新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村家庭消費(fèi)的影響研究
——基于CFPS數(shù)據(jù)的實(shí)證分析*

譚燕芝，姚海瓊

(湘潭大學(xué) 商學(xué)院，湖南 湘潭 411105)

一、引言

近年來(lái)，在固定資產(chǎn)投資和外貿(mào)出口的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式驅(qū)動(dòng)下，中國(guó)由改革開(kāi)放初期的“短缺型社會(huì)”轉(zhuǎn)變?yōu)槟壳暗摹斑^(guò)剩型社會(huì)”，呈現(xiàn)出投資率居高不下、出口額逐年下降以及消費(fèi)貢獻(xiàn)率不足的發(fā)展特征，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)失衡問(wèn)題日益嚴(yán)峻。十九大報(bào)告中提出，“完善促進(jìn)消費(fèi)的機(jī)制體制，增強(qiáng)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)性作用”，如何有效擴(kuò)大居民消費(fèi)尤其是農(nóng)村居民消費(fèi)成為政學(xué)兩界關(guān)注的重點(diǎn)。長(zhǎng)期以來(lái)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距明顯，農(nóng)村地區(qū)居民消費(fèi)水平遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于城鎮(zhèn)地區(qū)。2020年城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出27 007元，農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出13 713元。(1)數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。可見(jiàn)，農(nóng)村居民消費(fèi)潛力巨大，因此，解決農(nóng)村地區(qū)消費(fèi)桎梏是實(shí)現(xiàn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重中之重。

農(nóng)村居民消費(fèi)水平較低的原因：一方面在于大部分農(nóng)村居民從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的特殊性導(dǎo)致其收入具有極大的不確定性，從而增加儲(chǔ)蓄，減少當(dāng)期消費(fèi)；另一方面則是由于目前中國(guó)農(nóng)村社會(huì)保障體系不完善，社會(huì)保障力度小、資金來(lái)源不合理以及社會(huì)保障資源分配不均等，過(guò)去農(nóng)村居民養(yǎng)老保險(xiǎn)實(shí)行的是農(nóng)村居民自我儲(chǔ)蓄的形式，并未從根本上解決養(yǎng)老問(wèn)題，加大了農(nóng)村居民消費(fèi)面臨的不確定性。

新農(nóng)保是由政府組織實(shí)施、以保障農(nóng)村居民年老時(shí)的基本生活為目的的一項(xiàng)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度。新農(nóng)保的提出是解決“三農(nóng)”問(wèn)題的重大舉措，是完善農(nóng)村社會(huì)保障體系的客觀要求，對(duì)實(shí)現(xiàn)農(nóng)村社會(huì)保障全覆蓋、緩解農(nóng)村居民未來(lái)的不確定性從而促進(jìn)農(nóng)村家庭消費(fèi)有著積極的影響?；诖?，本文運(yùn)用2010和2014年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)，基于不確定性的理論分析框架，運(yùn)用雙重差分法、基于傾向匹配得分的雙重差分法以及處理效應(yīng)模型實(shí)證分析新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村家庭消費(fèi)的影響。

二、文獻(xiàn)回顧

關(guān)于消費(fèi)理論的研究最早可以追溯到1936年Keynes的《就業(yè)、利息和貨幣通論》，他認(rèn)為消費(fèi)的決定性因素是收入，絕對(duì)收入假說(shuō)的思想由此產(chǎn)生。1949年，Duesenberry對(duì)這一理論進(jìn)行修正，提出了相對(duì)收入理論，在此之后歷經(jīng)了生命周期理論和永久收入假說(shuō)的演變。從20世紀(jì)70年代起，西方學(xué)者將不確定性加入現(xiàn)代消費(fèi)理論模型中，形成了以生命周期理論為基礎(chǔ)的隨機(jī)游走假說(shuō)，作為傳統(tǒng)生命周期理論重要補(bǔ)充的預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論以及流動(dòng)性約束理論和緩沖庫(kù)存理論。還有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)收入不確定性程度越高，家庭消費(fèi)率越低。[1]1193-1208除此之外，公共服務(wù)和社會(huì)保障制度的完善不僅能在極大程度上降低居民面臨的不確定性，還可以有效降低預(yù)防性儲(chǔ)蓄，提高消費(fèi)。[2]409-422從國(guó)內(nèi)相關(guān)研究來(lái)看，現(xiàn)有文獻(xiàn)更多集中在城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為的討論上，如不確定性下居民消費(fèi)行為的影響、消費(fèi)信貸與居民消費(fèi)行為的關(guān)系以及收入對(duì)于居民消費(fèi)行為的影響。[3]88-96,[4]61-79,[5]33-49

社會(huì)保障制度是城鄉(xiāng)居民基本生活的重要支柱。周小川(2020) 提出面對(duì)我國(guó)突出的人口老齡化形勢(shì)，需要對(duì)社會(huì)保障體系的建設(shè)特別是養(yǎng)老制度改革投入更多關(guān)注和研究。[6]1-8在新農(nóng)保制度實(shí)施之前，中國(guó)的養(yǎng)老保險(xiǎn)制度主要體現(xiàn)在城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)，城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)于居民消費(fèi)存在微弱的擠出效應(yīng)，且不同收入家庭養(yǎng)老保險(xiǎn)的參與對(duì)于消費(fèi)的影響同樣存在差異，推行新農(nóng)保可以有效減小農(nóng)村的消費(fèi)不平等程度，而且相比于中高收入家庭之間的消費(fèi)差距，新農(nóng)保對(duì)減小中低收入家庭之間消費(fèi)差距的作用更明顯。[7]165-188,[8]1467-1490早期關(guān)于農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)的研究主要集中在制度評(píng)述和問(wèn)題分析方面。[9]71-79自新農(nóng)保制度實(shí)施以后，國(guó)內(nèi)學(xué)者展開(kāi)了大量的研究，除了不少學(xué)者研究農(nóng)村居民參與新農(nóng)保行為的影響因素之外，還有部分學(xué)者分析了新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村居民養(yǎng)老質(zhì)量和養(yǎng)老模式的影響。[10]29-38, [11]817-844此外，有學(xué)者從新農(nóng)保如何影響農(nóng)村居民消費(fèi)和儲(chǔ)蓄的角度展開(kāi)研究，張川川等(2014)利用斷點(diǎn)回歸和雙重差分法研究發(fā)現(xiàn)新農(nóng)保的收入在一定程度上促進(jìn)了家庭消費(fèi)，且新農(nóng)保對(duì)于60歲以上和60歲以下居民的消費(fèi)效應(yīng)存在異質(zhì)性。[12]102-115,[13]116-129,[14]57-68張征宇等(2021)認(rèn)為新農(nóng)保政策對(duì)農(nóng)村居民家庭收入和消費(fèi)具有普遍的促進(jìn)作用，通過(guò)促進(jìn)高勞動(dòng)供給群體的勞動(dòng)供給量，大幅提升其家庭收入和消費(fèi)。[15]89-100

綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從微觀視角分析家庭消費(fèi)行為，或?qū)ΜF(xiàn)代消費(fèi)理論進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)?；诖耍疚膶⒉淮_定性引入農(nóng)村家庭消費(fèi)理論模型中，從理論與實(shí)證研究角度探索新農(nóng)保的參與對(duì)農(nóng)村家庭消費(fèi)水平的影響，并具體探究其對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)。

三、理論基礎(chǔ)

將不確定性引入消費(fèi)者的效用函數(shù)，借鑒Johnson et.al(2007)[16]59-72的做法，假設(shè)家庭終身效用最大化可表示為：

(1)

家庭所受約束為：

At+1=At(1+r)+Yt-Ct

(2)

在(1)(2)式中，Ct是t時(shí)刻的家庭人均消費(fèi)；ξt是影響邊際效用的家庭特征向量；At表示家庭人均凈資產(chǎn)，Yt為家庭人均收入。進(jìn)一步假設(shè)家庭具有恒定的相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡偏好，則其效用函數(shù)為：

(3)

在一個(gè)信息對(duì)稱(chēng)、金融市場(chǎng)完善的經(jīng)濟(jì)體中，家庭的一階條件可以寫(xiě)成歐拉方程：

Δlog(Ct)=α1+α2Δξt+α3Δlog(Yt)+εt

(4)

在(4)式中，α3反映了當(dāng)期收入水平波動(dòng)的敏感程度。根據(jù)持久收入理論可知，當(dāng)消費(fèi)僅根據(jù)未來(lái)收入變動(dòng)而不取決于當(dāng)期收入變化時(shí)，則α3=0。而在信息對(duì)稱(chēng)、金融市場(chǎng)完善的條件下，α3≠0。對(duì)于農(nóng)村家庭而言，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有相當(dāng)?shù)牟淮_定性，氣候、疾病、蟲(chóng)災(zāi)等因素均可能影響當(dāng)年的收入。當(dāng)不確定性因素存在時(shí)，消費(fèi)對(duì)收入的變化可能是敏感的，收入的波動(dòng)可能導(dǎo)致消費(fèi)的波動(dòng)，最終影響家庭的消費(fèi)福利或效應(yīng)。社會(huì)保障能在極大程度上緩解家庭的不確定性程度[17]83-88，尤其是作為農(nóng)村居民主要社會(huì)保障的新農(nóng)保，可能直接影響家庭消費(fèi)需求，從而改變家庭效用或福利。為了驗(yàn)證這一假設(shè)，本文將式(4)進(jìn)行改寫(xiě)，加入新農(nóng)保的參與，考慮收入和參與新農(nóng)保的相互作用以及加入時(shí)間虛擬變量，可以表示為：

Δlog(Ci)=α1+α2Δξi+α3XiΔlog(Yi)+α4yeari+εi

(5)

在式(5)中，Xi為家庭參與新農(nóng)保的可能性；yeari為觀察的年份。上式表明，家庭參與新農(nóng)保的可能性越大，其對(duì)收入的敏感性可能發(fā)生變化，進(jìn)而對(duì)家庭消費(fèi)產(chǎn)生影響。由于本文的研究重點(diǎn)在于檢驗(yàn)新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村家庭消費(fèi)的影響，因此在后文的實(shí)證檢驗(yàn)中并沒(méi)有試圖驗(yàn)證新農(nóng)保的參與對(duì)收入變化的敏感程度，而是集中在新農(nóng)保與消費(fèi)二者的關(guān)系上。

四、研究設(shè)計(jì)與統(tǒng)計(jì)描述

(一)模型構(gòu)建

根據(jù)前文理論基礎(chǔ)所提出的研究假設(shè)，其研究重點(diǎn)在于參加新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村家庭消費(fèi)水平的影響，分別考察其對(duì)農(nóng)村家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)包括生存型、發(fā)展型、享受型消費(fèi)的影響，選擇固定效應(yīng)面板模型(FE)作為基準(zhǔn)回歸模型。但固定效應(yīng)面板模型僅僅能解決組內(nèi)非觀測(cè)異質(zhì)性導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，而無(wú)法同時(shí)考慮組內(nèi)和組間的變異，基于此，本文引入雙重差分法(DID)進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。此外，由于參與新農(nóng)保的動(dòng)機(jī)是家庭自愿選擇的結(jié)果，做出這一決策的家庭極有可能是收入更高的家庭，而高收入家庭本身具有更高的消費(fèi)水平，對(duì)于這一逆向選擇問(wèn)題采用傾向得分匹配基礎(chǔ)上的雙重差分法(PSMDID)加以克服。

1.固定效應(yīng)面板模型

依據(jù)本文的研究重點(diǎn)，構(gòu)建固定效應(yīng)面板模型：

lnCOMit(LIVit,DEVit,ENJit)=α0+NRPitβ+Xitδ+λt+ui+εit

(6)

在式(6)中，被解釋變量COMit(LIVit，DEVit，ENJit)表示家庭i在時(shí)間t的人均消費(fèi)水平(人均生存型消費(fèi)、人均發(fā)展型消費(fèi)、人均享受型消費(fèi))，在實(shí)證回歸中我們對(duì)其進(jìn)行對(duì)數(shù)處理；NRPit表示家庭i在時(shí)間t的參保情況，NRPit=1表示有家庭成員參加新農(nóng)保，反之為無(wú)家庭成員參保；Xit為一系列控制變量；λt為時(shí)間固定效應(yīng)；ui為個(gè)體異質(zhì)性的截距項(xiàng)；εit為擾動(dòng)項(xiàng)。

2.雙重差分法

為了解決組間異質(zhì)性，引入雙重差分法進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。由于我國(guó)于2009年開(kāi)始新農(nóng)保的試點(diǎn)，到2012年末實(shí)現(xiàn)新農(nóng)保制度的全覆蓋，基于此，本文將2012年視為新農(nóng)保全面實(shí)施的政策時(shí)點(diǎn)，分析參加新農(nóng)保對(duì)參保組家庭與對(duì)照組家庭消費(fèi)的差異。因此，使用DID進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)：

lnCOMit(LIVit,DEVit,ENJit)=α0+treatediβ+yeartγ+(treatedi×yeari)φ+Xitδ+λt+ui+εit

(7)

在上式中，treatedi=1為參保組，反之為控制組；yeart為年份的啞變量，若yeart=1，則表示調(diào)查年份為2014年；φ表示新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村家庭消費(fèi)的處理效應(yīng)；Xit為一系列控制變量。

3.傾向得分匹配基礎(chǔ)上的雙重差分法

為了更有效地解決逆向選擇問(wèn)題，進(jìn)一步采用傾向得分匹配基礎(chǔ)上的雙重差分法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。這一方法在利用雙重差分法的基礎(chǔ)上可以進(jìn)一步控制參保組和控制組不可觀測(cè)變量的組間差異。本文所關(guān)注的重點(diǎn)為參保組的處理效應(yīng)(ATT)，因此，ATT可以表示為：

-∑j:j∈I0∩Spw(i,j)(y0tj-y0t′j)]

(8)

在(8)式中，I1={i:Di=1}為參保組的集合；I0={i:Di=0}為控制組的集合；Sp為共同取值范圍的集合；N1表示集合I1∩Sp所包含的參保組的家庭數(shù)，而w為權(quán)重；y1ti-y0t′i表示參保組家庭i參保前后的變化；同理，y0tj-y0t′j則為控制組家庭j的變化。在估計(jì)傾向得分的過(guò)程中，選擇Probit模型進(jìn)行估計(jì)，并對(duì)樣本進(jìn)行匹配，再進(jìn)一步計(jì)算所得結(jié)果的前后變化，最后進(jìn)行回歸匹配得到ATT。

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心實(shí)施的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)，調(diào)查樣本覆蓋了25個(gè)省(市、自治區(qū))(2)不包括西藏、青海、新疆、寧夏、內(nèi)蒙古、海南、香港、澳門(mén)和臺(tái)灣。，將CFPS2010年和2014年的追蹤數(shù)據(jù)構(gòu)建兩期面板數(shù)據(jù)。

(三)變量說(shuō)明與統(tǒng)計(jì)描述

1.新農(nóng)保

本文重點(diǎn)考察新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村家庭消費(fèi)的影響，且由于新農(nóng)保的參保對(duì)象僅為具有農(nóng)業(yè)戶口的居民，因此在樣本的篩選中，首先刪除了非農(nóng)戶口樣本；其次，新農(nóng)保的參保范圍為年滿16周歲(不包含在校學(xué)生)、沒(méi)有參加城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的農(nóng)村居民，因此在城市工作的農(nóng)業(yè)戶口居民若參加了城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)，或是已退休享受退休金待遇的，都被視為不符合條件的樣本；最后，為了將其他類(lèi)型的養(yǎng)老保險(xiǎn)與新農(nóng)保的消費(fèi)效應(yīng)相分離，剔除了2010年與2014年具有其他商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)以及2010年參與老農(nóng)保的樣本。經(jīng)過(guò)數(shù)據(jù)處理后最終匹配到8 847個(gè)有效樣本，其中男性4 956人，女性3 891人；60歲以上2 142人，60歲以下6 705人。在2010年的調(diào)查樣本中沒(méi)有人參加新農(nóng)保，而至2014年新農(nóng)保參保人數(shù)已經(jīng)增加為1 897人，占比為44.84%。由此形成了主要被解釋變量“是否有家庭成員參加新農(nóng)?！边@一啞變量。

2.農(nóng)村家庭消費(fèi)

本文將農(nóng)村家庭消費(fèi)水平和農(nóng)村家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)作為農(nóng)村家庭消費(fèi)的衡量方式。選取CFPS中人均消費(fèi)性支出作為農(nóng)村家庭消費(fèi)水平的衡量指標(biāo)，并將食品、衣著、居住、交通通信、家庭設(shè)備及服務(wù)、醫(yī)療保健、教育文化娛樂(lè)、其他用品及服務(wù)這八大類(lèi)消費(fèi)劃分為生存型消費(fèi)(食品、衣著、居住)、享受型消費(fèi)(家庭設(shè)備及服務(wù)、其他用品及服務(wù))和發(fā)展型消費(fèi)(醫(yī)療保健、教育文化娛樂(lè)、交通通信)。

3.其他控制變量

借鑒以往學(xué)者對(duì)有關(guān)控制變量的選擇，本文選取家庭基本特征變量和家庭經(jīng)濟(jì)金融變量作為控制變量。家庭基本特征變量包括戶主性別、年齡、受教育程度、家庭規(guī)模、兒童占比、健康程度、婚姻狀況、家庭是否有成員住院；家庭經(jīng)濟(jì)金融變量包括家庭人均收入、是否有房產(chǎn)、是否有借貸、是否有成員購(gòu)買(mǎi)新農(nóng)合(新型農(nóng)村合作醫(yī)療)、家庭人均凈資產(chǎn)、家庭是否從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和家庭有無(wú)成員外出務(wù)工。

4.工具變量

為了消除自選擇偏差帶來(lái)的估計(jì)偏誤，本文在處理效應(yīng)模型中加入了工具變量回歸。工具變量選擇的是同村除自己以外的其他居民的新農(nóng)保參與率，因?yàn)橥迤渌耸欠駞⑴c新農(nóng)保會(huì)對(duì)本人的新農(nóng)保選擇行為產(chǎn)生影響，或是村支兩委的有效宣傳，或是“從眾”心理。但其他人是否參與新農(nóng)保卻不會(huì)直接影響自己的家庭消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)，因此這一變量是外生的。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

五、新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村家庭消費(fèi)影響的實(shí)證分析

(一)固定效應(yīng)面板模型估計(jì)結(jié)果

運(yùn)用固定效應(yīng)面板模型探索新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村家庭消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響，估計(jì)結(jié)果如表2所示。(3)受篇幅所限，表2只匯報(bào)了核心解釋變量的回歸結(jié)果，其他控制變量的回歸結(jié)果做文字說(shuō)明。下表同。從結(jié)果可以看出，農(nóng)村家庭參與新農(nóng)保對(duì)消費(fèi)水平的影響在1%的顯著性水平下通過(guò)假設(shè)性檢驗(yàn)，且符號(hào)為正，即參與新農(nóng)保對(duì)于農(nóng)村家庭消費(fèi)水平有顯著的正向促進(jìn)作用。此外，從農(nóng)村家庭不同消費(fèi)結(jié)構(gòu)來(lái)看，新農(nóng)保的參與對(duì)生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)、享受型消費(fèi)存在不同的影響效應(yīng)。具體而言，三者分別在1%、1%和10%的水平下通過(guò)假設(shè)性檢驗(yàn)，參與新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村家庭生存型消費(fèi)的促進(jìn)作用最大，發(fā)展型消費(fèi)次之，享受型消費(fèi)最小。

表2 新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村家庭消費(fèi)的影響：固定效應(yīng)面板模型

從控制變量來(lái)看，戶主性別和是否有家庭成員外出務(wù)工均沒(méi)有通過(guò)假設(shè)性檢驗(yàn)，這兩者不僅對(duì)農(nóng)村家庭人均消費(fèi)水平?jīng)]有顯著影響，對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響同樣不明顯。戶主年齡對(duì)農(nóng)村家庭消費(fèi)水平的影響在1%的水平下顯著為負(fù)，說(shuō)明戶主年齡越大，家庭人均消費(fèi)水平越低。除此之外，戶主受教育程度越高、家庭人均收入水平越高、有房產(chǎn)、家庭人均資產(chǎn)越多均能顯著提高農(nóng)村家庭消費(fèi)水平，對(duì)生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)與享受型消費(fèi)均有明顯的促進(jìn)作用。而家庭規(guī)模越大不僅擠出了家庭人均消費(fèi)水平，同樣也降低了其生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)和享受型消費(fèi)。家庭兒童數(shù)量的占比通過(guò)假設(shè)性檢驗(yàn)，且符號(hào)為負(fù)，家庭兒童數(shù)量越多的家庭其人均消費(fèi)水平越低，生存型消費(fèi)和發(fā)展型消費(fèi)同樣越低。戶主健康程度與婚姻狀況均能促進(jìn)家庭消費(fèi)水平的提高，但對(duì)享受型消費(fèi)的影響不明顯。而過(guò)去一年若有家庭成員住院則會(huì)顯著提高農(nóng)村家庭消費(fèi)水平，具體表現(xiàn)為發(fā)展型消費(fèi)的提高。此外，農(nóng)村家庭若有借款則會(huì)顯著降低人均消費(fèi)水平，生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)與享受型消費(fèi)同樣降低。新農(nóng)合的參與會(huì)提高農(nóng)村家庭的消費(fèi)水平，主要體現(xiàn)為生存型消費(fèi)的提高。值得一提的是，農(nóng)村家庭若從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)則不僅會(huì)顯著降低家庭消費(fèi)水平，生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)和享受型消費(fèi)均有不同程度的降低。

(二)DID估計(jì)結(jié)果

表3匯報(bào)了依據(jù)參保狀態(tài)和政策實(shí)施前后分組的農(nóng)村家庭消費(fèi)水平與消費(fèi)結(jié)構(gòu)的樣本均值。從表3可以看出，參保組的家庭消費(fèi)水平從2010年至2014年變化幅度為54.5%，在1%的顯著性水平上顯著；同時(shí)期的控制組卻下降了2.4%，統(tǒng)計(jì)上不顯著。參保組與控制組2010—2014年家庭消費(fèi)水平的變化差異為56.9%，且在1%的水平上統(tǒng)計(jì)顯著，說(shuō)明新農(nóng)保政策的實(shí)施顯著提高了農(nóng)村家庭的消費(fèi)水平。此外，參保組與控制組2010—2014年家庭生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)與享受型消費(fèi)均有顯著變化。具體而言，參保組與控制組2010—2014年生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)和享受型消費(fèi)的變化差異分別為73.3%、45.6%和21.9%。這足以說(shuō)明新農(nóng)保政策的實(shí)施產(chǎn)生了顯著的效果，相當(dāng)比例的農(nóng)村家庭在參保之后提高了消費(fèi)水平，并改善了消費(fèi)結(jié)構(gòu)。

隨后，本文進(jìn)一步控制了其他變量，在多元回歸的框架下分析新農(nóng)保對(duì)于農(nóng)村家庭消費(fèi)的影響。如表4所示，DID估計(jì)結(jié)果與固定效應(yīng)面板模型估計(jì)結(jié)果略有不同但基本一致。列(1)為新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村家庭消費(fèi)水平影響的DID估計(jì)結(jié)果，列(2)(3)(4)分別為生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)、享受型消費(fèi)的估計(jì)結(jié)果。由表4可知，在控制了家庭基本特征與家庭經(jīng)濟(jì)金融特征之后，新農(nóng)保的政策效果估計(jì)仍然與表3的結(jié)果一致，說(shuō)明模型中由于遺漏變量產(chǎn)生的偏誤可能非常小。

表3 不同年份、組別農(nóng)村家庭的消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)

表4 新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村家庭消費(fèi)的影響：DID估計(jì)

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

基于以上估計(jì)方法，本文運(yùn)用PSMDID方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。該方法的第一步為根據(jù)主要變量進(jìn)行估計(jì)得分匹配，在這一過(guò)程中使用Probit模型進(jìn)行得分估計(jì)，除戶主性別、家庭規(guī)模、是否有房產(chǎn)以及是否從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)這四個(gè)變量以外，其余變量均與參與新農(nóng)保顯著相關(guān)，由此說(shuō)明重新匹配的必要性。在估計(jì)傾向得分后進(jìn)行樣本匹配，匹配后的樣本組間偏誤顯著降低，所有變量匹配后的標(biāo)準(zhǔn)偏誤均在10%以內(nèi)，匹配結(jié)果合理可靠。(4)因篇幅所限，此處未報(bào)告詳細(xì)的檢驗(yàn)過(guò)程與結(jié)果，有需要的讀者可向作者索要。

在基于計(jì)算傾向得分的匹配完成之后即可建立雙重差分模型，表5匯報(bào)了基于傾向得分匹配的DID估計(jì)。列(1)為農(nóng)村家庭參加新農(nóng)保對(duì)于家庭人均消費(fèi)水平的影響，新農(nóng)保的參與將使農(nóng)村家庭人均消費(fèi)水平提高44.1%。同樣地，參與新農(nóng)保能顯著提高農(nóng)村家庭生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)與享受型消費(fèi)，分別提高55.7%、40.2%、17.1%，這一估計(jì)結(jié)果較DID估計(jì)結(jié)果有所下降，但基本保持一致。總體而言，無(wú)論是采用固定效應(yīng)面板模型或是傳統(tǒng)的DID估計(jì)，抑或是基于傾向匹配得分的DID估計(jì)，均一致表明新農(nóng)保政策的實(shí)施顯著提高了農(nóng)村家庭的消費(fèi)水平并優(yōu)化了消費(fèi)結(jié)構(gòu)，有效緩解了農(nóng)村家庭對(duì)未來(lái)的不確定性問(wèn)題，從而釋放了當(dāng)期消費(fèi)潛力。

表5 新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村家庭消費(fèi)的影響：PSMDID估計(jì)

(四)內(nèi)生性討論

由于農(nóng)村居民是否參與新農(nóng)保是自愿選擇的結(jié)果，這可能存在自選擇偏差問(wèn)題，部分因素在影響參與新農(nóng)保選擇的同時(shí)也會(huì)影響消費(fèi)行為，即農(nóng)村居民是否參與新農(nóng)保這一選擇是內(nèi)生的，從而造成解釋變量與隨機(jī)誤差項(xiàng)相關(guān)?；诖耍瑢?duì)于自選擇偏差導(dǎo)致的估計(jì)偏誤，進(jìn)一步使用處理效應(yīng)模型以佐證上文得到的結(jié)論。

新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村家庭消費(fèi)影響的處理效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果如表6所示。在處理效應(yīng)模型中，工具變量選取的是同村除自己以外的其他居民的新農(nóng)保參與率，根據(jù)CFPS數(shù)據(jù)中的村居代碼和同村中新農(nóng)保參與數(shù)量計(jì)算得到。從回歸結(jié)果可知，逆米爾斯比率的估計(jì)系數(shù)為-0.101，且在1%的水平下顯著，說(shuō)明基準(zhǔn)回歸中的確存在自選擇偏差。進(jìn)一步地，在處理效應(yīng)模型第一步回歸中新農(nóng)保的工具變量顯著為正，說(shuō)明工具變量的選取是有效的。在第二步回歸中，新農(nóng)保的回歸系數(shù)為0.279，在1%的顯著性水平下影響農(nóng)村家庭消費(fèi)，說(shuō)明新農(nóng)保的參與的確會(huì)顯著提高農(nóng)村家庭消費(fèi)水平，且高于基準(zhǔn)回歸的估計(jì)結(jié)果，這也進(jìn)一步證實(shí)了本文的結(jié)論。

表6 新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村家庭消費(fèi)的影響：處理效應(yīng)模型

(五)進(jìn)一步分析

由前文的分析可知，新農(nóng)保能顯著提高農(nóng)村家庭消費(fèi)，尤其是生存型消費(fèi)。而新農(nóng)保能否提高消費(fèi)水平，關(guān)鍵在于養(yǎng)老金在家庭總收入的占比有多大，如果比重高說(shuō)明養(yǎng)老金能極大程度提高農(nóng)村家庭收入，并提升家庭消費(fèi)水平?；诖?，本文進(jìn)一步檢驗(yàn)，對(duì)于已經(jīng)領(lǐng)取養(yǎng)老金的家庭，養(yǎng)老金占家庭總收入的比重不同是否會(huì)對(duì)家庭消費(fèi)產(chǎn)生不同影響?；趯?duì)以上家庭的識(shí)別，最終得到1 244戶已經(jīng)開(kāi)始領(lǐng)取新農(nóng)保的農(nóng)村家庭，并根據(jù)家庭總收入劃分為五等份，結(jié)果如表7所示，其中列(5)考察的是對(duì)于家庭收入在最高20%行列的家庭而言，養(yǎng)老金占家庭總收入比重對(duì)家庭消費(fèi)的影響，列(1)則是家庭收入為最低20%的農(nóng)村家庭回歸結(jié)果，列(2)(3)(4)分別為次低收入、中等收入和次高收入農(nóng)村家庭的回歸結(jié)果。

表7 養(yǎng)老金占家庭總收入的比重對(duì)家庭消費(fèi)的影響：OLS估計(jì)

從回歸結(jié)果可知，列(4)和列(5)的養(yǎng)老金占比分別在5%和10%的顯著性水平下正向影響農(nóng)村家庭消費(fèi)水平，即對(duì)于家庭收入在前40%的農(nóng)村家庭而言，養(yǎng)老金占家庭收入比重越高，家庭消費(fèi)水平越高。這是因?yàn)閷?duì)于高收入家庭和次高收入家庭而言，養(yǎng)老金作為一筆穩(wěn)定的收入來(lái)源，金額越高，其消費(fèi)促進(jìn)效應(yīng)越明顯。而對(duì)于低收入家庭而言，養(yǎng)老金占比對(duì)于消費(fèi)的影響沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這可能是因?yàn)楫?dāng)家庭收入較低時(shí)，養(yǎng)老金收入為主要的生活來(lái)源，對(duì)消費(fèi)的提升空間有限，并不會(huì)在固定消費(fèi)支出的基礎(chǔ)上進(jìn)一步提高消費(fèi)水平。

六、研究結(jié)論與討論

本文基于發(fā)揮消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)性作用的現(xiàn)實(shí)背景，運(yùn)用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)構(gòu)建兩期面板數(shù)據(jù)，將不確定性引入理論分析框架，采用固定效應(yīng)面板模型檢驗(yàn)新農(nóng)保的參與對(duì)農(nóng)村家庭消費(fèi)水平與消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響，利用雙重差分法探索新農(nóng)保的政策效應(yīng)，并使用基于傾向匹配得分的雙重差分法進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。從固定效應(yīng)面板模型的回歸結(jié)果可以得知，參與新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村家庭消費(fèi)水平有顯著的正向促進(jìn)作用，且對(duì)于生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)和享受型消費(fèi)存在不同的提升效應(yīng)，其中，對(duì)于生存型消費(fèi)的促進(jìn)作用最為明顯。從雙重差分估計(jì)結(jié)果可以看出，參保組與控制組在2010和2014年的家庭消費(fèi)水平變化差異超過(guò)50%，且在1%的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明新農(nóng)保政策的實(shí)施顯著提高了農(nóng)村家庭的消費(fèi)水平。在多元回歸框架下的DID估計(jì)結(jié)果與固定效應(yīng)面板模型回歸結(jié)果基本保持一致。本文將基于傾向匹配得分的雙重差分法作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)，驗(yàn)證DID估計(jì)的合理性。結(jié)果顯示，新農(nóng)保的參與將使農(nóng)村家庭人均消費(fèi)水平提高約44.1%，并對(duì)生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)與享受型消費(fèi)有不同程度的提高。此外，為了消除自選擇偏差帶來(lái)的估計(jì)偏誤，本文利用處理效應(yīng)模型，檢驗(yàn)并證實(shí)新農(nóng)保的參與的確會(huì)顯著提高農(nóng)村家庭消費(fèi)水平。由此可見(jiàn)，無(wú)論是固定效應(yīng)面板模型、DID估計(jì)、PSMDID估計(jì)還是處理效應(yīng)模型，均驗(yàn)證了新農(nóng)保能顯著提高農(nóng)村家庭消費(fèi)水平且優(yōu)化消費(fèi)結(jié)構(gòu)這一估計(jì)結(jié)果。最后，通過(guò)進(jìn)一步檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，對(duì)于已經(jīng)領(lǐng)取養(yǎng)老金的家庭，家庭收入在前40%的農(nóng)村家庭，養(yǎng)老金占家庭收入比重越高，家庭消費(fèi)水平越高。

本文的研究不僅為解決我國(guó)居民消費(fèi)動(dòng)力不足提供了思路，同時(shí)也豐富了社會(huì)保障與居民消費(fèi)的相關(guān)文獻(xiàn)。但本文也存在一定的局限性，未能對(duì)參與新農(nóng)保提高農(nóng)村家庭消費(fèi)的作用機(jī)制進(jìn)行探索，且在實(shí)證檢驗(yàn)中并未對(duì)新農(nóng)保對(duì)于收入變化的敏感程度進(jìn)行檢驗(yàn)，這也是后續(xù)研究中繼續(xù)突破的方向。