新農保養老金收益對農村老年人健康行為的影響及其作用機制

錢文榮 李夢華

(浙江大學 中國農村發展研究院， 浙江 杭州 310058)

一、 引 言

改革開放以來，隨著經濟及衛生事業的迅速發展，我國正在經歷持續的老齡化過程[1]58。改革開放之初，我國農村地區老齡化水平約為5%，與城鎮相當。1999年，農村地區較城鎮先行進入老齡化階段。至2018年末，農村60歲以上人口占農村總人口的20.46%，比全國平均水平高2.58個百分點，其中65歲以上人口占比達13.84%，亦高于全國的11.94%(1)數據來源于國家統計局《2019年中國人口和就業統計年鑒》， https://www.yearbookchina.com/navibooklist-n3020021405-1.html， 2020年5月14日。。我國老齡化速度加快，且農村地區老齡化程度持續高于城鎮。

在老齡化不斷加重的背景下，如何應對養老問題、實現健康老齡化逐漸成為我國各項工作的重點。同城鎮相比，農村地區所面臨的局面更為嚴峻。一方面，受城鄉二元體制的影響，我國農村地區社會保障制度建設相對落后，城鄉社會保障水平相差懸殊；人口流動政策的逐步瓦解使農村青年勞動力不斷向城鎮流動，農村“空巢老人”不斷增加，獨身老人比例持續增加。另一方面，隨著市場經濟的發展，農村地區孝文化缺失嚴重，存在不孝敬父母、不履行贍養父母義務等現象[2]71。在這一背景下，農村老年人的孤獨感、無助感愈發強烈，對養老的擔憂亦不斷加重，由此產生的負面情緒往往會引發或加重抽煙、酗酒等行為。煙酒行為同個體健康及社會福利緊密相關，作為心理的慰藉品，煙酒能緩解孤獨、壓力，但不利于身體健康[3-4]，同時還會增加社會的生產成本及醫療保障支出[5-6]。當前我國正在積極實施健康老齡化戰略，因而從煙酒行為視角關注農村老年人健康行為，研究健康行為的影響因素具有重要的現實意義。

受農村養老問題的影響，2009年9月我國正式開啟新型農村社會養老保險(簡稱“新農?！?試點工作。作為構建我國覆蓋城鄉的社會養老保險體系的重要措施，新農保承擔著“實現廣大農村居民老有所養、促進家庭和諧”等重要使命[7]，民眾對其寄予厚望。那么，新農保政策實施以來，農村老年人的養老問題是否有所改善？政策對促進家庭和諧的效果如何？最終，新農保養老金收入對農村老年人的健康行為產生了怎樣的影響？本文將根據中國家庭追蹤調查(China Family Panel Studies，CFPS)數據對以上問題進行分析。

二、 文獻回顧與研究假設

(一) 文獻綜述

有關保險與健康行為之間關系的研究，當前國內外相關文獻主要從保險對人們抽煙、喝酒、運動以及食物攝入這四種健康行為的影響進行分析。一些學者認為，保險會導致被保人不良健康行為。例如，Khwaja發現醫療保險會增加被保人吸煙以及飲酒的概率[8]。Stanciole探究了個人保險選擇同吸煙、飲酒、運動及肥胖間的關系，發現醫療保險會增加參保人的不良健康行為[9]。類似的，Dave等亦發現男性老年人會因為加入醫療保險而減弱預防動機，增加不良健康行為[10]。此外，國內學者發現，參與新型農村合作醫療(新農合)會明顯改變個人的健康行為，參保人抽煙、酗酒、不運動以及食用高熱量食物等情況顯著增加，同時還會引發肥胖問題[11]。任燕燕等同樣發現老年人在參加基本醫療保險后會降低體育運動的頻率[12]。還有學者發現，醫療保險誘導參保人產生更多不健康行為會受到個體健康水平的影響，存在明顯的異質性[13-15]。

另一方面，還有學者認為保險并不會對參保者的不良健康行為產生影響。Courbage等通過研究發現，私人保險不會對參保人的抽煙以及運動行為產生影響[16]；Manning等通過實驗發現，醫療保險水平的高低與參保人的健康行為無關[17]。國內亦有學者得出了類似的結果。例如，Lin研究發現，健康保險未對被保人的吸煙及飲酒行為產生顯著影響(2)Lin C.W., ″Moral Hazard in Health Care: Case Study of Taiwan’s Health Insurance,″ Doctoral Dissertation, Colorado State University, 2007.。黃楓等發現，參加醫療保險并不會誘導參保人不良健康行為[18]。謝明明等認為，醫療保險的事前道德風險不存在，個體參保后，其不良健康行為的發生概率不會增加[19]。

綜上所述，國內外學術界有關保險對人們健康行為的影響研究已積累了不少成果，相關研究主要集中于保險對參保人抽煙、飲酒等健康行為的影響，但對保險是否會對個體的健康行為產生影響，尚未形成一致的結論。此外，值得注意的是，在保險的種類選擇上，現有文獻多是研究醫療保險的影響，還有少量文獻探究了私人保險的影響，但尚未涉及養老保險。針對上述不足，在人口老齡化的背景下，本文利用中國家庭追蹤調查數據，探究新農保養老金收益對農村老年人健康行為的影響及其作用機制。

(二) 理論分析與研究假設

眾所周知，我國社會保障制度還存在諸多不足，在城鄉二元經濟體制的長期影響下，農村地區社會養老發展緩慢，農村老年人口面臨的養老問題尤為嚴峻。受儒家文化影響，中國父母多將養老寄托于子女，同時子女贍養父母也是法定義務，尤其在相對保守落后的中國農村，子女贍養仍然是養老的首要選擇。

改革開放后，中國社會經歷了巨變。一方面，人口控制政策的實行使得家庭規模小型化、類型核心化，“4+2+1”成為社會典型的家庭格局，年輕人贍養老人的壓力倍增[20]。另一方面，社會轉型使人們的價值觀有所改變，傳統孝文化受到挑戰[2]71。農村家庭由于老年人養老問題所產生的糾紛不斷，諸如子女不履行贍養父母義務、婆媳關系不和、老年人吃穿住差等現象普遍存在。對農村老年人來說，其精神狀態、心理狀況會由于家庭內部的各種矛盾而受到沖擊，由此可能產生或加重抽煙、酗酒等不良健康行為，而新農保養老金收益給農村老年人養老帶來了希望，為家庭內部矛盾的解決提供了契機，隨著老年人在養老方面信心的提升以及精神狀況的改善，其不良健康行為可能會減少。基于此，本文提出研究假設：

H1：新農保養老金收益會減少農村老年人的不良健康行為。

健康會隨著年齡的增長而貶值[21]。進入中老年階段后，人們往往能意識到身體機能下降，會為了謀求健康狀況改善而格外重視保健養生，進而減少吸煙、飲酒等對身體健康有害的行為[22-23]。

中國實行男60周歲、女50周歲或55周歲的法定退休年齡。雖然農民并沒有法定退休年齡，但與城鎮居民相比，農村人口進入老年階段后，往往較難獲得相應的養老金保障，面臨著無收入或低收入的困境。與此同時，由于家庭矛盾問題，老年人所獲代際支持不足，容易產生看病難、養生保健難等問題。隨著新農保政策的實施，農村人口年滿60周歲后也能獲取養老金收益，農村老年人在健康消費上的困難將能夠部分得到緩解。隨著健康需求的部分滿足以及健康意識的提高，農村老年人不良健康行為減少。基于此，本文以健康消費為渠道變量，提出研究假設：

H2：新農保養老金收益會增加農村老年人的健康消費，提高其健康意識，從而使農村老年人的不良健康行為減少。

隨著市場經濟的發展，農村家庭的收入方式呈現出多元化發展的趨勢，外出務工逐漸成為家庭收入的重要來源[2]71。在缺乏社會養老支持的情況下，為農村老年人提供養老服務意味著家中外出務工人數減少，家庭收入下降，同時其他外出務工人員的負擔也將加重，因而可能會產生家庭成員不愿為老人提供代際支持的情況。

在老年人獲得新農保養老金的情況下，上述問題將能夠得到部分解決。已有文獻顯示，社會保障制度會對代際支持產生顯著影響，例如養老保險會增加子代的代際支持等[24-25]。當老年人能夠獲得社會轉移支付時，子女提供代際支持的可能性會增加，從而使老人由于情感缺失以及養老問題所產生的焦慮情緒得以緩解，類似抽煙、飲酒的行為也會減少?；诖?，本文以家庭代際支持為渠道變量，提出研究假設：

H3：新農保養老金收益能夠增加子女代際支持，隨著家庭養老功能的恢復，農村老年人的不良健康行為將會減少。

受傳統家庭倫理觀念的影響，中國老年人照看孫輩的現象較為普遍。隨著“4+2+1”家庭格局的普遍化，兒童撫育問題進一步凸顯，隔代照料儼然成為一種社會趨勢[26-27]，且在我國農村地區，特別是貧困地區，隔代照料尤為常見[28-29]。

已有文獻顯示，領取新農保養老金能夠使老年人獲得更多的時間進行隔代照料[30-32]，且照看孫輩有利于提升老年人心理健康水平以及認知能力[33-35]。在家庭觀念厚重的東亞文化中，進行隔代照料的老年人并未將照看孫輩視作某種負擔，反而將其作為一種家族榮耀及家庭樂趣，因而不會帶來負面情緒[36]。老年人通過與孫輩的互動可以獲得更加豐富的老年生活，彌補子女情感支持的缺失，保持積極的生活狀態[37]。出于對孫輩健康成長的重視，進行隔代照料的老年人會減少對孫輩健康產生危害的不良健康行為。基于此，本文以隔代照料為渠道變量，提出研究假設：

H4：新農保養老金收益會增加農村老年人進行隔代照料的可能性，隔代照料所帶來的積極作用會使農村老年人的不良健康行為減少。

三、 數據與方法

(一) 數據介紹

本文使用CFPS 2012年數據，該調查是由北京大學中國社會科學調查中心組織實施的一項全國性社會跟蹤調查項目，于2010年正式開展。CFPS聚焦我國居民的經濟和非經濟福利，包含了家庭關系與動態、經濟活動以及健康等多項議題，其調查對象涵蓋了我國25個省、區、市，目標樣本達到16 000戶。

由于參保與否取決于自我選擇，參保樣本的選擇性較強，可能無法客觀代表農業戶籍人口這個整體，因而本文未簡單選取參加新農保的樣本。依據研究目標，本文以所在社區已開展新農保試點的農業戶籍人口為研究對象，原因在于該樣本為適保對象，同時具有參與新農保的機會。同時，為了保證研究結果的可靠性，本文剔除了除新農保之外還參與了其他類型養老保險的樣本。

(二) 變量選取

1.因變量

(1)近期是否吸煙。本文根據樣本對“過去一個月，您是否吸煙”的回答確定近期是否吸煙指標取值，若樣本選擇“是”，則近期是否吸煙指標取值為1，否則為0。描述性統計顯示近一個月以來樣本中有31%的人吸煙。

(2)吸煙數量。本文根據樣本對“您現在平均每天吸多少煙”的回答確定吸煙數量指標取值，單位為支。描述性統計顯示樣本每日吸煙數量的均值為5.27支。

(3)近期是否飲酒。這一指標主要針對白酒，本文根據樣本對“過去一個月，您是否每周喝酒3次以上”的回答確定近期是否飲酒指標取值，若樣本選擇“是”，則近期是否飲酒指標取值為1，否則為0。描述性統計顯示近一個月以來樣本中有9%的人飲酒。

(4)飲酒數量。這一指標主要針對白酒，根據樣本對“您過去一周大概喝了多少”的回答確定飲酒數量指標取值，單位為兩。描述性統計顯示樣本每周飲酒數量的均值為1.76兩。

2.渠道變量

(1)健康消費。本文以樣本對“過去一年，您家直接支付的醫療支出(不包括已經報銷的和預計可以報銷的費用，但包括親友借給或支付的部分)是多少”以及“過去一年，您家保健費用支出(包括健身鍛煉及購買相關產品器械、保健品等)是多少”兩項問題的回答為依據，取兩個數值加總后的對數值為健康消費指標。

(2)家庭代際支持。本文以“是否有子女料理家務”以及“料理家務的子女數量”來衡量家庭代際支持指標。以樣本對“過去六個月，您的子女們為您做過以下哪些事情”的回答確定“是否有子女料理家務”，當樣本回答“料理家務”時，則“是否有子女料理家務”為1，否則為0；此外，本文以樣本對“過去六個月，哪些子女為您料理家務”的回答確定“料理家務的子女數量”。

(3)隔代照料。本文以“是否進行隔代照料”以及“照料孫輩的數量”來衡量隔代照料指標。以樣本對“過去六個月，您為子女們做過以下哪些事情”的回答確定“是否進行隔代照料”，當樣本回答“照看孩子”時，則“是否進行隔代照料”為1，否則為0；此外，本文以樣本對“過去六個月，您為哪些子女照看孩子”的回答確定“照料孫輩的數量”。

3.控制變量

根據已有文獻[38]210[39-40]，本文對控制變量的選擇盡可能地遵守外生原則，最終選擇民族、婚姻狀況、居住地類型以及是否有日?；顒幽芰φ系K。對健康指標的選取，已有研究往往使用自評健康為健康度量指標[41-43]，但其主觀性強，易受到個體異質性特征的影響，內生性較強[44-45]，因而本文采用是否有日?；顒幽芰φ系K這一指標。描述性統計顯示，90%的樣本為漢族，93%已婚，93%不存在日常活動能力障礙，28%居住在城市。

(三) 實證策略

本文依據新農保政策的特點，運用斷點回歸(RD)檢驗新農保養老金收益對農村老年人健康行為的影響。在本文中，新農保養老金的認領遵循年齡設置，即當參保人年滿60周歲時可領取養老金：

(1)

Di是處理變量，表示是否領取新農保養老金，領取則為1，未領取為0；Zi為驅動變量，表示樣本i的年齡。(1)式顯示Di為Zi的非連續函數，斷點是60歲。若方程(1)成立，則對(2)式進行簡單的最小二乘回歸，即可得出新農保養老金收益對農村老年人健康行為的因果性影響：

Yi=α+βDi+γZi+μi

(2)

若Yi與Zi之間的關系為非線性，則可得：

Yi=α+βDi+G(Zi)+μi

(3)

G(Zi)為Zi的多項式函數。若方程(3)成立，則稱本文所使用的斷點回歸為精確斷點回歸(Sharp RD)。Di雖為Zi的非連續函數，但多數情形下斷點處可能并非是0—1的變化，而是增加了Di等于1的可能性：

(4)

本文假設f1(Zi)>f0(Zi)，即年滿60周歲及以上的參保人認領新農保養老金的可能性大于60周歲以下的參保人。根據政策規則，該假設易得到認可。若方程(4)成立，則本文所運用的斷點回歸為模糊斷點回歸(Fuzzy RD)。

模糊斷點回歸估計可運用二階段最小二乘法進行，等同于工具變量估計[46-47]。其中一階段方程為:

Di=ρ+G(Zi)+ωTi+εi

(5)

Ti=1(Zi≥60)為Di的IV，兩階段回歸設置同(3)式。

模糊斷點回歸估計可采用非參工具變量法或參數二階段最小二乘估計兩種方式進行，二者等價[48-49]。本文報告參數二階段最小二乘估計結果。樣本與斷點之間的距離為帶寬，帶寬越小，則對控制變量與G(Zi)的要求越寬松，但會由于損失觀測值而降低精度。在實證結果與分析部分，本文使用不同帶寬及G(Zi)設置以檢驗相關結果的穩健性。

四、 實證結果與分析

(一) 圖形分析

在進行實證分析前，首先通過圖形顯示驅動變量與處理狀態及結果變量間的關系，這有利于了解斷點回歸的概念。圖1反映了模糊斷點回歸估計中一階段的結果，即年齡與是否領取新型農保養老金間的關系，可見，在60歲處存在一個明顯的斷點，該結果與新農保養老金領取規則一致。

圖1 年齡的密度(3)豎直線表示age-60=0，即60歲為本文RD估計所采用的年齡斷點。下圖同。

圖2(A)反映了年齡與結果變量近一個月是否吸煙之間的關系，類似于模糊斷點回歸估計中簡約型的結果。可見，在60歲處是一個明顯的斷點，近期是否吸煙在60歲處存在顯著下降的跡象。該結果初步展示了新農保養老金收益與農村老年人吸煙行為之間的關系。圖2(B)反映了新農保養老金收益與吸煙數量之間的關系，結果與圖2(A)類似。

圖3(A)反映了年齡與結果變量近一個月是否飲酒之間的關系，類似于模糊斷點回歸估計中簡約型的結果?？梢?，60歲依然是一個明顯的斷點。圖3(B)反映了新農保養老金收益與飲酒數量之間的關系，結果與圖3(A)類似。

圖2 年齡與吸煙行為

圖3 年齡與飲酒行為

(二) 回歸結果

圖1—3初步反映了年齡與是否領取新農保養老金、年齡與農村老年人健康行為之間的關系，然而，以上結果是否可信，還需要通過參數回歸估計的方式進行驗證[50]。

表1為模糊斷點回歸中一階段的結果，借鑒張川川等的做法，本文以不同的帶寬與不同形式的年齡控制函數檢測結果的穩定性[38]212-214。第1—3列分別選取3、4、5的帶寬，以較低階的形式控制年齡趨勢，并允許年齡趨勢在斷點前后不同；第4—6列使用了更大的帶寬，以便包含更多的個體，同時控制了年齡的高階函數。估計結果表明，年齡規則與是否領取新農保養老金之間存在顯著關系，年滿60周歲可以顯著增加領取新農保養老金的可能性。依據Staiger和Stock的法則，F統計量小于10則證明有弱工具變量問題[51]。檢驗結果顯示，第一胎性別的聯合顯著性F統計量均遠大于10，表明無弱工具變量問題。

表2 Panel A展示了簡約方程的回歸結果，該結果能夠直觀地反映IV估計的基礎。其中前兩行報告了針對吸煙行為的估計結果(對應圖2所示關系)，可見，年齡規則使得農村老年人近期吸煙的概率顯著下降，每日吸煙數量顯著下降；后幾行報告了針對樣本飲酒行為的影響(對應圖3所示關系)，可見，年齡規則對樣本的飲酒行為以及每周飲酒數量的影響較小，且統計上不顯著，運用不同帶寬所得的結果類似。

表2 新農保養老金收益對結果變量的影響

續表2

此外，本文在模糊斷點回歸設定下，運用二階段最小二乘法，估計新農保養老金收益對農村老年人健康行為的因果效應。表2 Panel B顯示了二階段回歸結果，其中前兩行的結果表明新農保養老金收益使農村老年人近期吸煙的概率降低大約15—38個百分點，同時，其每日吸煙數量減少了大約3—9支，效果顯著；后幾行的結果表明新農保養老金收益與樣本飲酒行為的關系在統計上不顯著，運用不同帶寬所得到的結果類似。

(三) 影響機制分析

以下將分析新農保養老金收益影響農村老年人健康行為的內在機制，同時，我們也將進一步探討自新農保實施以來，該政策是否初步達到了廣大農村居民老有所養、促進家庭和諧等政策目標。為了驗證研究假設2—4，本文將依次分析獲得新農保養老金收益對農村老年人健康消費、獲得家庭代際支持以及進行隔代照料等方面的影響。

首先，本文檢驗了新農保養老金收益對農村老年人健康消費的影響。參照鄒紅等[52]118的做法，本文以樣本的醫療保健支出衡量其健康消費，若醫療保健支出增加，則表明農村老年人的健康消費提升，健康意識提高。由表3 Panel A的結果可見，醫療保健支出系數顯著為正，表明領取新農保養老金增加了農村老年人的健康消費。已有文獻表明，醫療保健方面支出的增加將提升老年人的健康意識，使其更加重視保健養生，進而會減少煙酒等有害健康的物質消費[52]123。因此，當農村老年人獲得新農保養老金后，健康消費顯著增加，健康意識亦隨之提高，從而在一定程度上改變了吸煙等不良健康行為。

其次，為了驗證假設3，本文以是否有子女料理家務以及料理家務的子女數量為因變量，檢驗了領取新農保養老金對農村老年人獲得家庭代際支持的影響。表3 Panel B的結果顯示，新農保養老金收益顯著提高了子代幫助農村老年人料理家務的概率，同時，幫助料理家務的子女數量亦顯著增加。已有研究顯示，家庭代際支持的增加能夠顯著提升農村老年人的精神及健康狀況[53]85。因而，當家庭代際支持增加時，農村老年人生活缺乏照料的問題將得到一定程度的緩解，子女情感支持缺失情況也將有所改善，隨著家庭養老功能的提升，農村老年人的不良健康行為得以減少。

表3 影響機制分析

最后，本文以樣本是否進行隔代照料以及照料孫輩的數量為因變量，檢驗了新農保養老金收益對農村老年人隔代照料的影響。由表3 Panel C的結果可見，新農保養老金的領取會顯著提高農村老年人進行隔代照料的概率，同時照料孫輩的數量亦顯著增加。如理論分析部分所示，在與孫輩的交流互動中，老年人的認知能力將有所提升，老年人在精神方面的需求也能夠得到更多滿足[33-35]。同時，為了孫輩的健康成長，農村老年人的不良健康行為也會減少。

通過機制的分析，我們能夠初步了解到新農保在改善農村老年人養老問題、促進農村家庭和諧等方面的政策效果。已有文獻顯示，農村老年人養老所面臨的主要困境為健康狀況差、經濟收入低、生活缺乏照料以及精神慰藉缺失[54]。本文研究發現，首先，新農保養老金收益增加了農村老年人的健康消費，該結果從側面反映了農村老年人的經濟收入得到部分提升，進而使醫療保健問題有所改善。由此來看，新農保政策的實施在一定程度上起到了改善農村老年人經濟狀況、促進健康狀況提升的效果，為我國農村養老問題的解決打下了良好的基礎。隨著我國農村社會保險制度的不斷完善，農村居民社會養老保險的深度與廣度將會得到更深層次的提升，彼時，制度養老在緩解農村老年人養老問題上的效果將會得到進一步顯現。其次，新農保養老金收益能夠增加家庭代際支持，這意味著，老年人日常生活的壓力由于子女代際支持的增加而得以減輕，與此同時，代際支持的增加表明子女同老年人之間的溝通聯系更加頻繁，這為緩解養老問題所帶來的家庭矛盾提供了條件，老年人在情感方面的需求亦能夠得到一定程度的滿足。最后，在農村“空巢老人”不斷增加、情感慰藉缺失嚴重的情況下，新農保養老金收益增加了農村老年人進行隔代照料的可能性，能夠為農村老年人帶來心靈的慰藉，緩解由子女情感支持缺失所帶來的心理問題；同時，照料孫輩還可以作為一種媒介，為舒緩家庭矛盾創造條件，為促進家庭和諧提供助力。

綜上所述，自新農保試點工作正式開啟以來，養老金收入為緩解農村老年人養老問題提供了支持，在一定程度上為緩解家庭矛盾提供了幫助，證明了其在促進農村家庭和睦方面的現實意義。

五、 有效性檢驗及進一步分析

(一) 有效性檢驗

斷點回歸估計的無偏性及一致性取決于其識別假設的成立與否，接下來根據已有研究所總結的檢驗方式，進一步對本文斷點回歸的有效性進行更為嚴謹的檢驗。

首先，斷點回歸的有效性要求樣本不可操控或不可完全操控驅動變量，若存在個體以操縱年齡的方式獲取養老金領取資格的情況，則斷點回歸估計可能是有偏的。檢測驅動變量存在選擇性與否的方式之一是檢測驅動變量密度函數的連續性[50,55]。圖4反映了年齡的密度函數，可見年齡密度函數在斷點處較為平滑，不存在明顯的跳躍，因而驅動變量并未被操縱。

圖4 年齡的密度

檢測斷點回歸估計有效性的另外一種方式為檢測前定控制變量的連續性[50]。通常來講，新農保養老金收益不會對60周歲前的行為產生影響。表4檢測了前定控制變量的連續性，回歸采用簡約型方程，但將原有的因變量變換為本文的控制變量。由表4的回歸結果可見，民族、婚姻狀況、是否有日常活動能力障礙以及居住地類型均未與年滿60周歲的規則在10%的水平上顯著相關，從而進一步展示了本文斷點回歸估計的有效性。

表4 控制變量的連續性檢驗

此外，本文還根據斷點處的設置進行了證偽檢驗。若本研究的邏輯成立，則斷點應僅在獲取新農保養老金概率有跳躍的位置，如60歲、60.1歲、60.2歲等等。當我們以距離60歲較遠處設斷點時，則本文相關結果應不顯著；若顯著，則證明另有其他內在機制對農村老年人的健康行為產生沖擊。表5報告了證偽檢驗的回歸結果，本文在Panel A以年滿59歲為斷點、Panel B以年滿61歲為斷點分別進行估計，可見，相關結果均不存在顯著關系，再次表明了本文斷點回歸估計的有效性。

表5 證偽檢驗

(二) 政策效果的異質性問題

當政策效果帶有異質性時，模糊斷點回歸所得結果為局部平均處理效應，如果政策效果在全樣本中相同，則其與總體平均處理效應相等。基于此，本小節對政策效果的異質性進行分析，以進一步了解斷點回歸的內涵。借鑒已有文獻的做法[38]220[53]77，本文選取更客觀且使用最廣泛的BMI指標為分組依據，以檢驗政策影響的異質性。當BMI過高(≥25)或過低(≤18)時取值為0，BMI位于正常范圍內(18

如表6所示，新農保養老金收益對健康狀況較好的組效果更好，其中對抽煙行為的影響僅在健康狀況較好的組中顯著，而對飲酒行為的影響則均不顯著。其原因可能是，一方面是存在測量誤差，另一方面則是當前新農保養老金收益仍較為有限，新農保養老金的領取對個人不良健康行為的抑制效果有限。分組回歸結果表明，政策影響確實存在異質性，其差別基本符合理論預期，從側面進一步表明了本文相關結論的可信性。

表6 新農保養老金收益對結果變量的影響：子樣本估計(BMI正常=1)

續表6

(三) 穩健性檢驗

1．煙酒行為變化的潛在渠道驗證:退休

眾所周知，60歲為我國現行退休年齡之一，退休會降低人們的收入，進而減少人們在煙酒方面的消費；同時，退休會減少人們的社交活動，進而減少人們的煙酒行為[52]121。值得注意的是，退休年齡的規定主要適用于城鎮地區，農民主要依據個人的現實狀況決定何時退出勞動力市場，但對農民工而言，年齡依然是其能否被雇傭的門檻：用工單位一般不會招聘超過60歲的員工。因此，納入過去一年曾從事過非農工作的農業戶籍人口，則該類個體可能會受退休年齡的影響而改變其健康行為，從而導致估計結果有偏。為了排除退休這條潛在渠道對本文樣本煙酒行為的影響，本文將過去一年曾從事過非農工作的個體進行剔除，并重做表2 Panel B的回歸結果?；貧w結果顯示，農村老年人近期吸煙的概率顯著下降，每日吸煙數量顯著下降，但新農保養老金收益仍未對農村老年人的飲酒行為帶來顯著影響，由此可見本文相關結論較為穩健。

2．新農保養老金收益對有吸煙史、飲酒史樣本的影響

前文主要分析了農村老年人在獲得新農保養老金收益后，其煙酒行為是否發生變化，因此保留了全部樣本。然而，有學者發現，受各類因素影響而改變不良健康行為的情況僅存在于有吸煙史或喝酒史的個體中[52]118[58]。為了進一步考察本文是否存在類似的情況，我們相應地剔除了沒有吸煙史、飲酒史的樣本，并重做表2 Panel B的回歸結果。結果顯示，農村老年人的每日吸煙量顯著下降。這反映了新農保養老金收益對農村老年人吸煙行為的影響不僅僅發生在“邊際”上，即養老金收益除影響農村老年人是否吸煙外，還會減少有抽煙史的農村老年人的每日抽煙量。此外，養老金收益對農村老年人每周飲酒數量的影響較小，且統計上不顯著。在剔除過去一年曾經從事過非農工作的個體后，有吸煙史、喝酒史的農村老年人的煙酒行為變化與以上結果類似。

六、 結論與討論

本文通過斷點回歸識別策略驗證了新農保養老金收益對農村老年人健康行為的影響。研究發現，新農保養老金收益使農村老年人近期吸煙的概率降低大約15—38個百分點，每日吸煙數量減少大約3—9支；然而新農保養老金收益并未對農村老年人的飲酒行為產生顯著影響。影響機制的分析顯示，新農保養老金政策的實施能夠為緩解農村老年人養老問題提供幫助，同時，該政策在緩解家庭矛盾、促進農村家庭和睦方面也具有一定的現實意義：領取新農保養老金后，農村老年人的健康消費、獲得家庭代際支持以及進行隔代照料的可能性均有所增加，在以上渠道的影響下，農村老年人的不良健康行為減少。最后，研究還發現，健康狀況較好的農村老年人受政策影響更大，同時也更顯著，表明新農保的政策影響存在異質性。

本文發現，農村老年人不良健康行為改善的原因在于，新農保增加了健康消費、家庭代際支持以及隔代照料，農村老年人在情感缺失以及對養老缺乏信心等方面的狀況得到緩解。對此，我們可從加強農村地區精神文化建設、完善養老模式等方面入手以提升農村老年人養老信心。一方面，國家和社會應進一步關注農村老年人的精神文化需求，加強農村地區的文化建設，豐富農村地區的精神文化生活。同時，社會應鼓勵外出的子女多回家看看，從而有效地緩解農村老年人的心理壓力，滿足其不斷增長的精神文化需求。另一方面，改變農村地區依靠家庭養老的現狀，構建以家庭養老為主、多種養老模式并存的模式。在家庭養老的基礎上，以社區養老為依托，制度養老提供支撐，機構養老進行補充，四種模式相互補充、共同促進、多元并存[2]80-81。此外，在完善社會養老機構監管制度的基礎上，相關政府部門也應考慮在農村養老事業建設中適當地引入市場力量，建立政府、養老企業同農民之間的利益共享與風險共擔機制[1]63，進一步滿足農村老年人多樣化的養老需求。

在異質性分析中，本文發現，健康狀況較好的農村老年人受政策影響更大更顯著，該結果可能反映出當前新農保政策力度有限，養老金收益對不良健康行為的改善效果尚有提升空間。對此，政府部門應進一步提升政策力度，完善社保制度：第一，進一步完善新農保相關規則，提高新農?；攫B老金的金額標準，以便參保人對未來生活與發展形成良好預期。第二，加強對新農保的宣傳，進一步提升農村戶籍人口繳費的主動性，相關政策應積極設置繳費補貼同個人分檔繳費相關聯的激勵規則，通過繳費年限以及金額的逐步增長提高養老金的領取額，鼓勵農村戶籍人口長期繳費，從而進一步提高社會養老的影響力。第三，進一步構建城鄉一體化的社會保障制度[59]，在制度完善的過程中，要重點彌補農村有關方面的短板，在政策設定和實行的方方面面，應盡可能地做到城鄉居民的權利及機會公平等。