新型農村社會養老保險的減貧增收效應

范辰辰+陳東

摘 要：以系統的理論分析為基礎，利用2011年中國健康與養老追蹤調查（CHARLS）的全國調查數據，采用多元回歸、離散選擇模型以及工具變量法等多種計量模型實證檢驗新農保的政策效果，研究結果表明：新農保在全國范圍內顯著降低了農村居民貧困發生的概率，提高了農村居民的收入水平，增強了農民的經濟保障能力。進一步地，對不同年齡群體分組檢驗的結果表明，作為主要目標群體的農村老年人受政策影響更為顯著；但是處于繳費階段的農民并不會因為參保致貧，某種程度上甚至有減貧效果。

關鍵詞：新型農村社會養老保險；減貧增收；繳費階段；領保階段

作者簡介：范辰辰，女，山東大學經濟學院博士研究生，從事農村公共政策研究；陳東，男，山東大學經濟學院教授，從事農村公共政策研究。

基金項目：國家社會科學基金重大項目“深化收入分配制度改革的財稅機制與制度研究”，項目編號：13&ZD031；國家社會科學基金項目“對新農合實施效果的跟蹤研究”，項目編號：14BJY096

中圖分類號：F323.89 文獻標識碼：A 文章編號：1000-7504（2014）06-0062-09

引 言

長期以來，我國農村地區的養老方式以家庭養老和土地保障為主，但是隨著計劃生育政策推行、人口老齡化加速、青壯年勞動力向城市單向流動以及城鎮化戰略的實施，小型核心家庭模式逐漸取代了傳統大家庭模式，作為家庭保障物質基礎的土地保障功能也不斷弱化，農民養老脆弱性問題更加突出。在家庭養老模式不再滿足農村迅速增長的養老保障需求的背景下，我國不斷出臺相關制度，以期對傳統家庭養老進行轉型和替代。2009年，國務院決定在全國范圍內開展新型農村社會養老保險（簡稱“新農保”）試點，農民的養老金待遇由個人賬戶資金和基礎養老金兩部分組成，前者源于個人繳費和集體補助，是一種儲蓄型積累；后者則完全由政府財政負擔，具有轉移支付性質。新農保的實質是個人儲蓄與國家責任相結合的一種社會福利制度[1]，其主要政策目標是“實現廣大農村居民老有所養、促進家戶和諧、增加農民收入”。新農保制度自2009年開始試點，至2012年基本實現全覆蓋，制度的短期效應逐漸顯現，本文所要關注的正是新農保試點的推行是否在短期內達到了增加農民收入、減少貧困發生的預期目標。

從國外研究成果來看，各國學者對社會保障與公共轉移支付的減貧效應頗具共識。例如，House等（1988）發現，社會保障能夠顯著改善老年人口的生活狀況，降低經濟貧困的發生概率。[2]無獨有偶，Ahmad（1991）亦指出，社會保障應該直接針對收入貧困者，理論上具備顯著的減貧效應。[3]究其原因，轉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）分析了轉移支付對中國貧困的長期影響，肯定了適度的增收效應。[5]在與中國國情相似的南非、巴西、墨西哥等國家，社會養老保險的減貧效果也已得到證實。Barrientos（2003）利用巴西和南非的家戶調查數據分析了社會養老對老年貧困率的影響，發現兩國針對老年人的非繳費型養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老年人的保障計劃，發現該項目減少了貧困和收入不平等，但其減貧效果在申請資格被放松時會弱化。[7]Lloyd-Sherlock等（2012）利用2002年和2008年兩階段的南非和巴西數據，動態分析國家和地方兩個不同水平的養老金對老年人貧困和福利的影響，結果顯示這些國家的養老金制度對于家庭貧困的廣度和深度產生了重大的影響，樣本家庭的生活滿意度不斷提高，但影響程度尚不確定。[8]

與國外研究形成對比的是，國內學者對新農保收入效應的研究鳳毛麟角。薛惠元（2013）基于廣西壯族自治區43個樣本縣2009—2010年的基本經濟數據和湖北省試點縣的抽樣調研數據，分別從縣級和農戶兩個層面對新農保的減貧效應做出初步探討，發現新農保在縣級層面具有顯著的減貧增收效用，但是在農戶層面的減貧效果并不明顯。[9]類似地，劉遠風（2012）利用湖北省50個縣域的經濟數據，通過構建倍差模型證實新農保具有減少收入差距的效果。[10]與此同時，一些學者對消費和家庭代際支持的研究也涉及新農保的收入效應，如沈毅、穆懷中（2013）利用2011年全國31個?。ㄊ校┬罗r保支出、農村居民生活消費等宏觀數據對新農保拉動消費的乘數效應進行驗證，發現新農?；A養老金的發放增加了農村老年人的收入，直接產生消費刺激[11]；程令國等（2013）、陳華帥和曾毅（2013）利用2008—2011年中國老年健康影響因素跟蹤調查（CLHLS）兩期面板數據，使用傾向分值匹配基礎上的差分內差分方法分別評估了新農保對農村居民養老模式的影響和家庭代際經濟支持的影響[12][13]，發現新農保提高了參保老人的經濟獨立性，降低了老人在經濟來源和照顧方面對子女的依賴。

盡管部分國內學者或者基于個別省份的調研數據，或者采用農民人均純收入、新農保支出等宏觀數據對我國新農保政策的收入效應進行了分析，但是仍然存在比較大的改進空間，主要體現在兩方面：

1. 新農保制度的收入效應需要依據新農保不同的參保階段進行區分。根據新農保政策的規定，年齡在60周歲以上的農村居民可以按月領取養老金，新農保實施時，已年滿60周歲的，只要參?；蚱浞蠀⒈l件的子女參保，不需要繳納保費每月可領取最低55元的基礎養老金；而對于16—59周歲的農村居民，需要選擇不同的繳費檔次繳納養老保險費，納入個人賬戶，待60周歲后方能領取。因此，新農保制度對處于繳費階段（16—59周歲）和領保階段（60周歲以上）的農村居民的影響不同，對新農保效應的分析應區分參保階段。

2. 新農保的收入效應需要采用全國范圍內的大樣本微觀數據進行實證研究。究其原因，由于中國不同縣市之間的經濟社會發展水平異質性很強，若調研地區僅僅集中于一個縣市，或者多個地區的單一縣市，不僅可能導致樣本代表性不佳，而且普遍偏小的樣本容量可能無法真實反映總體情況。

據此，本文采用中國健康與養老追蹤調查（China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS，CHARLS）數據，擬使用全國樣本分析新農保制度的減貧、增收效應，并且細分不同參保階段農民群體的收入效應。

一、新農保減貧、增收效應的理論分析

從理論上看，新農保制度為60周歲以上的農村老年人提供55元/人/月的基礎養老金，該部分是獨立于個人繳費并由國家財政提供的具有福利性質的轉移支付。其一，處于領保階段的老人每年的收入至少會增加660元，對于完全沒有經濟來源的老人而言，這是一筆可觀的收入。其二，如果這部分基礎養老金收入能夠使接受者擺脫流動約束的困擾，投資于健康、教育等生產性活動，還會產生收入的放大效應。[14]其三，養老金的發放可能會對子女提供的代際支持金額產生“擠出效應”[13][15]，與收入增加相伴的是私人轉移支付的減少[16]，此時新農保制度對老年人口的增收效果會被削弱。

然而，處于繳費階段的參保農民則可能面臨不同的際遇：除了不能領取養老金，每年還需要繳納一定數額的參保費用（最低標準為100元/年/人）。雖然地方政府給予不低于30元/年/人的繳費補貼，但要計入個人賬戶到60歲才能領取，并不構成當期收入。因此，從短期來看，處于繳費階段的農民一旦參加新農保，就意味著經濟支出，相應減少了其可支配收入，收入水平較低的農民甚至可能因為繳費擠占了其生產和生活資金，給貧困家庭造成經濟負擔[9]，對其減貧增收效應是負向的。當然，政策制定者也考慮到農村重度殘疾人等繳費困難群體，要求地方政府為其代繳部分或全部最低標準的養老保險費。因此，對繳費階段農民而言，新農保的減貧效應可能是中性的，甚至是負的。

整體而言，社會養老保險屬于國民收入再分配范疇，新農保制度可以說是一種從增加農村老人收入、提高老人生活水平的角度緩解老年人貧困狀況的措施。再加上新農保制度實行社會統籌與個人賬戶相結合的部分積累制模式，社會統籌的財政補貼部分體現為代際的再分配，個人賬戶部分則為代內的再分配。因此，從理論方面看，新農保制度必然會對農民收入產生一定的影響。

二、數據和研究方法

（一）樣本來源

本文采用的數據來自中國健康與養老追蹤調查2011年全國基線調查。CHARLS是由北京大學國家發展研究院主導的對中國中老年人進行的家戶調查，調查對象為隨機抽取的家庭中45歲及以上居民，該數據覆蓋全國150個縣、區的450個村級單位，訪問了10 257戶家庭的17 708位個人，總體上代表中國中老年人群，是我國目前唯一的以中老年人為調查對象的具有全國代表性的大型微觀數據。

就本文的研究問題而言，CHARLS數據具有下列突出優點：一是調查對象與新農保的主要參保人群一致，新農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28個省區，與新農保全國的開展情況相統一；三是農戶樣本數量大，以此為基礎得出的分析結果具有代表性。進一步根據本文的研究目的，我們將CHARLS的社區數據、家庭數據與個人數據匹配后，形成了包含28個省區的404個村級單位，共計農村家庭7351戶、12 195位個人信息的綜合數據集。

（二）變量設定與統計性描述

1.被解釋變量

（1）貧困（Poverty）。《中華人民共和國2010年國民經濟和社會發展統計公報》中，農村貧困標準為人均純收入1274元，據此，若受訪農民的個人收入低于1274元，即為貧困，貧困變量為0—1變量，受訪者處于貧困狀態時取值為1，非貧困狀態時取值為0。

（2）個人收入（Income）。包括個人工資收入、個人獲得的轉移支付、家庭人均收入，其中，家庭人均收入由家庭總收入（家戶農業純收入、家戶個體經營純收入、家戶政府轉移支付收入、家庭經濟支持）除以家庭人口規模計算所得。

2.關鍵解釋變量

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

（2）參保年限（Partyear）。由問卷中受訪者的“參保年份”和受訪時間計算得出。

3.其他解釋變量

根據現有文獻和盡可能外生的原則，本文在數據條件允許的情況下選取了以下變量：

（1）個人特征：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：包括家庭是否領取政府補助（Subsidy）、家庭人口規模（Hhsize）、人均家庭耕地面積（Gland）。其中，家庭人口規模使用CHARLS問卷中“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）、是否納入城鎮規劃區（Cityplan）、村農業人口占比（Agripopu）、村占地面積（m1）、村高中文化程度比例（Vhighschool）。其中，“村農業人口占比”由村常住農業戶口人數除以村居住半年以上的常住人口數計算所得；“村外出打工比例”由村外出打工人數除以居住半年以上的常住人口數計算所得。

（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民與未參保農民的基本特征，初步的描述統計分析結果表明，整體樣本中有27.05%的受訪者參加了新農保，參保者的平均參保年限為1.96年。全樣本中約有48.66%的農戶為貧困人口，平均而言，參加新農保的農戶中41.72%為貧困人口，平均收入為4617.6元，而未參保的農戶中貧困人口則為51.27%，平均收入為3719.84元，相比于未參保的農戶，參保的農戶貧困發生率較低，收入也高于未參保農民。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，但參保農民所在家庭領取政府補助的比例要高于未參保農民，說明領取政府補助的家庭對政府政策的信任度更高，也更容易參保。

（三）計量模型與方法

1.多元回歸

鑒于新農保政策只是影響農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行多元回歸，以減少遺漏變量導致的內生性問題。其中，在研究新農保政策的減貧效應時，由于被解釋變量“是否貧困”為二值虛擬變量，我們采用Probit模型對回歸方程進行估計；而研究新農保政策的增收效應時，農民收入是連續變量，則采用OLS回歸估計方程系數。

參考現有文獻研究，本文采用以下回歸方程對新農保的收入效應進行檢驗：

其中， 為被解釋變量，分別表示受訪者是否處于貧困狀態以及個人收入狀況，下標 代表受訪個體、 代表省份； 為關鍵解釋變量，分別表示受訪者是否參加新農保與參保年限， 為其他解釋變量； 是省級虛擬變量； 為待估計參數； 為誤差項。

2.工具變量法

采用多元回歸方法對回歸方程進行估計時，關鍵解釋變量“是否參加新農保”，可能會因為反向因果關系和遺漏變量而出現內生性問題。以農戶收入作為被解釋變量為例，一種可能是，收入較高的農戶由于具有較強的經濟實力來繳納保費，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保；另一種可能是，窮人因為更加需要獲取新農保的養老金來提高自己的收入，從而更加傾向于參加新農保，此時內生性問題可能導致系數估計值有偏差。為解決可能存在的內生性問題，本文選取“受訪者所在村莊領取新農保養老金人口比率”作為是否參加新農保的工具變量，其計算方法為村莊領取新農保養老金人口與村莊常住人口之比。村莊領取養老金的比率與受訪者是否參保顯然高度相關，因為只有參加新農保的農村居民才有資格領取養老金，而且村莊層面上養老金的領取比率對受訪者的收入并沒有直接關聯，也不會與影響農民收入的其他不可觀測變量相關，其外生性是可靠的，符合作為工具變量的條件。

需要說明的是，當考察新農保減貧效應時，我們面臨的是在二值選擇模型中存在內生解釋變量的情況，忽略被解釋變量為虛擬變量而直接使用線性概率模型的工具變量法將會導致不一致的參數估計量，很容易得到錯誤的系數估計值[17]。另一方面，由于本文的內生解釋變量為離散變量，并非連續變量，因而并不適合采用控制方程估計方法（Control function approach）。參照Dong和Lewbel（2012）的做法[18]，我們使用最大似然估計方法（Maximum likelihood approach）和特殊回歸變量方法（Special regressor approach）來估計存在離散內生解釋變量的二值選擇模型。使用特殊回歸變量方法進行估計時，由于農戶年齡變量為連續變量且條件獨立于擾動項，我們選擇農戶年齡變量作為特殊回歸變量，因而最后回歸結果中并未出現其系數估計。當考察新農保增收效應時，則采用二階段最小二乘法（2SLS）對回歸方程進行估計。

三、新農保的減貧效應

（一）新農保對農村居民貧困發生率的平均影響

新農保對農村居民貧困發生概率影響的全樣本回歸結果顯示：“是否參加新農?！睂ω毨Оl生率的單變量回歸系數為-0.173，在1%的水平上顯著；在控制個人、家庭、村莊特征及省級固定效應之后，參加新農保的系數為-0.147，仍然在1%的水平上顯著為負，說明參加新農保對農民陷入貧困呈現出顯著的負向影響?！皡⒈Ｄ晗蕖弊鳛殛P鍵解釋變量時，單變量系數估計值為-0.069，引入控制變量后的系數為-0.060，估計值均在1%的水平上顯著為負，這意味著參保時間越長，貧困發生的概率越低。引入工具變量后的最大似然估計（ML）及特殊回歸變量估計（SR）結果顯示，“參加新農保”的系數分別為-0.569和-0.112，具有負向的顯著性。因此，從平均影響來看，新農保具有降低參保人群貧困發生的效果。

其他解釋變量方面與現實情形也較為吻合。“年齡”和“家庭人口規模”的系數顯著為正，對于主要從事體力勞動的農村居民而言，年齡的增加意味著身體素質和精力的下降，勞動參與的減少使得貧困發生的概率增加；家庭規模越大，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碉@著為負，教育作為人力資本的主要因素，可以提高生產的能力，從而增加個人收入；尋求更高的收入是農村地區勞動力外出的直接動機，外出務工的比例越高，農村居民的收入水平越高，對緩解家庭貧困有積極影響。

（二）按年齡分組考察新農保的減貧效果

表2報告了新農保減貧效應按年齡分組的估計結果。第（1）、（3）列顯示，在年齡大于60歲分組下，以“是否參加新農?！焙汀皡⒈Ｄ晗蕖睘殛P鍵解釋變量時，參數估計值均在1%的水平上顯著為負；第（2）列為引入工具變量后的結果，關鍵解釋變量的估計值在10%的水平上仍然顯著為負。這是因為對該階段的農民而言，無論之前是否繳費，每年大約700元的基礎養老金補貼直接增加其收入，特別是對于個人收入較少或者幾乎沒有收入的農民，這筆收入無疑能夠緩解流動性約束，改善生活狀況，降低農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?！焙汀皡⒈Ｄ晗蕖钡亩嘣貧w估計值均為負數，但在統計上不具有顯著性。這表明，農村居民并不會因為繳費而加劇其貧困，他們完全有能力承擔新農保制度的繳費，不會處于繳費困境[19][20]。該結果同時也說明，政府在公共財政內的適度補貼能極大提高農民的繳費能力，對繳費困難群體代繳部分或全部養老保險費這一制度設計，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“參加新農保”的估計值顯著為負，這一結果與理論預期相悖，究其原因，可能是新農保參保實行“捆綁式”原則，即“新農保制度實施時，已年滿60周歲的不用繳費，可以按月領取基礎養老金，但其符合參保條件的子女應當參保繳費”，該原則使得很多中青年農民參保是為了家中老人可以領取基礎養老金。已有研究證明，普惠型養老金的發放會增加參保老人的經濟獨立性，降低老人在經濟來源和照料方面對子女的依賴[12][13]。因此，家中如有老人領取基礎養老金，可以減少子女的養老負擔，也就增加了家庭中青年人口外出務工的可能，青年家庭獲得更多的收入，減少了貧困的發生。

四、新農保對農民收入的影響

（一）新農保對農民收入的平均影響

表3是新農保對農村居民收入影響的全樣本回歸結果。（1）、（2）列報告了“是否參加新農?！睘殛P鍵解釋變量的多元回歸結果，參保變量的系數估計值在1%的水平上顯著為正；（3）、（4）列顯示了引入工具變量后，參保變量的系數在10%的水平上顯著為正，表明新農保具有顯著的增收效果，使用工具變量后的估計值比OLS的估計值要大一些，這是因為參加新農?？赡艽嬖诘膬壬詥栴}造成OLS估計中的估計值偏?。唬?）、（6）列則報告了以“參保年限”為關鍵解釋變量的結果，其系數估計值同樣顯著為正，說明參保年限對農村居民收入具有顯著的正向影響，即參保年限越長，農戶收入越高。“年齡”控制變量的系數均顯著為負，即隨著年齡的增加，農村居民的收入逐漸減少，與減貧部分得到的結果一致，為確定新農保對不同參保階段農民收入的影響，本部分將按年齡分組進一步討論。

（二）按年齡分組考察新農保的增收效果

表4報告了新農保增收效應的分組估計結果。年齡大于等于60歲組的參數估計值在以“是否參加新農?！焙汀皡⒈Ｄ晗蕖睘榻忉屪兞繒r均在1%的水平上顯著為正，引入工具變量后結果同樣顯著為正，表明對于60歲及以上的農民而言，參加新農保確實具有顯著的增收效果，且參保時間越長，收入增長越多。究其原因，一方面是源于個人賬戶的完全積累性，繳費年限越久，個人賬戶累積儲蓄越多，60歲之后可得的養老金收入也越多；另一方面源于新農保影響的時滯性，其政策效果要在一定時間后才能更好地顯現出來。小于60歲年齡組的變量估計值同樣為正，但在統計上不顯著，說明新農保制度收入效應體現在不同階段，但囿于養老金支付的低水平對中青年人的影響仍不明顯。因此，全樣本結果表明，新農保的受益者主要是處于領保階段的農村老年人，并且政策實施的時間越長，老年人的收益越大。

綜上所述，本文的實證結果與理論預期基本一致，新農保政策對于農村居民具有減貧、增收效果。分組估計結果的差異也證明，新農保對農村居民收入的影響確實存在異質性，即不同參保階段的農民受益程度有顯著差別：處于領保階段的農民從參加新農保中受益更多，也更為顯著，既減少了貧困發生的概率，又增加了農民收入；而處于繳費階段的農民并沒有因為參保費用陷入貧困或增加經濟負擔，從某種程度上甚至起到了減貧的效果。此外，從結果的穩健性來講，本文實證部分運用多種計量方法估計的結果一致，證明本文的實證結果是可靠的。

五、結論與政策建議

本文從理論上對新型農村社會養老保險的減貧、增收效應進行了系統的分析，并在此基礎上使用中國健康與養老追蹤調查2011年全國基線調查數據，采用多元回歸、離散選擇模型以及工具變量法等多種計量模型，從實證角度對全國范圍內新農保的減貧增收效果進行了評估。本文的研究結果表明，參加新農保顯著降低了農村居民貧困發生的概率，提高了農村居民的收入水平。進一步地，按年齡分組的實證結果表明，作為主要目標群體的農村老年人受政策影響更為顯著，但參保子女從新農保中同樣受益。因此，從短期來看，新農保已經取得了初步成效，對提高農民收入、減少貧困發生起到了積極作用，增強了農民的經濟保障能力，完成了預期的政策目標。與此同時，新農保對參保家庭代際的影響已經初步顯現，這就要求我們在研究新農保效應的相關問題時，需要考慮到代際的相互作用。

盡管已經證實新農保基本完成了增加農民收入、減少貧困的目標，不過也應該看到新農保當前統籌層級較低，保障力度偏小的短板。農民雖然沒有繳費能力風險，但是由于繳費較少造成個人賬戶累計薄弱，導致養老金保障能力不足，養老金支付水平遠不能滿足農民的養老需求。與南非等國實施社會養老保險的經濟效應相比，新農保發揮的作用十分有限，這是因為目前新農保的養老金支付水平較低，每年660元的基礎養老金水平，僅為2010年全國農村居民人均純收入的11.15%，而南非2005年發放養老金標準約為130美元/月，相當于人均收入中位數的兩倍。若要真正實現農民老有所養，新農保政策仍需在以下方面繼續完善：其一，加大財政補助力度，逐步提高養老金待遇。為此，中央財政需要增加支持力度，地方財政根據實地情況適時補充；個人賬戶方面要拓展新農?；鹜顿Y渠道，在確?；鸢踩那疤嵯路e極開展商業化運營，以提高個人賬戶基金的收益率。個人賬戶與統籌賬戶雙管齊下，鞏固新農保的養老保障能力。其二，新農保應盡快實現從“制度全覆蓋”到“人群全覆蓋”。政府應該特別關注貧困農民的參保問題，本文已證明參保不會致貧返貧，且具有普遍意義的增收減貧效果，應吸納更多繳費困難農民加入，加大對繳費困難群體的傾斜力度，更大范圍內發揮新農保作為具有福利性的社會保障制度的作用。其三，要確保新農保繳費的財政支持機制，充分發揮政府財政補貼的激勵效應。一方面，在農民繳費能力的范圍內，適當提高最低繳費標準，因地制宜增加可選擇的繳費檔次，明確多繳多得的財政補貼機制。另一方面，加大新農保宣傳力度，積極探索建立激勵與約束機制，激勵中青年農民群體積極參保、及早參保，以增強新農保制度的穩定性。

參 考 文 獻

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[20] 鄧大松， 董明媛：《“新農?！敝修r民繳費能力評估與影響因素分析——基于湖北省試點地區的調研數據》，載《西北大學學報（哲學社會科學版）》2013年第4期.

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