社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村包容性增長(zhǎng)的影響

［摘 要］ 使用CFPS 2010—2018年5期數(shù)據(jù)，考察農(nóng)戶參與新農(nóng)保后收入增長(zhǎng)的差異及其作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：農(nóng)戶在期初參與新農(nóng)保會(huì)顯著提高其收入增長(zhǎng)率，這主要是由于繳納保險(xiǎn)費(fèi)用后農(nóng)戶預(yù)期養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)的降低，會(huì)提高家庭的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入，促進(jìn)經(jīng)營(yíng)性收入增長(zhǎng)。并且，對(duì)不同收入水平農(nóng)戶的異質(zhì)性分析表明，新農(nóng)保對(duì)較低收入家庭收入增長(zhǎng)促進(jìn)效果更大，有利于農(nóng)村包容性增長(zhǎng)。因此，應(yīng)當(dāng)不斷提高農(nóng)村家庭應(yīng)對(duì)養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)的能力，將健全社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)體系作為鞏固和拓展脫貧攻堅(jiān)成果、促進(jìn)包容性增長(zhǎng)、實(shí)現(xiàn)共同富裕的重要抓手。

［關(guān)鍵詞］ 社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)；新農(nóng)保；收入增長(zhǎng)；收入流動(dòng)性；包容性增長(zhǎng)

［中圖分類(lèi)號(hào)］F061.3；F842．6［文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼］ Ａ ［文章編號(hào)］ 10081763（2024）04003508

The Impact of Social Endowment Insurance on Rural Inclusive Growth：

a Perspective Based on Income Mobility

Abstract：Using the data of the CFPS the from 2010 to 2018， this study investigated the differencesof income growth and its mechanism after farmers participated in the new rural insurance. Results show that farmers’ participation in the New Rural Pension Scheme （NRPS） at the beginning of the period will significantly increase the income growth rate of farmers， which is mainly due to the reduction of farmers’ expected pension risksafter paying forthe insurance， which will increase household agricultural production investment and promote the growth of operational income. Moreover， the heterogeneity analysis of farmers with different income levels shows that the NRPS has a greater effect on the income growth of low income households， which is conducive to the inclusive growth of rural areas. Therefore， we should continue to improve the ability of rural families to cope with pension risks， and improve the social endowment insurance system as an important starting point to consolidate and expand the achievements of poverty alleviation， promote inclusive growth， and achieve common prosperity.

Key words：socialendowment insurance; new rural pension scheme; income growth; income mobility; inclusive growth

一 引 言

隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)步入新常態(tài)，發(fā)展速度相應(yīng)放緩，收入差距持續(xù)擴(kuò)大與階層固化現(xiàn)象日益明顯，嚴(yán)重制約著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)性發(fā)展和內(nèi)循環(huán)，亟須擴(kuò)大中等收入群體來(lái)改善收入分配格局。由于農(nóng)村人口占比較大，只有持續(xù)快速提高農(nóng)村居民收入，才能有效降低低收入群體比重，相應(yīng)擴(kuò)大我國(guó)中等收入群體規(guī)模，從而促進(jìn)整個(gè)社會(huì)收入分配向中間大、兩頭小的橄欖形結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換，推動(dòng)共同富裕取得實(shí)質(zhì)性進(jìn)展。因此，明確具有較強(qiáng)普惠性的社會(huì)保險(xiǎn)是否有助于增長(zhǎng)農(nóng)戶收入、實(shí)現(xiàn)共同富裕，對(duì)促進(jìn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)健康發(fā)展與實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興意義重大。

一般而言，社會(huì)保險(xiǎn)等再分配制度具有“平衡器”的作用，能夠適當(dāng)縮小不同社會(huì)成員之間的收入差距，從而擴(kuò)大中等收入群體規(guī)模。已有文獻(xiàn)也側(cè)重于從社會(huì)保險(xiǎn)的再分配效應(yīng)展開(kāi)論述[1-2]，較少有文獻(xiàn)從社會(huì)保險(xiǎn)所具有的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)內(nèi)涵出發(fā)，在初次分配過(guò)程中討論其對(duì)包容性收入增長(zhǎng)的影響。以養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)為例，在農(nóng)村“未富先老”的現(xiàn)實(shí)背景下，“老有所養(yǎng)”具有較大的不確定性[3-4]。參加社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)，意味著在年老之時(shí)能獲得基本的生活保障，尤其是對(duì)于農(nóng)戶而言，這筆養(yǎng)老金通常占家庭人均收入的10%以上，可以看作一筆可預(yù)期、穩(wěn)定且較強(qiáng)的收入沖擊[5]。因此，通過(guò)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)這一正式的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)工具是否能夠改善農(nóng)村家庭狀況，尤其是低收入農(nóng)村家庭當(dāng)期的資源配置，從而促進(jìn)包容性增長(zhǎng)是需要關(guān)注的核心問(wèn)題。

本文利用2010—2018年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)，以農(nóng)村家庭為基本分析單位，討論新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)（以下簡(jiǎn)稱(chēng)新農(nóng)保）對(duì)收入增長(zhǎng)的影響和作用機(jī)制，并在此基礎(chǔ)上考察不同收入群體的差異性。相較于已有文獻(xiàn)，本文可能的貢獻(xiàn)在于：首先，研究細(xì)分了不同的收入類(lèi)型并深入剖析了作用機(jī)制，有助于從資源配置的角度理解社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)在初次分配中的作用。其次，相較于大部分利用截面數(shù)據(jù)討論社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)和家庭收入差距關(guān)系的文獻(xiàn)，本文基于面板數(shù)據(jù)，從收入增長(zhǎng)這一動(dòng)態(tài)視角出發(fā)，給出了新農(nóng)保促進(jìn)農(nóng)村包容性增長(zhǎng)較嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膶?shí)證證據(jù)，有助于明確新農(nóng)保、收入增長(zhǎng)和收入差距之間的關(guān)系。最后，在研究方法上，本文采用了雙向固定效應(yīng)模型和雙重差分法，并在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中盡可能緩解因潛在內(nèi)生性問(wèn)題所導(dǎo)致的估計(jì)偏誤，研究結(jié)論具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

二 文獻(xiàn)綜述

與研究相關(guān)的文獻(xiàn)主要有兩類(lèi)，一類(lèi)文獻(xiàn)討論了社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)和收入增長(zhǎng)的關(guān)系，但對(duì)于機(jī)制的剖析尚不明確，沒(méi)有考察社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)是否能夠通過(guò)影響初次分配來(lái)影響工資性、經(jīng)營(yíng)性和財(cái)產(chǎn)性收入。比如，張子豪、譚燕芝[6]討論了社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)居民收入流動(dòng)性的影響，指出包括養(yǎng)老保險(xiǎn)在內(nèi)的社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)收入流動(dòng)性具有促進(jìn)作用，其重點(diǎn)在于比較不同社會(huì)保險(xiǎn)類(lèi)型，缺乏對(duì)農(nóng)村社會(huì)收入變動(dòng)情況的分析。秦昌才[7]指出新農(nóng)保有助于農(nóng)村家庭整體收入增長(zhǎng)，但并未明確新農(nóng)保促進(jìn)收入增長(zhǎng)的作用機(jī)制。而大量研究新農(nóng)保效應(yīng)的文獻(xiàn)指出，新農(nóng)保不僅在養(yǎng)老方面發(fā)揮了重要作用，還能進(jìn)一步影響家庭當(dāng)期消費(fèi)[8-9]、勞動(dòng)力供給[10-11]、創(chuàng)業(yè)[12-13]等行為。因此，新農(nóng)保能否通過(guò)改變家庭當(dāng)期的資源配置促進(jìn)收入增長(zhǎng)，還有待進(jìn)一步的實(shí)證檢驗(yàn)。

另一類(lèi)文獻(xiàn)探討了社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)和收入差距的關(guān)系，卻忽略了收入增長(zhǎng)這一重要視角，沒(méi)有構(gòu)建三者之間的關(guān)系。已有研究指出養(yǎng)老金領(lǐng)取不僅能夠在再分配環(huán)節(jié)產(chǎn)生顯著的減貧效應(yīng)[14-15]，在繳納期，養(yǎng)老保險(xiǎn)的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)功能也可能影響農(nóng)戶決策，進(jìn)而通過(guò)收入增長(zhǎng)機(jī)制減少收入差距。但在具體的實(shí)證設(shè)計(jì)中，這類(lèi)文獻(xiàn)的關(guān)注點(diǎn)在于城鄉(xiāng)居民收入差距，其衡量指標(biāo)主要為靜態(tài)的基尼系數(shù)和Kakwanni個(gè)體相對(duì)剝奪指數(shù)，側(cè)重于截面數(shù)據(jù)組內(nèi)比較，缺乏對(duì)收入變化動(dòng)態(tài)的考察，難以反映個(gè)體從貧窮到富裕的轉(zhuǎn)變，難以直接論證收入增長(zhǎng)機(jī)制的有效性[16-18]。

三 理論分析與研究假說(shuō)

風(fēng)險(xiǎn)被認(rèn)為是影響農(nóng)戶脆弱性的重要因素，加劇了其陷入貧困的可能性[19-20]。同樣地，農(nóng)戶風(fēng)險(xiǎn)處置手段的差異，也會(huì)對(duì)收入產(chǎn)生差異化的影響。一般而言，較高的風(fēng)險(xiǎn)沖擊或者風(fēng)險(xiǎn)管理手段的匱乏，均會(huì)使農(nóng)戶難以實(shí)現(xiàn)當(dāng)期資源的最優(yōu)配置，從而制約其收入增長(zhǎng)。養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)是農(nóng)戶面臨的重要風(fēng)險(xiǎn)，如果農(nóng)戶缺乏正式的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)工具，將不利于他們實(shí)現(xiàn)當(dāng)期資源的最優(yōu)配置。已有關(guān)于新農(nóng)保與農(nóng)戶資源配置關(guān)系的文獻(xiàn)指出，新農(nóng)保的效應(yīng)不僅表現(xiàn)為養(yǎng)老金的領(lǐng)取對(duì)老年人生活質(zhì)量的影響，還表現(xiàn)為養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)的本質(zhì)在于未來(lái)收入或消費(fèi)的不確定性，而新農(nóng)保具有養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)工具的內(nèi)涵，當(dāng)農(nóng)戶以整個(gè)生命周期內(nèi)效用最大化作為決策目標(biāo)時(shí)，將改變家庭當(dāng)期多種行為決策，比如降低家庭預(yù)防性儲(chǔ)蓄[8-9]、促進(jìn)自主創(chuàng)業(yè)等。[12-13]因此，新農(nóng)保有助于降低家庭所面臨的養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)而獲得更高的收入。據(jù)此，我們提出如下假說(shuō)：

H1：農(nóng)戶在期初參與新農(nóng)保有助于促進(jìn)其收入增長(zhǎng)。

進(jìn)一步，研究結(jié)合收入來(lái)源類(lèi)型分析新農(nóng)保將對(duì)農(nóng)戶當(dāng)期資源配置產(chǎn)生怎樣的影響。一般而言，農(nóng)戶的收入主要包括經(jīng)營(yíng)性收入、工資性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入。其中轉(zhuǎn)移性收入主要指國(guó)家、單位、社會(huì)團(tuán)體對(duì)居民家庭的各種轉(zhuǎn)移支付和居民家庭間的收入轉(zhuǎn)移，與農(nóng)民當(dāng)期資源配置關(guān)聯(lián)不大，不作為本研究關(guān)注對(duì)象。工資性收入主要和非農(nóng)就業(yè)相關(guān)，財(cái)產(chǎn)性收入則與農(nóng)戶所擁有的財(cái)產(chǎn)水平高度相關(guān)，而新農(nóng)保更多是為農(nóng)村中老年家庭提供養(yǎng)老保障，具有很強(qiáng)的普惠性質(zhì)，因而與農(nóng)戶的非農(nóng)就業(yè)和財(cái)產(chǎn)配置的關(guān)聯(lián)相對(duì)較弱。但中老年農(nóng)村家庭往往是農(nóng)村中從事各類(lèi)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，尤其是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的主體，當(dāng)農(nóng)戶面臨較高的養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)時(shí)，可能會(huì)占用當(dāng)期的資源來(lái)應(yīng)對(duì)未來(lái)的收入不確定性，如較低水平的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入。因而，養(yǎng)老保險(xiǎn)作為一種風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)工具，可以通過(guò)促進(jìn)農(nóng)戶增加對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域的投資，提高經(jīng)營(yíng)性收入。這表現(xiàn)為對(duì)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入水平較低的家庭，新農(nóng)保更有助于增加其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入，促進(jìn)家庭經(jīng)營(yíng)性收入增長(zhǎng)。因此，我們提出第二個(gè)研究假說(shuō)：

H2：新農(nóng)保有助于促進(jìn)農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)性收入增長(zhǎng)，并且對(duì)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入較低的家庭，新農(nóng)保對(duì)經(jīng)營(yíng)性收入的促進(jìn)作用將更大。

實(shí)現(xiàn)共同富裕的一個(gè)重要方式是通過(guò)提高社會(huì)流動(dòng)性，將農(nóng)戶間收入差距控制在一個(gè)合理的區(qū)間。在初次分配中提高收入增長(zhǎng)的同時(shí)，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)能否進(jìn)一步適應(yīng)包容性增長(zhǎng)的要求？一般而言，相比高收入群體，農(nóng)村中的低收入群體，不僅面臨更高的風(fēng)險(xiǎn)沖擊，并且應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的能力也更為有限。而收入不平等在很大程度上歸因于低收入者的風(fēng)險(xiǎn)考慮，不能合理配置稀缺的資源，使得生產(chǎn)性投資不足而陷入貧困陷阱[21-22]。并且，為了實(shí)現(xiàn)終生效用最大化，農(nóng)戶收入越低，越有跨期平滑收入的動(dòng)力。因?yàn)槿绻磥?lái)領(lǐng)取的養(yǎng)老金相等，那么低收入者未來(lái)養(yǎng)老金占實(shí)際工資的比例將高于高收入者[23]。因此，對(duì)于低收入家庭，新農(nóng)保所提供的養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)將更有助于改變當(dāng)期資源配置不合理的格局，增加收入增長(zhǎng)。基于此，我們提出第三個(gè)研究假說(shuō)：

H3：相比高收入群體，新農(nóng)保更加有利于低收入群體的收入增長(zhǎng)。

四 實(shí)證策略與數(shù)據(jù)、變量介紹

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源和變量選取

為了最大限度地考察農(nóng)民家庭收入變化，研究使用了CFPS 2010—2018年五期數(shù)據(jù)。CFPS數(shù)據(jù)在2010年基期調(diào)查的基礎(chǔ)上，每隔兩年對(duì)原有家庭進(jìn)行一次追蹤調(diào)查。調(diào)查樣本包含了全國(guó)25個(gè)省份162個(gè)縣635個(gè)村莊的14798個(gè)家戶，形成了個(gè)人、家庭和社區(qū)三個(gè)層面的數(shù)據(jù)來(lái)反映中國(guó)社會(huì)各方面的變化。由于新農(nóng)保適保對(duì)象為農(nóng)村戶籍人口，因此剔除了城市戶籍人口，并對(duì)成人問(wèn)卷、家庭經(jīng)濟(jì)問(wèn)卷、家庭成員問(wèn)卷以及村問(wèn)卷的數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選和匹配，最終形成了適保農(nóng)村居民家庭的數(shù)據(jù)集。

被解釋變量為收入增長(zhǎng)率（Income_growth），它衡量了絕對(duì)收入水平的變化。具體地，參考已有研究[24-25]，采用家庭人均收入增長(zhǎng)率來(lái)衡量，即為當(dāng)期收入減去前期收入后除以前期收入的值。為了排除新農(nóng)保所具有的收入再分配功能對(duì)收入變化的影響，將轉(zhuǎn)移性收入從家庭純收入中剔除。另外，為了確保收入數(shù)據(jù)在不同年份的可比性，采用CFPS提供的調(diào)整后收入數(shù)據(jù)，并按照消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)對(duì)各年收入進(jìn)行調(diào)整。最后分別計(jì)算了2010—2012、2012—2014、2014—2016、2016—2018共四期的收入增長(zhǎng)率。

核心的解釋變量為家庭是否參與新農(nóng)保（Insurance）。參考已有文獻(xiàn)關(guān)于新農(nóng)保參保的數(shù)據(jù)處理步驟，剔除了城市戶籍人口和其他養(yǎng)老保險(xiǎn)參與者。在此基礎(chǔ)上，將這些受訪者數(shù)據(jù)匹配到家庭層面，得到家庭是否參與新農(nóng)保。由于本文想要考察初期是否參保對(duì)收入增長(zhǎng)的影響，因此分別采用2010、2012、2014以及2016年調(diào)查所得新農(nóng)保參與情況。

關(guān)于控制變量的選取，參考已有研究，包括X和X′這兩類(lèi)不同的解釋變量[24-25]。前者是對(duì)時(shí)間序列變量的一階差分，后者反映的是期初的家庭、村莊特征。一般而言，家庭人口結(jié)構(gòu)特征、人力資本狀況以及非農(nóng)收入來(lái)源被認(rèn)為可能顯著影響農(nóng)村家庭收入流動(dòng)性。因此，在研究中，ΔX包括農(nóng)民家庭勞動(dòng)力比例變化（Delta_workforce）、勞動(dòng)力平均受教育程度變化（Delta_edu）、農(nóng)業(yè)收入占家庭純收入比例變化（Delta_agriper）。

除期初是否參保外，同樣控制了期初家庭和村莊層面資源稟賦對(duì)收入增長(zhǎng)率的影響。其中，家庭層面包括是否有黨員（Party）、是否流轉(zhuǎn)土地（Landtransfer）以及人均收入水平（Income_family）。村莊層面包括人均收入水平（Income_village）和人均耕地面積（Land_village），這是為了讓農(nóng)村家庭收入和土地這一重要的生產(chǎn)要素在村莊范圍具有可比性。去除缺失變量，最終得到4期共8448個(gè)家庭樣本，為了避免極端值的影響，對(duì)上述所有數(shù)值變量1%的極端值進(jìn)行了縮尾處理。表1報(bào)告了所有變量的定義和描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

（二）模型設(shè)定

本文采用雙向固定效應(yīng)模型（FE）和雙重差分法（DID）兩種識(shí)別策略估計(jì)新農(nóng)保對(duì)收入增長(zhǎng)率的影響。具體地，F(xiàn)E模型設(shè)定如下：

Income_growthit=α0+βInsuranceit+Xit+

θi+μt+εit（1）

其中，Income_growthit表示農(nóng)戶下一年相比該年人均收入水平的變化情況。Insuranceit為農(nóng)戶在該年的參保情況，Xit表示一組家庭和村莊層面的控制變量，θi表示家庭固定效應(yīng)，μt表示年份固定效應(yīng)。除此之外，為了確保研究結(jié)論的穩(wěn)健性，進(jìn)一步利用2012年底新農(nóng)保全面實(shí)施這一政策過(guò)程，采用雙重差分法來(lái)考察新農(nóng)保對(duì)收入增長(zhǎng)的影響。具體地，DID模型設(shè)定如下：

Income_growthit=α0+βPolicyit+Xit+θi+

μt+εit （2）

其中，Policyit為T(mén)i×Dt）的交乘項(xiàng)，Dt表示政策實(shí)施前后的虛擬變量，定義2010、2012年為政策實(shí)施前，即Dt=0；2014和2016年為政策實(shí)施后，即Dt=1。Ti為農(nóng)戶在2016年是否有家庭成員參加新農(nóng)保的虛擬變量，用于表示該家庭是否屬于處理組。如果農(nóng)戶中有家庭成員在2016年參保，則定義該家庭屬于處理組，即令Ti=1，否則Ti=0。其余變量的定義同（1）式。

五 實(shí)證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

研究首先檢驗(yàn)農(nóng)戶參與新農(nóng)保對(duì)收入增長(zhǎng)的影響，表2匯報(bào)了在控制其他變量的情況下，分別采用FE和DID模型，估計(jì)新農(nóng)保對(duì)農(nóng)戶收入增長(zhǎng)率的影響。無(wú)論采用哪種方法，農(nóng)戶在期初擁有新農(nóng)保，均會(huì)顯著提高收入增長(zhǎng)率，這與假說(shuō)1的結(jié)論相符。從估計(jì)數(shù)值來(lái)看，F(xiàn)E模型估計(jì)結(jié)果表明，參與新農(nóng)保，會(huì)使得農(nóng)戶收入增長(zhǎng)率提高57.04%，該值略低于采用DID模型所得到的估計(jì)值64.35%。結(jié)合樣本情況來(lái)看，2010和2016年農(nóng)戶人均純收入均值分別為5534.23和8072.55元，2016年相比2010年收入增長(zhǎng)率為45.87%，而參保將使收入增長(zhǎng)率提高約57.04%或64.35%，則收入增長(zhǎng)率約為1.02或1.10，此時(shí)2016年家庭年均人收入將提高為11179.14或11621.88元。

在選取的控制變量中，無(wú)論采用何種方法，勞動(dòng)力比例變化和黨員身份對(duì)農(nóng)戶收入增長(zhǎng)率均具有顯著正向影響，這與預(yù)期一致。另外，農(nóng)業(yè)收入比例與家庭人均收入對(duì)收入增長(zhǎng)具有顯著的負(fù)向影響。前者說(shuō)明，農(nóng)民家庭收入的提高主要因?yàn)槭杖氲姆寝r(nóng)化，后者則支持了新古典增長(zhǎng)理論關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂性的推論，也與孫文凱等和嚴(yán)斌劍等的結(jié)果一致［24-25］。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（1）因變量衡量偏差

收入增長(zhǎng)率衡量了收入水平的絕對(duì)增長(zhǎng)，為了更全面地衡量農(nóng)戶收入的變化，參考已有文獻(xiàn)，以村為單位，將同村所有農(nóng)戶收入十等分，得到每個(gè)農(nóng)戶在該村所處的收入位次，進(jìn)一步得到農(nóng)戶下一期相比該期收入位次變化（Mobility），以此作為因變量的替代變量，采用FE和DID模型的回歸結(jié)果如表3所示。結(jié)果表明，參與新農(nóng)保同樣有助于收入位次的提升。

（2）樣本選擇問(wèn)題

在新農(nóng)保全面推行前，2010年已有部分地區(qū)開(kāi)展了新農(nóng)保試點(diǎn)，因此，為了更理想地滿足DID模型的設(shè)定，本文將這部分樣本剔除，重新采用FE和DID模型進(jìn)行回歸。另外，回歸使用了平衡面板數(shù)據(jù)，這會(huì)人為地造成4709個(gè)樣本無(wú)法納入回歸模型中，因此同樣使用非平衡面板數(shù)據(jù)采用FE和DID模型估計(jì)?；貧w結(jié)果如表4第二至五列所示，研究關(guān)注核心變量系數(shù)均顯著為正，說(shuō)明了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

（3）內(nèi)生性問(wèn)題

參與新農(nóng)保是農(nóng)戶自愿選擇的結(jié)果，可能存在反向因果和遺漏變量所導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題。一方面，收入流動(dòng)性高的農(nóng)戶可能傾向于參與新農(nóng)保，另一方面，可能存在其他隨時(shí)間變化的遺漏變量，同時(shí)影響農(nóng)戶的參保選擇和收入增長(zhǎng)，使得估計(jì)存在偏誤。對(duì)此，本文在固定效應(yīng)模型基礎(chǔ)上，采用工具變量法。工具變量的選擇參考馬光榮、周廣肅的研究[8]，選擇縣域?qū)用嫘罗r(nóng)保參與率這一工具變量。一方面，縣域?qū)用嫘罗r(nóng)保參與率是家庭是否參與新農(nóng)保的加總，工具變量與家庭是否參與新農(nóng)保高度相關(guān)；另一方面，縣域?qū)用娴男罗r(nóng)保參與率相對(duì)外生，并不會(huì)影響某個(gè)家庭的收入增長(zhǎng)情況。實(shí)證層面，工具變量與家庭是否參與新農(nóng)保在1%的水平上顯著為正，工具變量與核心解釋變量高度相關(guān)，并且第一階段的F值（craggdonald wald f statistic）為4644.41，遠(yuǎn)大于10，表明工具變量通過(guò)了弱工具變量檢驗(yàn)。第二階段回歸結(jié)果如表4最后一列所示，回歸結(jié)果顯著為正，仍然支持假說(shuō)1的結(jié)論。

此外，本文采用了DID模型檢驗(yàn)新農(nóng)保對(duì)收入增長(zhǎng)的影響，但該方法準(zhǔn)確估計(jì)的前提是參保與未參保的家庭在新農(nóng)保政策實(shí)施前趨勢(shì)一致。為檢驗(yàn)表2的回歸結(jié)果是否滿足上述條件，表5列示了平行趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果。為避免完全共線性問(wèn)題，以2010年作為參照組。根據(jù)共同趨勢(shì)檢驗(yàn)的判定標(biāo)準(zhǔn)，回歸結(jié)果顯示，在2012年政策實(shí)施前，農(nóng)戶是否參保與年份的交乘項(xiàng)并不顯著，而在2012年底新農(nóng)保政策全面實(shí)施后，農(nóng)戶是否參保與年份的交乘項(xiàng)系數(shù)均顯著為正。因此，本文所采用的DID模型滿足平行趨勢(shì)的假定。

（三）作用機(jī)制檢驗(yàn)

農(nóng)戶擁有新農(nóng)保這一養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)工具后，可能改變其當(dāng)期的資源配置，而這直接表現(xiàn)為家庭不同類(lèi)型的收入變動(dòng)。因此對(duì)應(yīng)經(jīng)營(yíng)性（Operating_income）、財(cái)產(chǎn)性（Property_income）、工資性（Wage_income）這三種與農(nóng)戶當(dāng)期資源配置高度相關(guān)的收入來(lái)源，分別討論新農(nóng)保對(duì)這三類(lèi)收入增長(zhǎng)的影響。表6簡(jiǎn)單列示了新農(nóng)保對(duì)不同類(lèi)型收入增長(zhǎng)率的影響。由該表可知，相較于工資性和財(cái)產(chǎn)性收入，新農(nóng)保顯著促進(jìn)了農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)性收入增長(zhǎng)。

考慮到中老年農(nóng)村家庭往往是農(nóng)村中從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的主體，進(jìn)一步基于CFPS中關(guān)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)物質(zhì)資本投入的問(wèn)題，檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入（Agri_invest）這一作用機(jī)制。由于該變量缺失，匹配后最終得到的樣本量為8203個(gè)。平均來(lái)看，農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)上的支出約為6846元。具體地，通過(guò)構(gòu)建農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入的對(duì)數(shù)項(xiàng)與農(nóng)戶參與新農(nóng)?；蛐罗r(nóng)保政策實(shí)施的交乘項(xiàng)進(jìn)行作用機(jī)制檢驗(yàn)，結(jié)果如表7所示。交乘項(xiàng)結(jié)果支持了假說(shuō)2，表明新農(nóng)保能促進(jìn)收入增長(zhǎng)，尤其是經(jīng)營(yíng)性收入增長(zhǎng)的效應(yīng)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入較低的家庭更顯著，即新農(nóng)保能夠有效地緩解農(nóng)戶養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)營(yíng)性收入增長(zhǎng)。

（四）新農(nóng)保與包容性收入增長(zhǎng)

對(duì)應(yīng)假說(shuō)3，研究進(jìn)一步考察新農(nóng)保對(duì)不同收入水平群體收入增長(zhǎng)促進(jìn)作用的差異性，以驗(yàn)證新農(nóng)保能否通過(guò)收入增長(zhǎng)的累進(jìn)性降低收入差距。以樣本收入中位數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)，劃分較低收入組和較高收入組，定義較高收入組取值為1，進(jìn)一步構(gòu)建該變量（Group）與農(nóng)戶參與新農(nóng)?；蛐罗r(nóng)保政策實(shí)施的交乘項(xiàng)，結(jié)果如表8所示。交乘項(xiàng)結(jié)果支持了假說(shuō)3，表明新農(nóng)保更有助于促進(jìn)低收入組的收入增長(zhǎng)，尤其是經(jīng)營(yíng)性收入增長(zhǎng)。即社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)不僅能在再分配環(huán)節(jié)調(diào)節(jié)收入差距，在初次分配環(huán)節(jié)也具有較強(qiáng)的普惠性，能夠通過(guò)包容性收入增長(zhǎng)，進(jìn)一步縮小農(nóng)村家庭內(nèi)部貧富差距，實(shí)現(xiàn)共同富裕。

六 結(jié)論與政策啟示

本文利用CFPS 2010—2018年5期數(shù)據(jù)，考察了新農(nóng)保與農(nóng)戶收入增長(zhǎng)的關(guān)系和作用機(jī)制，并從收入動(dòng)態(tài)增長(zhǎng)的視角考察了新農(nóng)保與收入差距的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)保顯著提高了農(nóng)村家庭收入增長(zhǎng)率。作用機(jī)制檢驗(yàn)表明，這主要是由于參保后農(nóng)戶預(yù)期養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)的降低，會(huì)提高當(dāng)期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入水平，促進(jìn)經(jīng)營(yíng)性收入增長(zhǎng)。并且，對(duì)不同收入水平群體的考察指出，新農(nóng)保具有的收入增長(zhǎng)效應(yīng)對(duì)于低收入農(nóng)戶作用更大，從而有助于緩解收入不平等。

實(shí)證結(jié)果的政策含義是：進(jìn)一步健全社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度是促進(jìn)包容性增長(zhǎng)、鞏固和拓展脫貧攻堅(jiān)成果、全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興、實(shí)現(xiàn)共同富裕的重要舉措。因此，在實(shí)施社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)政策過(guò)程中，首先，應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)在農(nóng)村地區(qū)的宣傳和實(shí)施力度，引導(dǎo)更多的農(nóng)戶參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)，促進(jìn)收入增長(zhǎng)。其次，考慮到新農(nóng)保有助于改善農(nóng)村家庭，尤其是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入水平較低農(nóng)戶的資源配置，提高經(jīng)營(yíng)性收入，應(yīng)當(dāng)重視農(nóng)村家庭所面臨的養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)，提高農(nóng)戶的繳費(fèi)水平，提升其養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)保障水平，使農(nóng)戶得以在整個(gè)生命周期內(nèi)實(shí)現(xiàn)資源的合理配置。最后，鑒于新農(nóng)保對(duì)低收入家庭收入增長(zhǎng)的重要性，應(yīng)進(jìn)一步重視對(duì)低收入家庭的保障，解決面臨資源限制的農(nóng)戶參保問(wèn)題，將低收入農(nóng)戶有效地納入農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)政策體系，并扶持其逐步提高繳費(fèi)水平。

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