀況，降低農(nóng)村老年人陷入貧困的可能性。

表2（4）—（6）列中年齡小于60歲組“參加新農(nóng)?！焙汀皡⒈Ｄ晗蕖钡亩嘣貧w估計(jì)值均為負(fù)數(shù)，但在統(tǒng)計(jì)上不具有顯著性。這表明，農(nóng)村居民并不會(huì)因?yàn)槔U費(fèi)而加劇其貧困，他們完全有能力承擔(dān)新農(nóng)保制度的繳費(fèi)，不會(huì)處于繳費(fèi)困境[19][20]。該結(jié)果同時(shí)也說(shuō)明，政府在公共財(cái)政內(nèi)的適度補(bǔ)貼能極大提高農(nóng)民的繳費(fèi)能力，對(duì)繳費(fèi)困難群體代繳部分或全部養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)這一制度設(shè)計(jì)，可以有效避免困難群體因參保而致貧返貧。值得注意的是，引入工具變量后“參加新農(nóng)?！钡墓烙?jì)值顯著為負(fù)，這一結(jié)果與理論預(yù)期相悖，究其原因，可能是新農(nóng)保參保實(shí)行“捆綁式”原則，即“新農(nóng)保制度實(shí)施時(shí)，已年滿(mǎn)60周歲的不用繳費(fèi)，可以按月領(lǐng)取基礎(chǔ)養(yǎng)老金，但其符合參保條件的子女應(yīng)當(dāng)參保繳費(fèi)”，該原則使得很多中青年農(nóng)民參保是為了家中老人可以領(lǐng)取基礎(chǔ)養(yǎng)老金。已有研究證明，普惠型養(yǎng)老金的發(fā)放會(huì)增加參保老人的經(jīng)濟(jì)獨(dú)立性，降低老人在經(jīng)濟(jì)來(lái)源和照料方面對(duì)子女的依賴(lài)[12][13]。因此，家中如有老人領(lǐng)取基礎(chǔ)養(yǎng)老金，可以減少子女的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)，也就增加了家庭中青年人口外出務(wù)工的可能，青年家庭獲得更多的收入，減少了貧困的發(fā)生。

四、新農(nóng)保對(duì)農(nóng)民收入的影響

（一）新農(nóng)保對(duì)農(nóng)民收入的平均影響

表3是新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村居民收入影響的全樣本回歸結(jié)果。（1）、（2）列報(bào)告了“是否參加新農(nóng)?！睘殛P(guān)鍵解釋變量的多元回歸結(jié)果，參保變量的系數(shù)估計(jì)值在1%的水平上顯著為正；（3）、（4）列顯示了引入工具變量后，參保變量的系數(shù)在10%的水平上顯著為正，表明新農(nóng)保具有顯著的增收效果，使用工具變量后的估計(jì)值比OLS的估計(jì)值要大一些，這是因?yàn)閰⒓有罗r(nóng)?？赡艽嬖诘膬?nèi)生性問(wèn)題造成OLS估計(jì)中的估計(jì)值偏?。唬?）、（6）列則報(bào)告了以“參保年限”為關(guān)鍵解釋變量的結(jié)果，其系數(shù)估計(jì)值同樣顯著為正，說(shuō)明參保年限對(duì)農(nóng)村居民收入具有顯著的正向影響，即參保年限越長(zhǎng)，農(nóng)戶(hù)收入越高?！澳挲g”控制變量的系數(shù)均顯著為負(fù)，即隨著年齡的增加，農(nóng)村居民的收入逐漸減少，與減貧部分得到的結(jié)果一致，為確定新農(nóng)保對(duì)不同參保階段農(nóng)民收入的影響，本部分將按年齡分組進(jìn)一步討論。

（二）按年齡分組考察新農(nóng)保的增收效果

表4報(bào)告了新農(nóng)保增收效應(yīng)的分組估計(jì)結(jié)果。年齡大于等于60歲組的參數(shù)估計(jì)值在以“是否參加新農(nóng)?！焙汀皡⒈Ｄ晗蕖睘榻忉屪兞繒r(shí)均在1%的水平上顯著為正，引入工具變量后結(jié)果同樣顯著為正，表明對(duì)于60歲及以上的農(nóng)民而言，參加新農(nóng)保確實(shí)具有顯著的增收效果，且參保時(shí)間越長(zhǎng)，收入增長(zhǎng)越多。究其原因，一方面是源于個(gè)人賬戶(hù)的完全積累性，繳費(fèi)年限越久，個(gè)人賬戶(hù)累積儲(chǔ)蓄越多，60歲之后可得的養(yǎng)老金收入也越多；另一方面源于新農(nóng)保影響的時(shí)滯性，其政策效果要在一定時(shí)間后才能更好地顯現(xiàn)出來(lái)。小于60歲年齡組的變量估計(jì)值同樣為正，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著，說(shuō)明新農(nóng)保制度收入效應(yīng)體現(xiàn)在不同階段，但囿于養(yǎng)老金支付的低水平對(duì)中青年人的影響仍不明顯。因此，全樣本結(jié)果表明，新農(nóng)保的受益者主要是處于領(lǐng)保階段的農(nóng)村老年人，并且政策實(shí)施的時(shí)間越長(zhǎng)，老年人的收益越大。

綜上所述，本文的實(shí)證結(jié)果與理論預(yù)期基本一致，新農(nóng)保政策對(duì)于農(nóng)村居民具有減貧、增收效果。分組估計(jì)結(jié)果的差異也證明，新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村居民收入的影響確實(shí)存在異質(zhì)性，即不同參保階段的農(nóng)民受益程度有顯著差別：處于領(lǐng)保階段的農(nóng)民從參加新農(nóng)保中受益更多，也更為顯著，既減少了貧困發(fā)生的概率，又增加了農(nóng)民收入；而處于繳費(fèi)階段的農(nóng)民并沒(méi)有因?yàn)閰⒈ＹM(fèi)用陷入貧困或增加經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，從某種程度上甚至起到了減貧的效果。此外，從結(jié)果的穩(wěn)健性來(lái)講，本文實(shí)證部分運(yùn)用多種計(jì)量方法估計(jì)的結(jié)果一致，證明本文的實(shí)證結(jié)果是可靠的。

五、結(jié)論與政策建議

本文從理論上對(duì)新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的減貧、增收效應(yīng)進(jìn)行了系統(tǒng)的分析，并在此基礎(chǔ)上使用中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查2011年全國(guó)基線(xiàn)調(diào)查數(shù)據(jù)，采用多元回歸、離散選擇模型以及工具變量法等多種計(jì)量模型，從實(shí)證角度對(duì)全國(guó)范圍內(nèi)新農(nóng)保的減貧增收效果進(jìn)行了評(píng)估。本文的研究結(jié)果表明，參加新農(nóng)保顯著降低了農(nóng)村居民貧困發(fā)生的概率，提高了農(nóng)村居民的收入水平。進(jìn)一步地，按年齡分組的實(shí)證結(jié)果表明，作為主要目標(biāo)群體的農(nóng)村老年人受政策影響更為顯著，但參保子女從新農(nóng)保中同樣受益。因此，從短期來(lái)看，新農(nóng)保已經(jīng)取得了初步成效，對(duì)提高農(nóng)民收入、減少貧困發(fā)生起到了積極作用，增強(qiáng)了農(nóng)民的經(jīng)濟(jì)保障能力，完成了預(yù)期的政策目標(biāo)。與此同時(shí)，新農(nóng)保對(duì)參保家庭代際的影響已經(jīng)初步顯現(xiàn)，這就要求我們?cè)谘芯啃罗r(nóng)保效應(yīng)的相關(guān)問(wèn)題時(shí)，需要考慮到代際的相互作用。

盡管已經(jīng)證實(shí)新農(nóng)保基本完成了增加農(nóng)民收入、減少貧困的目標(biāo)，不過(guò)也應(yīng)該看到新農(nóng)保當(dāng)前統(tǒng)籌層級(jí)較低，保障力度偏小的短板。農(nóng)民雖然沒(méi)有繳費(fèi)能力風(fēng)險(xiǎn)，但是由于繳費(fèi)較少造成個(gè)人賬戶(hù)累計(jì)薄弱，導(dǎo)致養(yǎng)老金保障能力不足，養(yǎng)老金支付水平遠(yuǎn)不能滿(mǎn)足農(nóng)民的養(yǎng)老需求。與南非等國(guó)實(shí)施社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)相比，新農(nóng)保發(fā)揮的作用十分有限，這是因?yàn)槟壳靶罗r(nóng)保的養(yǎng)老金支付水平較低，每年660元的基礎(chǔ)養(yǎng)老金水平，僅為2010年全國(guó)農(nóng)村居民人均純收入的11.15%，而南非2005年發(fā)放養(yǎng)老金標(biāo)準(zhǔn)約為130美元/月，相當(dāng)于人均收入中位數(shù)的兩倍。若要真正實(shí)現(xiàn)農(nóng)民老有所養(yǎng)，新農(nóng)保政策仍需在以下方面繼續(xù)完善：其一，加大財(cái)政補(bǔ)助力度，逐步提高養(yǎng)老金待遇。為此，中央財(cái)政需要增加支持力度，地方財(cái)政根據(jù)實(shí)地情況適時(shí)補(bǔ)充；個(gè)人賬戶(hù)方面要拓展新農(nóng)?；鹜顿Y渠道，在確?；鸢踩那疤嵯路e極開(kāi)展商業(yè)化運(yùn)營(yíng)，以提高個(gè)人賬戶(hù)基金的收益率。個(gè)人賬戶(hù)與統(tǒng)籌賬戶(hù)雙管齊下，鞏固新農(nóng)保的養(yǎng)老保障能力。其二，新農(nóng)保應(yīng)盡快實(shí)現(xiàn)從“制度全覆蓋”到“人群全覆蓋”。政府應(yīng)該特別關(guān)注貧困農(nóng)民的參保問(wèn)題，本文已證明參保不會(huì)致貧返貧，且具有普遍意義的增收減貧效果，應(yīng)吸納更多繳費(fèi)困難農(nóng)民加入，加大對(duì)繳費(fèi)困難群體的傾斜力度，更大范圍內(nèi)發(fā)揮新農(nóng)保作為具有福利性的社會(huì)保障制度的作用。其三，要確保新農(nóng)保繳費(fèi)的財(cái)政支持機(jī)制，充分發(fā)揮政府財(cái)政補(bǔ)貼的激勵(lì)效應(yīng)。一方面，在農(nóng)民繳費(fèi)能力的范圍內(nèi)，適當(dāng)提高最低繳費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)，因地制宜增加可選擇的繳費(fèi)檔次，明確多繳多得的財(cái)政補(bǔ)貼機(jī)制。另一方面，加大新農(nóng)保宣傳力度，積極探索建立激勵(lì)與約束機(jī)制，激勵(lì)中青年農(nóng)民群體積極參保、及早參保，以增強(qiáng)新農(nóng)保制度的穩(wěn)定性。

參 考 文 獻(xiàn)

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[責(zé)任編輯 國(guó)勝鐵]