新農(nóng)保對中國農(nóng)村家庭收入的促進(jìn)效應(yīng)

秦昌才

(煙臺(tái)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山東煙臺(tái) 264005)

新農(nóng)保對中國農(nóng)村家庭收入的促進(jìn)效應(yīng)

秦昌才

(煙臺(tái)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山東煙臺(tái) 264005)

基于微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，對新農(nóng)保制度能否促進(jìn)農(nóng)村家庭的收入進(jìn)行了實(shí)證分析。研究表明：參加新農(nóng)保和參保人數(shù)越多都會(huì)使得中國農(nóng)村家庭的純收入與人均收入顯著增加?；诋愘|(zhì)性考慮的研究發(fā)現(xiàn)，無論是純收入還是人均收入，收入越低的家庭，參保對家庭收入的促進(jìn)效應(yīng)就越大；而且參加新農(nóng)保縮小了不同收入家庭的收入差距。

新農(nóng)保； 農(nóng)村家庭； 純收入； 人均收入； 異質(zhì)性

一、社會(huì)保障及其保障效應(yīng)研究

2009年9月，為了加強(qiáng)我國農(nóng)村社會(huì)保障制度建設(shè)，我國政府開始了“新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)”(簡稱“新農(nóng)保”)的試點(diǎn)工作。隨著新農(nóng)保工作的推進(jìn)，到2012年末新農(nóng)保已經(jīng)覆蓋全國所有的縣級行政單位，參保人口達(dá)4.6億人，成為我國社會(huì)保障機(jī)制建設(shè)中的重要部分。理論上，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)應(yīng)該屬于國民收入再分配的范疇。黨的十八大報(bào)告也明確提出，要建成覆蓋城鄉(xiāng)所有居民的全面社會(huì)保障體系，從而建立健全以社會(huì)保障等為主要手段的國民收入再分配機(jī)制。新農(nóng)保能否達(dá)到設(shè)計(jì)的初衷，既能實(shí)現(xiàn)農(nóng)村居民老有所養(yǎng)，又能達(dá)到增加收入、擴(kuò)大消費(fèi)的目標(biāo)，這就需要基于全國范圍內(nèi)的微觀家庭數(shù)據(jù)，利用科學(xué)的研究方法進(jìn)行實(shí)證分析。

國內(nèi)外有關(guān)社會(huì)保障對家庭影響的研究，大體上可以分為兩個(gè)方面。其中一個(gè)方面是收入效應(yīng)研究，即研究社會(huì)保障與家庭收入、消費(fèi)、儲(chǔ)蓄等關(guān)系的研究。比如采用“財(cái)富替代效應(yīng)”與“引致退休效應(yīng)”概念，建立擴(kuò)展的生命周期理論框架來分析社會(huì)保障機(jī)制對微觀個(gè)體收入的總體影響，從而進(jìn)一步分析其對消費(fèi)和儲(chǔ)蓄決策的影響[1]?；蛘邔㈩A(yù)防性儲(chǔ)蓄擴(kuò)展研究，發(fā)現(xiàn)社會(huì)保險(xiǎn)、政府最低家庭消費(fèi)保障等措施有效的降低了未來收入及醫(yī)療支出的不確定性，有利于減少家庭儲(chǔ)蓄和促進(jìn)居民消費(fèi)[2]。家庭資產(chǎn)特征不同、家庭成員受教育程度不同，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度對家庭收入的影響也存在差異[3]?；谥袊鴶?shù)據(jù)的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，參保會(huì)提升居民消費(fèi)，但繳費(fèi)數(shù)額的增加會(huì)帶來居民消費(fèi)的減少[4]；基于湖北省內(nèi)幾十個(gè)縣域的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)保具有顯著的擴(kuò)大內(nèi)需的效果[5]；對全國所有31個(gè)省(市)的截面數(shù)據(jù)分析也發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)保支出對農(nóng)村居民的消費(fèi)行為會(huì)產(chǎn)生一定的乘數(shù)效應(yīng)[6]；新農(nóng)保政策實(shí)施后參保農(nóng)戶的家庭日常費(fèi)用支出顯著高于未參保農(nóng)戶[7]；新農(nóng)保政策顯著地提高了農(nóng)村老年人的收入水平，一定程度上促進(jìn)了家庭消費(fèi)[8]。

第二個(gè)方面是保障效應(yīng)研究，即社會(huì)保險(xiǎn)機(jī)制的轉(zhuǎn)移支付及對養(yǎng)老模式的替代研究。部分研究認(rèn)為，公共轉(zhuǎn)移支付顯著替代了私人轉(zhuǎn)移支付，特別是對發(fā)展中國家，養(yǎng)老保險(xiǎn)等公共轉(zhuǎn)移支付機(jī)制的替代效果應(yīng)該是比較明顯的[9]。對南非、墨西哥和臺(tái)灣的研究都驗(yàn)證了上述結(jié)論[10-12]。對于中國的研究發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)保政策顯著降低了家庭養(yǎng)老的可能性及成年子女的私人轉(zhuǎn)移數(shù)額[13-14]；新農(nóng)保代表的“社會(huì)養(yǎng)老”模式對傳統(tǒng)“家庭養(yǎng)老”存在一定程度的替代，不過效果相對有限[15]；而且“家庭捆綁”式的制度設(shè)計(jì)讓新農(nóng)保對家庭代際經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)移的“擠出”效應(yīng)及程度并沒有那么強(qiáng)烈[16]?；跂|中西部新農(nóng)保試點(diǎn)地區(qū)的實(shí)地調(diào)查發(fā)現(xiàn)，政府的缺位使得廣大農(nóng)民未能將土地流轉(zhuǎn)潛在的養(yǎng)老保障功能與新農(nóng)保統(tǒng)籌考量[17]。養(yǎng)老保險(xiǎn)等政策對社區(qū)土地流轉(zhuǎn)比例的提高具有積極的促進(jìn)作用，但微觀農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)行為并不活躍[18]。相對于主要從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)民，從事非農(nóng)工作的農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿更高；以新農(nóng)保為代表的社會(huì)養(yǎng)老模式對土地養(yǎng)老保障功能的替代程度越高，農(nóng)民轉(zhuǎn)出土地的意愿就越高[19]。

現(xiàn)有研究存在兩個(gè)方面的局限。一是有關(guān)新農(nóng)保對農(nóng)村家庭收入影響的研究不足，基于全國范圍內(nèi)的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證分析更是不夠充分。二是研究方法上沒有克服新農(nóng)保研究的內(nèi)生性問題。由于參與養(yǎng)老保險(xiǎn)的決策存在重要的個(gè)體自我選擇，從而帶有顯著個(gè)體特征的不可觀測因素會(huì)同時(shí)影響社會(huì)保險(xiǎn)參與和家庭收入，這就會(huì)產(chǎn)生內(nèi)生性問題，導(dǎo)致估計(jì)量存在偏誤?；诖?，本文可能的邊際貢獻(xiàn)是：首先，本文采用中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)這一全國性的微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，覆蓋范圍上較為全面的估計(jì)了新農(nóng)保的政策影響；其次，基于2010和2014兩期面板數(shù)據(jù)，利用倍差分(DID)等計(jì)量方法來降低直接回歸分析的內(nèi)生性問題；最后，利用分位數(shù)回歸方法考察了新農(nóng)保政策的異質(zhì)性效果，從而全面而穩(wěn)健的研究了我國新農(nóng)保制度對農(nóng)村家庭的收入效應(yīng)。

二、制度背景、模型構(gòu)建與樣本數(shù)據(jù)

(一)計(jì)量模型

2009年9月，國務(wù)院向社會(huì)發(fā)布了《關(guān)于開展新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)試點(diǎn)的指導(dǎo)意見》，也即國發(fā)(2009)第32號文件，這成為新農(nóng)保制度正式實(shí)施的一個(gè)標(biāo)志。首批試點(diǎn)范圍包括全國320個(gè)縣，2010年和2011年新增試點(diǎn)的縣級區(qū)域分別達(dá)到518個(gè)和1076個(gè)。截止到2012年末，中國大陸2853個(gè)縣、市、區(qū)全部實(shí)行了新農(nóng)保制度，實(shí)現(xiàn)了“?；?、廣覆蓋、有彈性、可持續(xù)”的目標(biāo)。新農(nóng)保與城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)并在2014年2月并軌為城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)。由于新農(nóng)保制度實(shí)施自愿加入的原則，因此從試點(diǎn)至全覆蓋的過程中，農(nóng)村居民存在著陸續(xù)參加新農(nóng)保和始終未參加新農(nóng)保兩種情況。

將2012年新農(nóng)保制度在全國的全覆蓋視為一次自然實(shí)驗(yàn)，對全樣本實(shí)施統(tǒng)一的實(shí)驗(yàn)組別虛擬變量和實(shí)驗(yàn)時(shí)點(diǎn)虛擬變量。定義參加新農(nóng)保的農(nóng)村家庭為新農(nóng)保制度擬自然實(shí)驗(yàn)的處理組，而影響相對間接的始終未參加新農(nóng)保的家庭定義為控制組。由于兩組家庭除了新農(nóng)保制度的政策沖擊之外，其余各方面近乎相同或比較相似。因此，二者的選擇滿足同質(zhì)性假設(shè)[20]。在隨機(jī)性假設(shè)與同質(zhì)性假設(shè)都符合的前提下，本文以2012年新農(nóng)保制度全面實(shí)施作為政策時(shí)點(diǎn)變量，通過構(gòu)建倍差法(DID)計(jì)量模型，比較參加新農(nóng)保對兩組家庭的影響差異，以解釋新農(nóng)保制度對農(nóng)村家庭收入水平的促進(jìn)效應(yīng)。

借鑒Hoynes et al.的實(shí)證策略[21]，本文的倍差法模型沒有采用典型的面板雙重差分，而僅將實(shí)驗(yàn)組別虛擬變量和實(shí)驗(yàn)時(shí)點(diǎn)虛擬變量的交叉項(xiàng)納入回歸模型中，重點(diǎn)檢驗(yàn)交叉項(xiàng)的符號和顯著程度?；拘问饺缦拢?/p>

(1)

(二)數(shù)據(jù)說明

本文實(shí)證分析的數(shù)據(jù)來自北京大學(xué)“985”項(xiàng)目資助、北京大學(xué)中國社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心執(zhí)行的中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)。北京大學(xué)的CFPS 選取全國范圍內(nèi)的典型樣本進(jìn)行微觀入戶調(diào)查。數(shù)據(jù)覆蓋個(gè)體、家庭和社區(qū)等多個(gè)層面，非常完整的描述了我國社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、人口、教育和健康的變化。CFPS的樣本覆蓋了二十五個(gè)省市區(qū)，2010年的基線調(diào)查涉及162個(gè)縣、635個(gè)村莊(社區(qū))的14798個(gè)家庭，采用的是分層多階段抽樣設(shè)計(jì)的方法，從而使得樣本可以代表大約95%的中國人口[23]。每兩年進(jìn)行一次追蹤調(diào)查，2012年和2014年CFPS對原有基線樣本家庭進(jìn)行了兩次追蹤。其中2016年12月對2014年的追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)做了更新。本文使用的就是2012年新農(nóng)保全面覆蓋前后的2010年基線數(shù)據(jù)和2014年追蹤數(shù)據(jù)。由于研究對象為農(nóng)村家庭，因此本文實(shí)證分析使用的樣本只選擇具有農(nóng)村戶籍的家庭。考慮到2010年與2014年兩期數(shù)據(jù)的匹配問題，本文選取了其中的5818戶農(nóng)村家庭作為考察對象，剔除不適合本文數(shù)據(jù)處理的樣本，最終考察對象是4738戶。

本文利用2010、2014兩期9476個(gè)連續(xù)完整的樣本數(shù)據(jù)建立平衡面板。文中所涉全部變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見下表1：

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

對于新農(nóng)保政策，本文采用兩個(gè)變量來表示。其中之一采用“家庭成員是否參加新農(nóng)?！边@一概念。樣本顯示，2010年參加新農(nóng)保的家庭僅為426戶，占樣本的8.99%；2014年參加新農(nóng)保的家庭為2943戶，占樣本的62.11%。總樣本中，處理組為3369戶占35.55%。另一個(gè)是使用“家庭成員參加新農(nóng)保的人數(shù)”。理論上，參加新農(nóng)保的人數(shù)越多對家庭收入的影響越大。

對于中國農(nóng)村家庭的收入水平，本文采用兩個(gè)概念來衡量。一是CFPS問卷調(diào)查中“家庭純收入”，衡量一個(gè)農(nóng)村家庭的總體收入水平；另一個(gè)就是“家庭人均收入”，從人均意義上對農(nóng)村家庭收入水平的衡量。

控制變量包括農(nóng)村家庭土地流轉(zhuǎn)收入、轉(zhuǎn)移性收入的對數(shù)值、家庭消費(fèi)支出1的對數(shù)值、家庭規(guī)模，以及家庭成員是否參加個(gè)體私營活動(dòng)、家庭成員是否參加新農(nóng)合等家庭特征變量。出于對結(jié)果穩(wěn)健性的檢驗(yàn)，本文同時(shí)引入了以上控制變量的替代變量：家庭是否有土地參與流轉(zhuǎn)、家庭成員參加新農(nóng)合的人數(shù)以及家庭消費(fèi)支出2的對數(shù)值。其中，家庭消費(fèi)支出2包括問卷調(diào)查中的食品支出、衣著支出、家庭設(shè)備及日用品支出、交通通訊支出、居住支出、文教娛樂支出和醫(yī)療保健支出等方面。而新農(nóng)合變量則是衡量農(nóng)村家庭成員的健康狀況及對健康風(fēng)險(xiǎn)的重視程度。

三、新農(nóng)保對中國農(nóng)村家庭收入的影響

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

基準(zhǔn)回歸結(jié)果是基于計(jì)量模型(1)得到的，如下表2所示。本部分以家庭純收入作為被解釋變量，采用倍差法的基準(zhǔn)計(jì)量結(jié)果如表中第(1)(2)(4)(5)列所示。為了多個(gè)角度觀察參加新農(nóng)保的影響，第(3)(6)列考察了家庭成員參加新農(nóng)保的人數(shù)這一替代解釋變量。其中第(1)至(3)列是根據(jù)OLS方法做出的估計(jì)結(jié)果，第(4)至(6)列是根據(jù)固定效應(yīng)(FE)方法的估計(jì)結(jié)果。從回歸結(jié)果來看，是否參加新農(nóng)保與參保時(shí)間的交互項(xiàng)(Nrppi×Post12t)以及參加新農(nóng)保的人數(shù)都是顯著為正值，而且都是0.001水平上顯著。這說明參加新農(nóng)保顯著提高了中國農(nóng)村家庭的收入水平。從第(4)列可以看出，在不控制其他變量的情況下，參加新農(nóng)保的處理組會(huì)給農(nóng)村家庭收入增加幅度高達(dá)41.7%。從第(2)(5)列可以看出，在控制了土地流轉(zhuǎn)收入、轉(zhuǎn)移性收入、家庭規(guī)模、家庭成員是否參加個(gè)體私營活動(dòng)及是否參加新農(nóng)合等家庭特征的變量后，參加新農(nóng)保依然帶來家庭純收入的顯著增加，分別是25.4%和19.7%。而將主要解釋變量換成參保的人數(shù)后，發(fā)現(xiàn)其系數(shù)仍是在0.001水平上顯著。結(jié)果表明，參保人數(shù)每增加一人，家庭純收入增加8.9%和6.1%，如第(3)(6)列所示。

可能的解釋之一是，新農(nóng)保制度直接增加了參保家庭特別是高齡農(nóng)民家庭的收入。因?yàn)楦鶕?jù)新農(nóng)保的制度設(shè)計(jì)，當(dāng)新農(nóng)保政策實(shí)施的時(shí)點(diǎn)上，年齡已經(jīng)超過60周歲并且沒有享受過城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇的農(nóng)村戶籍居民，不用繳費(fèi)也可以按月領(lǐng)取全部的基礎(chǔ)養(yǎng)老金。解釋之二是，新農(nóng)保制度2012年全面覆蓋之后開始發(fā)揮對家庭養(yǎng)老的替代效果。新農(nóng)保降低了農(nóng)民的養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)，弱化了土地的養(yǎng)老保障功能，從而將其與生產(chǎn)功能進(jìn)行剝離，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村土地真正向生產(chǎn)資料的過渡，提高了農(nóng)民流轉(zhuǎn)土地的意愿，有效促進(jìn)了土地的流轉(zhuǎn)，增加了農(nóng)民收入[19]。養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇有較強(qiáng)的收入效應(yīng)，降低了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給[24]，促進(jìn)了農(nóng)村勞動(dòng)力向城市的轉(zhuǎn)移，通過務(wù)工等途徑更快提高邊際收入，增加了家庭收入。從表2也可以看出，控制變量的結(jié)果均符合理論預(yù)期。比如家庭規(guī)模越大，勞動(dòng)力成員人數(shù)越多，家庭收入就越多。家庭消費(fèi)支出、土地流轉(zhuǎn)收入與家庭收入有較強(qiáng)的正相關(guān)性，因此變量的系數(shù)都顯著為正。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了對上述結(jié)論的穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗(yàn)，本文將被解釋變量替換為家庭人均收入，回歸結(jié)果如表3所示。

表2 家庭純收入的倍差法回歸結(jié)果

注：***、**、*分別代表在0.001、0.01和0.05水平上是顯著的，下同。括號內(nèi)數(shù)值為t統(tǒng)計(jì)量；擬合優(yōu)度為調(diào)整后的R2，其中固定效應(yīng)模型匯報(bào)的是組內(nèi)R2。本文實(shí)證分析軟件為Stata 13。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)1

注：為便于與表2進(jìn)行比較，(1)(2)(3)列為ols回歸結(jié)果，(4)(5)(6)列為FE回歸結(jié)果；本表所有未列的控制變量均與表2相同。

從上表可以看出，倍差分交互項(xiàng)及參保人數(shù)變量的系數(shù)仍是正值，且在0.001水平上是顯著的，系數(shù)的大小也與表2近似，這說明新農(nóng)保對家庭收入有較顯著促進(jìn)效應(yīng)的結(jié)論是穩(wěn)健的。

將控制變量中是否參加新農(nóng)合替換為家庭成員參加新農(nóng)合的人數(shù)，家庭消費(fèi)支出1替換為家庭消費(fèi)支出2(包括食品支出、衣著支出等在內(nèi)的消費(fèi)性支出)，土地流轉(zhuǎn)收入替換為家庭是否有土地流轉(zhuǎn)，得到的結(jié)果如表4所示，仍然可以得到回歸結(jié)果是穩(wěn)健的結(jié)論。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)2

注：(1)(2)列為ols回歸結(jié)果，(3)(4)列為FE回歸結(jié)果。

四、新農(nóng)保的異質(zhì)效應(yīng)分析

前文使用倍差法一定程度上解決了遺漏變量等帶來的內(nèi)生性問題，但DID估計(jì)識別的是政策的平均處理效應(yīng)，要考察哪一個(gè)群體受到新農(nóng)保政策的影響更大，就有必要對政策效果的異質(zhì)性問題進(jìn)行考察。而且，家庭特征的個(gè)體差異及家庭層面一些固有的不可觀測因素，都會(huì)帶來家庭收入的異質(zhì)性。因此，接下來利用Koenker和Bassett[25]提出的分位數(shù)回歸方法來分析家庭收入的異質(zhì)效應(yīng)。

采用家庭純收入的分位數(shù)作為被解釋變量，構(gòu)建如下DID模型進(jìn)行參保與非參保家庭的分位數(shù)倍差法檢驗(yàn)：

(2)

其中，LnY_pxit為第i個(gè)樣本在第t年的家庭純收入分位數(shù)水平，x取值5、25、50、75和95，分別代表著5%、25%、50%、75%和95%的分位數(shù)。分位數(shù)越大，對應(yīng)的收入水平越高。

根據(jù)表5的回歸結(jié)果可以看出，家庭純收入水平越低，參加新農(nóng)保帶來收入水平的增幅越大。其中前5%分位數(shù)、收入水平最低的家庭，參加新農(nóng)保會(huì)帶來收入增加96.5個(gè)百分點(diǎn)。而對于后75%分位數(shù)的家庭，參加新農(nóng)保帶會(huì)使收入增加22.2個(gè)百分點(diǎn)。對于后95%分位數(shù)的家庭，參加新農(nóng)保會(huì)帶來收入降低5.1個(gè)百分點(diǎn)。不過，這個(gè)結(jié)論沒有通過顯著性檢驗(yàn)?？傮w來看，參加新農(nóng)保會(huì)使低收入家庭的收入增加幅度較大，而高收入家庭的收入增加幅度較小甚至減少。也就是說，參加新農(nóng)?？s小了不同收入家庭的收入差異。這個(gè)結(jié)論通過家庭成員是否參加新農(nóng)保這一解釋變量的系數(shù)也能得到驗(yàn)證。從25%分位數(shù)到75%分位數(shù)的家庭，系數(shù)依次遞減為0.194、0.136和0.094。

表5 家庭純收入異質(zhì)效應(yīng)分位數(shù)回歸 單位：億元

可能的解釋是，新農(nóng)保給農(nóng)民家庭帶來收入的直接增加，對于低收入家庭邊際意義更大。新農(nóng)保其中一個(gè)特點(diǎn)就是采取個(gè)人繳費(fèi)、集體補(bǔ)助和政府補(bǔ)貼三者相輔相成的籌資方式。經(jīng)濟(jì)條件較好的基層集體組織對參保家庭的繳費(fèi)補(bǔ)助和政府對符合領(lǐng)取條件的參保家庭全額支付新農(nóng)保基礎(chǔ)養(yǎng)老金都直接提高了農(nóng)村家庭的收入。這些收入數(shù)額雖然不大，但對于缺乏勞動(dòng)力的高齡農(nóng)民家庭為代表的低收入群體來講，收入增加效果是非常明顯的。根據(jù)有關(guān)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，2004至2013年間，中國大陸農(nóng)村居民獲得的轉(zhuǎn)移性收入(包括養(yǎng)老金收入在內(nèi))，占農(nóng)村戶籍家庭總收入的比重，已從3.7%穩(wěn)步上升到8.8%。這對農(nóng)村居民人均純收入的不斷增加發(fā)揮了重要作用[26]。也就是說，新農(nóng)保實(shí)行社會(huì)統(tǒng)籌與個(gè)人賬戶相結(jié)合的部分積累制模式，較好的發(fā)揮了國民收入再分配的作用。

出于穩(wěn)健性的考慮，把家庭純收入換成家庭人均收入再進(jìn)行分位數(shù)回歸，如下表6所示。結(jié)果表明，人均收入越低的家庭，參加新農(nóng)保對家庭收入的促進(jìn)效應(yīng)也越明顯。

表6 家庭人均收入異質(zhì)效應(yīng)分位數(shù)回歸

五、新農(nóng)保對中國農(nóng)村家庭收入的促進(jìn)作用

本文視2012年中國新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的全覆蓋為一次自然實(shí)驗(yàn)，基于中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)2010和2014年的面板數(shù)據(jù)，控制家庭規(guī)模等特征變量，從家庭純收入和家庭人均收入兩個(gè)角度，使用倍差法分析了新農(nóng)保政策對中國農(nóng)村家庭收入的影響。結(jié)論表明，參加新農(nóng)保促使處理組的農(nóng)村家庭的收入水平與人均收入水平得到顯著增加。用家庭成員的參保人數(shù)衡量新農(nóng)保政策時(shí)，也得到收入顯著增加的結(jié)論。將控制變量做了適當(dāng)替換后的檢驗(yàn)也證明了上述結(jié)論是穩(wěn)健的。基于分位數(shù)倍差法的研究表明，家庭收入越低的家庭，參保對家庭收入與人均收入水平的提高越大。

基于本文的研究結(jié)論，相應(yīng)的政策建議是應(yīng)該加大新農(nóng)保的政策宣傳力度，使農(nóng)村居民對其有更加全面深入的認(rèn)識，對新農(nóng)保的長期保障效果有更高程度的接受和信任。盡管新農(nóng)保在2012年底就在全國縣級行政區(qū)域做到了完全覆蓋，但根據(jù)本文的研究樣本和CFPS的原始數(shù)據(jù)，新農(nóng)保的參與率尚未達(dá)到較高的水平。因此，應(yīng)該鼓勵(lì)低收入農(nóng)村家庭積極加入到參保群體中來。另外，政府應(yīng)該進(jìn)一步加強(qiáng)新農(nóng)保制度的完善工作，增強(qiáng)新農(nóng)保的保障能力，提高農(nóng)村家庭收入水平，從而更好的實(shí)現(xiàn)“精準(zhǔn)扶貧”的政策目標(biāo)。

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StimulationEffectsofChina’sNewRuralPensionProgramonIncomesofRuralHouseholds

QIN Chang-cai

(SchoolofEconomiesandBusiness,YantaiUniversity,Yantai264005,China)

This paper investigates the impacts of China’s New Rural Pension Program (NRPP) on the income level of Chinese rural households using micro-survey data. The study finds that the participation of NRPP results in a significant increase in net income and per capita income of the rural family. Considering policy’s heterogeneity, the conclusions further find out that the lower net income or per capita income of the rural family, the greater impact of NRPP on rural family income; NRPP narrows the gap of income among different rural families.

New Rural Pension Program; rural households; net income; per capita income; heterogeneity

2017-05-10DOI:10.7671/j.issn.1672-0202.2017.05.004

山東省社會(huì)科學(xué)規(guī)劃青年基金項(xiàng)目(13DJJJ22)

秦昌才(1980—)，男，山東沂水人，煙臺(tái)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院副教授，主要研究方向?yàn)閿?shù)量經(jīng)濟(jì)、宏觀經(jīng)濟(jì)。E-mail：qinchangcai@126.com

F323.89

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：1672-0202(2017)05-0041-08