社會養老保險對農村包容性增長的影響

［摘 要］ 使用CFPS 2010—2018年5期數據，考察農戶參與新農保后收入增長的差異及其作用機制。研究發現：農戶在期初參與新農保會顯著提高其收入增長率，這主要是由于繳納保險費用后農戶預期養老風險的降低，會提高家庭的農業生產投入，促進經營性收入增長。并且，對不同收入水平農戶的異質性分析表明，新農保對較低收入家庭收入增長促進效果更大，有利于農村包容性增長。因此，應當不斷提高農村家庭應對養老風險的能力，將健全社會養老保險體系作為鞏固和拓展脫貧攻堅成果、促進包容性增長、實現共同富裕的重要抓手。

［關鍵詞］ 社會養老保險；新農保；收入增長；收入流動性；包容性增長

［中圖分類號］F061.3；F842．6［文獻標識碼］ Ａ ［文章編號］ 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

隨著我國經濟步入新常態，發展速度相應放緩，收入差距持續擴大與階層固化現象日益明顯，嚴重制約著中國經濟的可持續性發展和內循環，亟須擴大中等收入群體來改善收入分配格局。由于農村人口占比較大，只有持續快速提高農村居民收入，才能有效降低低收入群體比重，相應擴大我國中等收入群體規模，從而促進整個社會收入分配向中間大、兩頭小的橄欖形結構轉換，推動共同富裕取得實質性進展。因此，明確具有較強普惠性的社會保險是否有助于增長農戶收入、實現共同富裕，對促進中國經濟社會健康發展與實現鄉村振興意義重大。

一般而言，社會保險等再分配制度具有“平衡器”的作用，能夠適當縮小不同社會成員之間的收入差距，從而擴大中等收入群體規模。已有文獻也側重于從社會保險的再分配效應展開論述[1-2]，較少有文獻從社會保險所具有的風險分擔內涵出發，在初次分配過程中討論其對包容性收入增長的影響。以養老風險為例，在農村“未富先老”的現實背景下，“老有所養”具有較大的不確定性[3-4]。參加社會養老保險，意味著在年老之時能獲得基本的生活保障，尤其是對于農戶而言，這筆養老金通常占家庭人均收入的10%以上，可以看作一筆可預期、穩定且較強的收入沖擊[5]。因此，通過社會養老保險這一正式的風險分擔工具是否能夠改善農村家庭狀況，尤其是低收入農村家庭當期的資源配置，從而促進包容性增長是需要關注的核心問題。

本文利用2010—2018年中國家庭追蹤調查（CFPS）數據，以農村家庭為基本分析單位，討論新型農村社會養老保險（以下簡稱新農保）對收入增長的影響和作用機制，并在此基礎上考察不同收入群體的差異性。相較于已有文獻，本文可能的貢獻在于：首先，研究細分了不同的收入類型并深入剖析了作用機制，有助于從資源配置的角度理解社會養老保險在初次分配中的作用。其次，相較于大部分利用截面數據討論社會養老保險和家庭收入差距關系的文獻，本文基于面板數據，從收入增長這一動態視角出發，給出了新農保促進農村包容性增長較嚴謹的實證證據，有助于明確新農保、收入增長和收入差距之間的關系。最后，在研究方法上，本文采用了雙向固定效應模型和雙重差分法，并在穩健性檢驗中盡可能緩解因潛在內生性問題所導致的估計偏誤，研究結論具有較強的穩健性。

二 文獻綜述

與研究相關的文獻主要有兩類，一類文獻討論了社會養老保險和收入增長的關系，但對于機制的剖析尚不明確，沒有考察社會養老保險是否能夠通過影響初次分配來影響工資性、經營性和財產性收入。比如，張子豪、譚燕芝[6]討論了社會保險對居民收入流動性的影響，指出包括養老保險在內的社會保險對收入流動性具有促進作用，其重點在于比較不同社會保險類型，缺乏對農村社會收入變動情況的分析。秦昌才[7]指出新農保有助于農村家庭整體收入增長，但并未明確新農保促進收入增長的作用機制。而大量研究新農保效應的文獻指出，新農保不僅在養老方面發揮了重要作用，還能進一步影響家庭當期消費[8-9]、勞動力供給[10-11]、創業[12-13]等行為。因此，新農保能否通過改變家庭當期的資源配置促進收入增長，還有待進一步的實證檢驗。

另一類文獻探討了社會養老保險和收入差距的關系，卻忽略了收入增長這一重要視角，沒有構建三者之間的關系。已有研究指出養老金領取不僅能夠在再分配環節產生顯著的減貧效應[14-15]，在繳納期，養老保險的風險分擔功能也可能影響農戶決策，進而通過收入增長機制減少收入差距。但在具體的實證設計中，這類文獻的關注點在于城鄉居民收入差距，其衡量指標主要為靜態的基尼系數和Kakwanni個體相對剝奪指數，側重于截面數據組內比較，缺乏對收入變化動態的考察，難以反映個體從貧窮到富裕的轉變，難以直接論證收入增長機制的有效性[16-18]。

三 理論分析與研究假說

風險被認為是影響農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，農戶風險處置手段的差異，也會對收入產生差異化的影響。一般而言，較高的風險沖擊或者風險管理手段的匱乏，均會使農戶難以實現當期資源的最優配置，從而制約其收入增長。養老風險是農戶面臨的重要風險，如果農戶缺乏正式的風險分擔工具，將不利于他們實現當期資源的最優配置。已有關于新農保與農戶資源配置關系的文獻指出，新農保的效應不僅表現為養老金的領取對老年人生活質量的影響，還表現為養老風險的本質在于未來收入或消費的不確定性，而新農保具有養老風險分擔工具的內涵，當農戶以整個生命周期內效用最大化作為決策目標時，將改變家庭當期多種行為決策，比如降低家庭預防性儲蓄[8-9]、促進自主創業等。[12-13]因此，新農保有助于降低家庭所面臨的養老風險而獲得更高的收入。據此，我們提出如下假說：

H1：農戶在期初參與新農保有助于促進其收入增長。

進一步，研究結合收入來源類型分析新農保將對農戶當期資源配置產生怎樣的影響。一般而言，農戶的收入主要包括經營性收入、工資性收入、財產性收入和轉移性收入。其中轉移性收入主要指國家、單位、社會團體對居民家庭的各種轉移支付和居民家庭間的收入轉移，與農民當期資源配置關聯不大，不作為本研究關注對象。工資性收入主要和非農就業相關，財產性收入則與農戶所擁有的財產水平高度相關，而新農保更多是為農村中老年家庭提供養老保障，具有很強的普惠性質，因而與農戶的非農就業和財產配置的關聯相對較弱。但中老年農村家庭往往是農村中從事各類經營活動，尤其是農業生產的主體，當農戶面臨較高的養老風險時，可能會占用當期的資源來應對未來的收入不確定性，如較低水平的農業生產投入。因而，養老保險作為一種風險分擔工具，可以通過促進農戶增加對農業生產領域的投資，提高經營性收入。這表現為對于農業生產投入水平較低的家庭，新農保更有助于增加其農業生產投入，促進家庭經營性收入增長。因此，我們提出第二個研究假說：

H2：新農保有助于促進農戶經營性收入增長，并且對于農業生產投入較低的家庭，新農保對經營性收入的促進作用將更大。

實現共同富裕的一個重要方式是通過提高社會流動性，將農戶間收入差距控制在一個合理的區間。在初次分配中提高收入增長的同時，社會養老保險能否進一步適應包容性增長的要求？一般而言，相比高收入群體，農村中的低收入群體，不僅面臨更高的風險沖擊，并且應對風險的能力也更為有限。而收入不平等在很大程度上歸因于低收入者的風險考慮，不能合理配置稀缺的資源，使得生產性投資不足而陷入貧困陷阱[21-22]。并且，為了實現終生效用最大化，農戶收入越低，越有跨期平滑收入的動力。因為如果未來領取的養老金相等，那么低收入者未來養老金占實際工資的比例將高于高收入者[23]。因此，對于低收入家庭，新農保所提供的養老風險分擔將更有助于改變當期資源配置不合理的格局，增加收入增長。基于此，我們提出第三個研究假說：

H3：相比高收入群體，新農保更加有利于低收入群體的收入增長。

四 實證策略與數據、變量介紹

（一）數據來源和變量選取

為了最大限度地考察農民家庭收入變化，研究使用了CFPS 2010—2018年五期數據。CFPS數據在2010年基期調查的基礎上，每隔兩年對原有家庭進行一次追蹤調查。調查樣本包含了全國25個省份162個縣635個村莊的14798個家戶，形成了個人、家庭和社區三個層面的數據來反映中國社會各方面的變化。由于新農保適保對象為農村戶籍人口，因此剔除了城市戶籍人口，并對成人問卷、家庭經濟問卷、家庭成員問卷以及村問卷的數據進行篩選和匹配，最終形成了適保農村居民家庭的數據集。

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

核心的解釋變量為家庭是否參與新農保（Insurance）。參考已有文獻關于新農保參保的數據處理步驟，剔除了城市戶籍人口和其他養老保險參與者。在此基礎上，將這些受訪者數據匹配到家庭層面，得到家庭是否參與新農保。由于本文想要考察初期是否參保對收入增長的影響，因此分別采用2010、2012、2014以及2016年調查所得新農保參與情況。

關于控制變量的選取，參考已有研究，包括X和X′這兩類不同的解釋變量[24-25]。前者是對時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，家庭人口結構特征、人力資本狀況以及非農收入來源被認為可能顯著影響農村家庭收入流動性。因此，在研究中，ΔX包括農民家庭勞動力比例變化（Delta_workforce）、勞動力平均受教育程度變化（Delta_edu）、農業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收入增長率的影響。其中，家庭層面包括是否有黨員（Party）、是否流轉土地（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），這是為了讓農村家庭收入和土地這一重要的生產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個家庭樣本，為了避免極端值的影響，對上述所有數值變量1%的極端值進行了縮尾處理。表1報告了所有變量的定義和描述性統計結果。

（二）模型設定

本文采用雙向固定效應模型（FE）和雙重差分法（DID）兩種識別策略估計新農保對收入增長率的影響。具體地，FE模型設定如下：

Income_growthit=α0+βInsuranceit+Xit+

θi+μt+εit（1）

其中，Income_growthit表示農戶下一年相比該年人均收入水平的變化情況。Insuranceit為農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，μt表示年份固定效應。除此之外，為了確保研究結論的穩健性，進一步利用2012年底新農保全面實施這一政策過程，采用雙重差分法來考察新農保對收入增長的影響。具體地，DID模型設定如下：

Income_growthit=α0+βPolicyit+Xit+θi+

μt+εit （2）

其中，Policyit為Ti×Dt）的交乘項，Dt表示政策實施前后的虛擬變量，定義2010、2012年為政策實施前，即Dt=0；2014和2016年為政策實施后，即Dt=1。Ti為農戶在2016年是否有家庭成員參加新農保的虛擬變量，用于表示該家庭是否屬于處理組。如果農戶中有家庭成員在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 實證結果與分析

（一）基準回歸結果

研究首先檢驗農戶參與新農保對收入增長的影響，表2匯報了在控制其他變量的情況下，分別采用FE和DID模型，估計新農保對農戶收入增長率的影響。無論采用哪種方法，農戶在期初擁有新農保，均會顯著提高收入增長率，這與假說1的結論相符。從估計數值來看，FE模型估計結果表明，參與新農保，會使得農戶收入增長率提高57.04%，該值略低于采用DID模型所得到的估計值64.35%。結合樣本情況來看，2010和2016年農戶人均純收入均值分別為5534.23和8072.55元，2016年相比2010年收入增長率為45.87%，而參保將使收入增長率提高約57.04%或64.35%，則收入增長率約為1.02或1.10，此時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，無論采用何種方法，勞動力比例變化和黨員身份對農戶收入增長率均具有顯著正向影響，這與預期一致。另外，農業收入比例與家庭人均收入對收入增長具有顯著的負向影響。前者說明，農民家庭收入的提高主要因為收入的非農化，后者則支持了新古典增長理論關于經濟增長收斂性的推論，也與孫文凱等和嚴斌劍等的結果一致［24-25］。

（二）穩健性檢驗

（1）因變量衡量偏差

收入增長率衡量了收入水平的絕對增長，為了更全面地衡量農戶收入的變化，參考已有文獻，以村為單位，將同村所有農戶收入十等分，得到每個農戶在該村所處的收入位次，進一步得到農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模型的回歸結果如表3所示。結果表明，參與新農保同樣有助于收入位次的提升。

（2）樣本選擇問題

在新農保全面推行前，2010年已有部分地區開展了新農保試點，因此，為了更理想地滿足DID模型的設定，本文將這部分樣本剔除，重新采用FE和DID模型進行回歸。另外，回歸使用了平衡面板數據，這會人為地造成4709個樣本無法納入回歸模型中，因此同樣使用非平衡面板數據采用FE和DID模型估計。回歸結果如表4第二至五列所示，研究關注核心變量系數均顯著為正，說明了本文結論的穩健性。

（3）內生性問題

參與新農保是農戶自愿選擇的結果，可能存在反向因果和遺漏變量所導致的內生性問題。一方面，收入流動性高的農戶可能傾向于參與新農保，另一方面，可能存在其他隨時間變化的遺漏變量，同時影響農戶的參保選擇和收入增長，使得估計存在偏誤。對此，本文在固定效應模型基礎上，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]，選擇縣域層面新農保參與率這一工具變量。一方面，縣域層面新農保參與率是家庭是否參與新農保的加總，工具變量與家庭是否參與新農保高度相關；另一方面，縣域層面的新農保參與率相對外生，并不會影響某個家庭的收入增長情況。實證層面，工具變量與家庭是否參與新農保在1%的水平上顯著為正，工具變量與核心解釋變量高度相關，并且第一階段的F值（craggdonald wald f statistic）為4644.41，遠大于10，表明工具變量通過了弱工具變量檢驗。第二階段回歸結果如表4最后一列所示，回歸結果顯著為正，仍然支持假說1的結論。

此外，本文采用了DID模型檢驗新農保對收入增長的影響，但該方法準確估計的前提是參保與未參保的家庭在新農保政策實施前趨勢一致。為檢驗表2的回歸結果是否滿足上述條件，表5列示了平行趨勢檢驗結果。為避免完全共線性問題，以2010年作為參照組。根據共同趨勢檢驗的判定標準，回歸結果顯示，在2012年政策實施前，農戶是否參保與年份的交乘項并不顯著，而在2012年底新農保政策全面實施后，農戶是否參保與年份的交乘項系數均顯著為正。因此，本文所采用的DID模型滿足平行趨勢的假定。

（三）作用機制檢驗

農戶擁有新農保這一養老風險分擔工具后，可能改變其當期的資源配置，而這直接表現為家庭不同類型的收入變動。因此對應經營性（Operating_income）、財產性（Property_income）、工資性（Wage_income）這三種與農戶當期資源配置高度相關的收入來源，分別討論新農保對這三類收入增長的影響。表6簡單列示了新農保對不同類型收入增長率的影響。由該表可知，相較于工資性和財產性收入，新農保顯著促進了農戶經營性收入增長。

考慮到中老年農村家庭往往是農村中從事農業生產經營活動的主體，進一步基于CFPS中關于農業生產物質資本投入的問題，檢驗農業生產投入（Agri_invest）這一作用機制。由于該變量缺失，匹配后最終得到的樣本量為8203個。平均來看，農戶在農業經營上的支出約為6846元。具體地，通過構建農業生產投入的對數項與農戶參與新農保或新農保政策實施的交乘項進行作用機制檢驗，結果如表7所示。交乘項結果支持了假說2，表明新農保能促進收入增長，尤其是經營性收入增長的效應在農業生產投入較低的家庭更顯著，即新農保能夠有效地緩解農戶養老風險，提高農業生產投入，進而促進經營性收入增長。

（四）新農保與包容性收入增長

對應假說3，研究進一步考察新農保對不同收入水平群體收入增長促進作用的差異性，以驗證新農保能否通過收入增長的累進性降低收入差距。以樣本收入中位數為標準，劃分較低收入組和較高收入組，定義較高收入組取值為1，進一步構建該變量（Group）與農戶參與新農保或新農保政策實施的交乘項，結果如表8所示。交乘項結果支持了假說3，表明新農保更有助于促進低收入組的收入增長，尤其是經營性收入增長。即社會養老保險不僅能在再分配環節調節收入差距，在初次分配環節也具有較強的普惠性，能夠通過包容性收入增長，進一步縮小農村家庭內部貧富差距，實現共同富裕。

六 結論與政策啟示

本文利用CFPS 2010—2018年5期數據，考察了新農保與農戶收入增長的關系和作用機制，并從收入動態增長的視角考察了新農保與收入差距的關系。研究發現，新農保顯著提高了農村家庭收入增長率。作用機制檢驗表明，這主要是由于參保后農戶預期養老風險的降低，會提高當期農業生產投入水平，促進經營性收入增長。并且，對不同收入水平群體的考察指出，新農保具有的收入增長效應對于低收入農戶作用更大，從而有助于緩解收入不平等。

實證結果的政策含義是：進一步健全社會養老保險制度是促進包容性增長、鞏固和拓展脫貧攻堅成果、全面推進鄉村振興、實現共同富裕的重要舉措。因此，在實施社會養老保險政策過程中，首先，應當加強社會養老保險在農村地區的宣傳和實施力度，引導更多的農戶參與社會養老保險，促進收入增長。其次，考慮到新農保有助于改善農村家庭，尤其是農業生產投入水平較低農戶的資源配置，提高經營性收入，應當重視農村家庭所面臨的養老風險，提高農戶的繳費水平，提升其養老風險保障水平，使農戶得以在整個生命周期內實現資源的合理配置。最后，鑒于新農保對低收入家庭收入增長的重要性，應進一步重視對低收入家庭的保障，解決面臨資源限制的農戶參保問題，將低收入農戶有效地納入農村養老保險政策體系，并扶持其逐步提高繳費水平。

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