新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險對農(nóng)村家庭消費的影響研究
——基于CFPS數(shù)據(jù)的實證分析*

譚燕芝，姚海瓊

(湘潭大學 商學院，湖南 湘潭 411105)

一、引言

近年來，在固定資產(chǎn)投資和外貿出口的經(jīng)濟增長模式驅動下，中國由改革開放初期的“短缺型社會”轉變?yōu)槟壳暗摹斑^剩型社會”，呈現(xiàn)出投資率居高不下、出口額逐年下降以及消費貢獻率不足的發(fā)展特征，經(jīng)濟結構失衡問題日益嚴峻。十九大報告中提出，“完善促進消費的機制體制，增強消費對經(jīng)濟發(fā)展的基礎性作用”，如何有效擴大居民消費尤其是農(nóng)村居民消費成為政學兩界關注的重點。長期以來城鄉(xiāng)居民消費差距明顯，農(nóng)村地區(qū)居民消費水平遠遠落后于城鎮(zhèn)地區(qū)。2020年城鎮(zhèn)居民人均消費支出27 007元，農(nóng)村居民人均消費支出13 713元。(1)數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局?？梢?，農(nóng)村居民消費潛力巨大，因此，解決農(nóng)村地區(qū)消費桎梏是實現(xiàn)國民經(jīng)濟增長的重中之重。

農(nóng)村居民消費水平較低的原因：一方面在于大部分農(nóng)村居民從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的特殊性導致其收入具有極大的不確定性，從而增加儲蓄，減少當期消費；另一方面則是由于目前中國農(nóng)村社會保障體系不完善，社會保障力度小、資金來源不合理以及社會保障資源分配不均等，過去農(nóng)村居民養(yǎng)老保險實行的是農(nóng)村居民自我儲蓄的形式，并未從根本上解決養(yǎng)老問題，加大了農(nóng)村居民消費面臨的不確定性。

新農(nóng)保是由政府組織實施、以保障農(nóng)村居民年老時的基本生活為目的的一項社會養(yǎng)老保險制度。新農(nóng)保的提出是解決“三農(nóng)”問題的重大舉措，是完善農(nóng)村社會保障體系的客觀要求，對實現(xiàn)農(nóng)村社會保障全覆蓋、緩解農(nóng)村居民未來的不確定性從而促進農(nóng)村家庭消費有著積極的影響。基于此，本文運用2010和2014年中國家庭追蹤調查(CFPS)數(shù)據(jù)，基于不確定性的理論分析框架，運用雙重差分法、基于傾向匹配得分的雙重差分法以及處理效應模型實證分析新農(nóng)保對農(nóng)村家庭消費的影響。

二、文獻回顧

關于消費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》，他認為消費的決定性因素是收入，絕對收入假說的思想由此產(chǎn)生。1949年，Duesenberry對這一理論進行修正，提出了相對收入理論，在此之后歷經(jīng)了生命周期理論和永久收入假說的演變。從20世紀70年代起，西方學者將不確定性加入現(xiàn)代消費理論模型中，形成了以生命周期理論為基礎的隨機游走假說，作為傳統(tǒng)生命周期理論重要補充的預防性儲蓄理論以及流動性約束理論和緩沖庫存理論。還有學者研究發(fā)現(xiàn)收入不確定性程度越高，家庭消費率越低。[1]1193-1208除此之外，公共服務和社會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，還可以有效降低預防性儲蓄，提高消費。[2]409-422從國內相關研究來看，現(xiàn)有文獻更多集中在城鄉(xiāng)居民消費行為的討論上，如不確定性下居民消費行為的影響、消費信貸與居民消費行為的關系以及收入對于居民消費行為的影響。[3]88-96,[4]61-79,[5]33-49

社會保障制度是城鄉(xiāng)居民基本生活的重要支柱。周小川(2020) 提出面對我國突出的人口老齡化形勢，需要對社會保障體系的建設特別是養(yǎng)老制度改革投入更多關注和研究。[6]1-8在新農(nóng)保制度實施之前，中國的養(yǎng)老保險制度主要體現(xiàn)在城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險，城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險對于居民消費存在微弱的擠出效應，且不同收入家庭養(yǎng)老保險的參與對于消費的影響同樣存在差異，推行新農(nóng)?？梢杂行p小農(nóng)村的消費不平等程度，而且相比于中高收入家庭之間的消費差距，新農(nóng)保對減小中低收入家庭之間消費差距的作用更明顯。[7]165-188,[8]1467-1490早期關于農(nóng)村養(yǎng)老保險的研究主要集中在制度評述和問題分析方面。[9]71-79自新農(nóng)保制度實施以后，國內學者展開了大量的研究，除了不少學者研究農(nóng)村居民參與新農(nóng)保行為的影響因素之外，還有部分學者分析了新農(nóng)保對農(nóng)村居民養(yǎng)老質量和養(yǎng)老模式的影響。[10]29-38, [11]817-844此外，有學者從新農(nóng)保如何影響農(nóng)村居民消費和儲蓄的角度展開研究，張川川等(2014)利用斷點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了家庭消費，且新農(nóng)保對于60歲以上和60歲以下居民的消費效應存在異質性。[12]102-115,[13]116-129,[14]57-68張征宇等(2021)認為新農(nóng)保政策對農(nóng)村居民家庭收入和消費具有普遍的促進作用，通過促進高勞動供給群體的勞動供給量，大幅提升其家庭收入和消費。[15]89-100

綜上所述，現(xiàn)有文獻主要從微觀視角分析家庭消費行為，或對現(xiàn)代消費理論進行經(jīng)驗檢驗?；诖?，本文將不確定性引入農(nóng)村家庭消費理論模型中，從理論與實證研究角度探索新農(nóng)保的參與對農(nóng)村家庭消費水平的影響，并具體探究其對消費結構的變動。

三、理論基礎

將不確定性引入消費者的效用函數(shù)，借鑒Johnson et.al(2007)[16]59-72的做法，假設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時刻的家庭人均消費；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。進一步假設家庭具有恒定的相對風險厭惡偏好，則其效用函數(shù)為：

(3)

在一個信息對稱、金融市場完善的經(jīng)濟體中，家庭的一階條件可以寫成歐拉方程：

Δlog(Ct)=α1+α2Δξt+α3Δlog(Yt)+εt

(4)

在(4)式中，α3反映了當期收入水平波動的敏感程度。根據(jù)持久收入理論可知，當消費僅根據(jù)未來收入變動而不取決于當期收入變化時，則α3=0。而在信息對稱、金融市場完善的條件下，α3≠0。對于農(nóng)村家庭而言，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有相當?shù)牟淮_定性，氣候、疾病、蟲災等因素均可能影響當年的收入。當不確定性因素存在時，消費對收入的變化可能是敏感的，收入的波動可能導致消費的波動，最終影響家庭的消費福利或效應。社會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)村居民主要社會保障的新農(nóng)保，可能直接影響家庭消費需求，從而改變家庭效用或福利。為了驗證這一假設，本文將式(4)進行改寫，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，其對收入的敏感性可能發(fā)生變化，進而對家庭消費產(chǎn)生影響。由于本文的研究重點在于檢驗新農(nóng)保對農(nóng)村家庭消費的影響，因此在后文的實證檢驗中并沒有試圖驗證新農(nóng)保的參與對收入變化的敏感程度，而是集中在新農(nóng)保與消費二者的關系上。

四、研究設計與統(tǒng)計描述

(一)模型構建

根據(jù)前文理論基礎所提出的研究假設，其研究重點在于參加新農(nóng)保對農(nóng)村家庭消費水平的影響，分別考察其對農(nóng)村家庭消費結構包括生存型、發(fā)展型、享受型消費的影響，選擇固定效應面板模型(FE)作為基準回歸模型。但固定效應面板模型僅僅能解決組內非觀測異質性導致的內生性問題，而無法同時考慮組內和組間的變異，基于此，本文引入雙重差分法(DID)進行進一步檢驗。此外，由于參與新農(nóng)保的動機是家庭自愿選擇的結果，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水平，對于這一逆向選擇問題采用傾向得分匹配基礎上的雙重差分法(PSMDID)加以克服。

1.固定效應面板模型

依據(jù)本文的研究重點，構建固定效應面板模型：

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在時間t的人均消費水平(人均生存型消費、人均發(fā)展型消費、人均享受型消費)，在實證回歸中我們對其進行對數(shù)處理；NRPit表示家庭i在時間t的參保情況，NRPit=1表示有家庭成員參加新農(nóng)保，反之為無家庭成員參保；Xit為一系列控制變量；λt為時間固定效應；ui為個體異質性的截距項；εit為擾動項。

2.雙重差分法

為了解決組間異質性，引入雙重差分法進行進一步檢驗。由于我國于2009年開始新農(nóng)保的試點，到2012年末實現(xiàn)新農(nóng)保制度的全覆蓋，基于此，本文將2012年視為新農(nóng)保全面實施的政策時點，分析參加新農(nóng)保對參保組家庭與對照組家庭消費的差異。因此，使用DID進行進一步檢驗：

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，則表示調查年份為2014年；φ表示新農(nóng)保對農(nóng)村家庭消費的處理效應；Xit為一系列控制變量。

3.傾向得分匹配基礎上的雙重差分法

為了更有效地解決逆向選擇問題，進一步采用傾向得分匹配基礎上的雙重差分法進行穩(wěn)健性檢驗。這一方法在利用雙重差分法的基礎上可以進一步控制參保組和控制組不可觀測變量的組間差異。本文所關注的重點為參保組的處理效應(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。在估計傾向得分的過程中，選擇Probit模型進行估計，并對樣本進行匹配，再進一步計算所得結果的前后變化，最后進行回歸匹配得到ATT。

(二)數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于北京大學中國社會科學調查中心實施的中國家庭追蹤調查(CFPS)，調查樣本覆蓋了25個省(市、自治區(qū))(2)不包括西藏、青海、新疆、寧夏、內蒙古、海南、香港、澳門和臺灣。，將CFPS2010年和2014年的追蹤數(shù)據(jù)構建兩期面板數(shù)據(jù)。

(三)變量說明與統(tǒng)計描述

1.新農(nóng)保

本文重點考察新農(nóng)保對農(nóng)村家庭消費的影響，且由于新農(nóng)保的參保對象僅為具有農(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(不包含在校學生)、沒有參加城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險的農(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，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，為了將其他類型的養(yǎng)老保險與新農(nóng)保的消費效應相分離，剔除了2010年與2014年具有其他商業(yè)養(yǎng)老保險以及2010年參與老農(nóng)保的樣本。經(jīng)過數(shù)據(jù)處理后最終匹配到8 847個有效樣本，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年的調查樣本中沒有人參加新農(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

本文將農(nóng)村家庭消費水平和農(nóng)村家庭消費結構作為農(nóng)村家庭消費的衡量方式。選取CFPS中人均消費性支出作為農(nóng)村家庭消費水平的衡量指標，并將食品、衣著、居住、交通通信、家庭設備及服務、醫(yī)療保健、教育文化娛樂、其他用品及服務這八大類消費劃分為生存型消費(食品、衣著、居住)、享受型消費(家庭設備及服務、其他用品及服務)和發(fā)展型消費(醫(yī)療保健、教育文化娛樂、交通通信)。

3.其他控制變量

借鑒以往學者對有關控制變量的選擇，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、是否有成員購買新農(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)和家庭有無成員外出務工。

4.工具變量

為了消除自選擇偏差帶來的估計偏誤，本文在處理效應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，因為同村其他人是否參與新農(nóng)保會對本人的新農(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)保卻不會直接影響自己的家庭消費水平和消費結構，因此這一變量是外生的。

表1 變量描述性統(tǒng)計

五、新農(nóng)保對農(nóng)村家庭消費影響的實證分析

(一)固定效應面板模型估計結果

運用固定效應面板模型探索新農(nóng)保對農(nóng)村家庭消費水平和消費結構的影響，估計結果如表2所示。(3)受篇幅所限，表2只匯報了核心解釋變量的回歸結果，其他控制變量的回歸結果做文字說明。下表同。從結果可以看出，農(nóng)村家庭參與新農(nóng)保對消費水平的影響在1%的顯著性水平下通過假設性檢驗，且符號為正，即參與新農(nóng)保對于農(nóng)村家庭消費水平有顯著的正向促進作用。此外，從農(nóng)村家庭不同消費結構來看，新農(nóng)保的參與對生存型消費、發(fā)展型消費、享受型消費存在不同的影響效應。具體而言，三者分別在1%、1%和10%的水平下通過假設性檢驗，參與新農(nóng)保對農(nóng)村家庭生存型消費的促進作用最大，發(fā)展型消費次之，享受型消費最小。

表2 新農(nóng)保對農(nóng)村家庭消費的影響：固定效應面板模型

從控制變量來看，戶主性別和是否有家庭成員外出務工均沒有通過假設性檢驗，這兩者不僅對農(nóng)村家庭人均消費水平?jīng)]有顯著影響，對家庭消費結構的影響同樣不明顯。戶主年齡對農(nóng)村家庭消費水平的影響在1%的水平下顯著為負，說明戶主年齡越大，家庭人均消費水平越低。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)村家庭消費水平，對生存型消費、發(fā)展型消費與享受型消費均有明顯的促進作用。而家庭規(guī)模越大不僅擠出了家庭人均消費水平，同樣也降低了其生存型消費、發(fā)展型消費和享受型消費。家庭兒童數(shù)量的占比通過假設性檢驗，且符號為負，家庭兒童數(shù)量越多的家庭其人均消費水平越低，生存型消費和發(fā)展型消費同樣越低。戶主健康程度與婚姻狀況均能促進家庭消費水平的提高，但對享受型消費的影響不明顯。而過去一年若有家庭成員住院則會顯著提高農(nóng)村家庭消費水平，具體表現(xiàn)為發(fā)展型消費的提高。此外，農(nóng)村家庭若有借款則會顯著降低人均消費水平，生存型消費、發(fā)展型消費與享受型消費同樣降低。新農(nóng)合的參與會提高農(nóng)村家庭的消費水平，主要體現(xiàn)為生存型消費的提高。值得一提的是，農(nóng)村家庭若從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)則不僅會顯著降低家庭消費水平，生存型消費、發(fā)展型消費和享受型消費均有不同程度的降低。

(二)DID估計結果

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

隨后，本文進一步控制了其他變量，在多元回歸的框架下分析新農(nóng)保對于農(nóng)村家庭消費的影響。如表4所示，DID估計結果與固定效應面板模型估計結果略有不同但基本一致。列(1)為新農(nóng)保對農(nóng)村家庭消費水平影響的DID估計結果，列(2)(3)(4)分別為生存型消費、發(fā)展型消費、享受型消費的估計結果。由表4可知，在控制了家庭基本特征與家庭經(jīng)濟金融特征之后，新農(nóng)保的政策效果估計仍然與表3的結果一致，說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)村家庭的消費水平和消費結構

表4 新農(nóng)保對農(nóng)村家庭消費的影響：DID估計

(三)穩(wěn)健性檢驗

基于以上估計方法，本文運用PSMDID方法進行穩(wěn)健性檢驗。該方法的第一步為根據(jù)主要變量進行估計得分匹配，在這一過程中使用Probit模型進行得分估計，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)這四個變量以外，其余變量均與參與新農(nóng)保顯著相關，由此說明重新匹配的必要性。在估計傾向得分后進行樣本匹配，匹配后的樣本組間偏誤顯著降低，所有變量匹配后的標準偏誤均在10%以內，匹配結果合理可靠。(4)因篇幅所限，此處未報告詳細的檢驗過程與結果，有需要的讀者可向作者索要。

在基于計算傾向得分的匹配完成之后即可建立雙重差分模型，表5匯報了基于傾向得分匹配的DID估計。列(1)為農(nóng)村家庭參加新農(nóng)保對于家庭人均消費水平的影響，新農(nóng)保的參與將使農(nóng)村家庭人均消費水平提高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、發(fā)展型消費與享受型消費，分別提高55.7%、40.2%、17.1%，這一估計結果較DID估計結果有所下降，但基本保持一致?？傮w而言，無論是采用固定效應面板模型或是傳統(tǒng)的DID估計，抑或是基于傾向匹配得分的DID估計，均一致表明新農(nóng)保政策的實施顯著提高了農(nóng)村家庭的消費水平并優(yōu)化了消費結構，有效緩解了農(nóng)村家庭對未來的不確定性問題，從而釋放了當期消費潛力。

表5 新農(nóng)保對農(nóng)村家庭消費的影響：PSMDID估計

(四)內生性討論

由于農(nóng)村居民是否參與新農(nóng)保是自愿選擇的結果，這可能存在自選擇偏差問題，部分因素在影響參與新農(nóng)保選擇的同時也會影響消費行為，即農(nóng)村居民是否參與新農(nóng)保這一選擇是內生的，從而造成解釋變量與隨機誤差項相關。基于此，對于自選擇偏差導致的估計偏誤，進一步使用處理效應模型以佐證上文得到的結論。

新農(nóng)保對農(nóng)村家庭消費影響的處理效應模型估計結果如表6所示。在處理效應模型中，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)量計算得到。從回歸結果可知，逆米爾斯比率的估計系數(shù)為-0.101，且在1%的水平下顯著，說明基準回歸中的確存在自選擇偏差。進一步地，在處理效應模型第一步回歸中新農(nóng)保的工具變量顯著為正，說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，說明新農(nóng)保的參與的確會顯著提高農(nóng)村家庭消費水平，且高于基準回歸的估計結果，這也進一步證實了本文的結論。

表6 新農(nóng)保對農(nóng)村家庭消費的影響：處理效應模型

(五)進一步分析

由前文的分析可知，新農(nóng)保能顯著提高農(nóng)村家庭消費，尤其是生存型消費。而新農(nóng)保能否提高消費水平，關鍵在于養(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，并提升家庭消費水平?；诖耍疚倪M一步檢驗，對于已經(jīng)領取養(yǎng)老金的家庭，養(yǎng)老金占家庭總收入的比重不同是否會對家庭消費產(chǎn)生不同影響。基于對以上家庭的識別，最終得到1 244戶已經(jīng)開始領取新農(nóng)保的農(nóng)村家庭，并根據(jù)家庭總收入劃分為五等份，結果如表7所示，其中列(5)考察的是對于家庭收入在最高20%行列的家庭而言，養(yǎng)老金占家庭總收入比重對家庭消費的影響，列(1)則是家庭收入為最低20%的農(nóng)村家庭回歸結果，列(2)(3)(4)分別為次低收入、中等收入和次高收入農(nóng)村家庭的回歸結果。

表7 養(yǎng)老金占家庭總收入的比重對家庭消費的影響：OLS估計

從回歸結果可知，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)村家庭消費水平，即對于家庭收入在前40%的農(nóng)村家庭而言，養(yǎng)老金占家庭收入比重越高，家庭消費水平越高。這是因為對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)定的收入來源，金額越高，其消費促進效應越明顯。而對于低收入家庭而言，養(yǎng)老金占比對于消費的影響沒有通過顯著性檢驗，這可能是因為當家庭收入較低時，養(yǎng)老金收入為主要的生活來源，對消費的提升空間有限，并不會在固定消費支出的基礎上進一步提高消費水平。

六、研究結論與討論

本文基于發(fā)揮消費對經(jīng)濟發(fā)展基礎性作用的現(xiàn)實背景，運用中國家庭追蹤調查數(shù)據(jù)構建兩期面板數(shù)據(jù)，將不確定性引入理論分析框架，采用固定效應面板模型檢驗新農(nóng)保的參與對農(nóng)村家庭消費水平與消費結構的影響，利用雙重差分法探索新農(nóng)保的政策效應，并使用基于傾向匹配得分的雙重差分法進行進一步檢驗。從固定效應面板模型的回歸結果可以得知，參與新農(nóng)保對農(nóng)村家庭消費水平有顯著的正向促進作用，且對于生存型消費、發(fā)展型消費和享受型消費存在不同的提升效應，其中，對于生存型消費的促進作用最為明顯。從雙重差分估計結果可以看出，參保組與控制組在2010和2014年的家庭消費水平變化差異超過50%，且在1%的顯著性水平下通過檢驗，說明新農(nóng)保政策的實施顯著提高了農(nóng)村家庭的消費水平。在多元回歸框架下的DID估計結果與固定效應面板模型回歸結果基本保持一致。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，驗證DID估計的合理性。結果顯示，新農(nóng)保的參與將使農(nóng)村家庭人均消費水平提高約44.1%，并對生存型消費、發(fā)展型消費與享受型消費有不同程度的提高。此外，為了消除自選擇偏差帶來的估計偏誤，本文利用處理效應模型，檢驗并證實新農(nóng)保的參與的確會顯著提高農(nóng)村家庭消費水平。由此可見，無論是固定效應面板模型、DID估計、PSMDID估計還是處理效應模型，均驗證了新農(nóng)保能顯著提高農(nóng)村家庭消費水平且優(yōu)化消費結構這一估計結果。最后，通過進一步檢驗發(fā)現(xiàn)，對于已經(jīng)領取養(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，家庭消費水平越高。

本文的研究不僅為解決我國居民消費動力不足提供了思路，同時也豐富了社會保障與居民消費的相關文獻。但本文也存在一定的局限性，未能對參與新農(nóng)保提高農(nóng)村家庭消費的作用機制進行探索，且在實證檢驗中并未對新農(nóng)保對于收入變化的敏感程度進行檢驗，這也是后續(xù)研究中繼續(xù)突破的方向。