新農(nóng)保在對(duì)于很多農(nóng)村老人來(lái)說(shuō)相當(dāng)?shù)闹匾�，�?duì)農(nóng)村老人的生活有深遠(yuǎn)的影響，下面小編就為大家?guī)��?lái)了新農(nóng)保在農(nóng)村老人消費(fèi)的影響，感興趣的朋友可以看一看哦！

[摘要]探討新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村老人消費(fèi)的影響可以客觀地衡量新農(nóng)保政策績(jī)效。利用2008年、2012年、2014年與2016年江蘇省東臺(tái)市農(nóng)村老人的調(diào)查數(shù)據(jù)，采用面板數(shù)據(jù)的隨機(jī)效應(yīng)模型，實(shí)證分析了新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村老人消費(fèi)的影響。結(jié)果表明，不僅新農(nóng)保的覆蓋使農(nóng)村老人的消費(fèi)顯著提升，而且對(duì)已獲得新農(nóng)保的老人而言，新農(nóng)保養(yǎng)老金的增加也會(huì)顯著提升農(nóng)村老人的消費(fèi)金額。因此，新農(nóng)保改善了農(nóng)村老人的生活質(zhì)量，提升了農(nóng)村老人的福利，新農(nóng)保政策的實(shí)施已初見成效。

1前言

為應(yīng)對(duì)我國(guó)農(nóng)村地區(qū)日益嚴(yán)重的老齡化問(wèn)題，國(guó)務(wù)院于2009年9月決定在全國(guó)試點(diǎn)新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度（簡(jiǎn)稱“新農(nóng)保”），在2012年實(shí)現(xiàn)新農(nóng)保制度在全國(guó)范圍內(nèi)的覆蓋，并于2014年將其與城鎮(zhèn)居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)合并，統(tǒng)稱為城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)。截至2016年底，已有近5.1億城鄉(xiāng)居民參與城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)，為農(nóng)村老人的養(yǎng)老建立道“安全防護(hù)線”。與此同時(shí)，我國(guó)儲(chǔ)蓄率一直居高不下，農(nóng)村居民的消費(fèi)需求嚴(yán)重不足，極大程度地制約國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的步伐。有學(xué)者認(rèn)為是中國(guó)社會(huì)保障體系不完善導(dǎo)致的。自國(guó)內(nèi)外養(yǎng)老保險(xiǎn)實(shí)施以來(lái)，越來(lái)越多學(xué)者從理論和實(shí)證等角度，證明養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)消費(fèi)所發(fā)揮的作用。岳愛(ài)、楊矗等（2013）利用生命周期理論，構(gòu)建研究框架，分析新農(nóng)保影響消費(fèi)的作用機(jī)理，并利用全國(guó)農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)調(diào)查進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)論表明，對(duì)繳費(fèi)階段的參保人而言，參保農(nóng)戶的消費(fèi)明顯高于未參保農(nóng)戶，尤其是低收入家庭的消費(fèi)情況。養(yǎng)老保險(xiǎn)促進(jìn)消費(fèi)的原因，一方面可能是因?yàn)榫用竦念A(yù)防性儲(chǔ)蓄因養(yǎng)老保險(xiǎn)的實(shí)施而減少，且讓養(yǎng)老保險(xiǎn)的消費(fèi)增進(jìn)效果具有乘數(shù)效應(yīng)；另一方面，也許是因?yàn)樾罗r(nóng)保提高居民的消費(fèi)意愿。與上述觀點(diǎn)不同，有學(xué)者認(rèn)為養(yǎng)老保險(xiǎn)抑制處于繳費(fèi)階段的個(gè)人或家庭的消費(fèi)。若家庭面臨信貸約束和目標(biāo)性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，參保家庭消費(fèi)也會(huì)減少。除繳費(fèi)群體外，也有許多居民處于領(lǐng)取階段，養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)這部分群體有何作用呢？有些學(xué)者認(rèn)為養(yǎng)老保險(xiǎn)促進(jìn)領(lǐng)保人員的消費(fèi)，進(jìn)一步改善低收入家庭中老人的生活狀況。相反，有學(xué)者認(rèn)為新農(nóng)保養(yǎng)老金水平較低，并不能提高農(nóng)村老人的生活水平。同時(shí)，有些研究發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)不同戶籍群體的消費(fèi)有截然相反的結(jié)論。此外，有學(xué)者另辟途徑，從代際轉(zhuǎn)移角度分析養(yǎng)老保險(xiǎn)的政策效果。那新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村老人的消費(fèi)帶來(lái)了何種影響呢？新農(nóng)保實(shí)施至今，一直處于不斷推進(jìn)和完善的過(guò)程。在這期間，主要經(jīng)歷“制度從無(wú)到有”及“金額從少到多”兩種變化，這兩種具體的變化對(duì)農(nóng)村老人的消費(fèi)造成的影響，是本文探究的重點(diǎn)。因此，本文利用2008年、2012年、2014年與2016年江蘇省東臺(tái)市農(nóng)村老人的調(diào)查數(shù)據(jù)，構(gòu)造面板數(shù)據(jù)，考察新農(nóng)保的實(shí)施以及新農(nóng)保的金額對(duì)農(nóng)村老人消費(fèi)的影響，以期評(píng)估新農(nóng)保政策實(shí)施的效果。

2數(shù)據(jù)及描述性統(tǒng)計(jì)

2.1樣本選擇

本文所使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于作者在2017年12月走訪江蘇省東臺(tái)市的“新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的實(shí)施效果”調(diào)查。調(diào)查內(nèi)容圍繞調(diào)查對(duì)象2008年、2012年、2014年、2016年四個(gè)年度的消費(fèi)信息、個(gè)人及家庭基本信息、個(gè)人新農(nóng)保領(lǐng)取信息等情況展開。本文采用分層隨機(jī)抽樣的辦法選取了樣本村。具體的抽樣方法是：首先將東臺(tái)市的14個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)按照農(nóng)村居民人均可支配收入進(jìn)行排序后，分成高、中、低三個(gè)層級(jí)；然后在各層級(jí)中隨機(jī)抽選一個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)；最后將抽選鄉(xiāng)鎮(zhèn)中得所有村莊按照村集體收入等條件依次排序，再抽選出一個(gè)中等層次的村莊。在每個(gè)村中按照隨機(jī)抽樣的方法，調(diào)查100名62歲以上的農(nóng)村老人。最終共收集300份調(diào)查樣本。為研究新農(nóng)保覆蓋對(duì)消費(fèi)的影響，本文構(gòu)建2008年與2012年兩期面板數(shù)據(jù)，有效樣本量為426個(gè)。另外，為了進(jìn)一步考察新農(nóng)保金額的增加所帶來(lái)的政策效果，探析新農(nóng)保養(yǎng)老金對(duì)消費(fèi)的影響，本文剔除2012年以后領(lǐng)取新農(nóng)保的樣本，使用2012年、2014年及2016年三期面板數(shù)據(jù)，共篩選有效樣本量639個(gè)。

2.2變量定義

“消費(fèi)”是本文的被解釋變量，采用絕對(duì)值或?qū)��?shù)值的形式。它是指家庭中老年人的日常生活費(fèi)用支出，是老人花費(fèi)在食品、衣著、交通、水電、通訊、網(wǎng)絡(luò)、醫(yī)療保健等方面的總金額，不包含大病支出和人情往來(lái)禮金等費(fèi)用。本文考察的主要自變量有兩個(gè)。在分析新農(nóng)保覆蓋對(duì)農(nóng)村老人的影響時(shí)，主要自變量是“農(nóng)村老人是否領(lǐng)保”。在分析養(yǎng)老金對(duì)消費(fèi)的邊際影響時(shí)，主要自變量為“被訪老人當(dāng)年領(lǐng)取的養(yǎng)老金金額”。與以往研究學(xué)者相似，本文的控制變量包括：①個(gè)人特征變量，即年齡、性別、婚姻狀況、受教育程度、自評(píng)健康狀況；②家庭特征變量，即目前存活子女?dāng)?shù)、是否與子女同住、與子女的親密關(guān)系、是否照顧（外）孫子女、當(dāng)年老人及配偶的年收入（扣除被訪者及配偶領(lǐng)取的養(yǎng)老金）、子女家庭轉(zhuǎn)移支付金額。其中，子女家庭轉(zhuǎn)移支付金額是指子女以及該子女養(yǎng)育的子女（即老人的（外）孫子女）給予老人用于日常生活的經(jīng)濟(jì)補(bǔ)助，包含魚、肉、營(yíng)養(yǎng)品等實(shí)物型補(bǔ)助和人民幣等非實(shí)物型補(bǔ)貼。實(shí)物型補(bǔ)助按照當(dāng)年物價(jià)水平，轉(zhuǎn)化為人民幣計(jì)算。年收入和轉(zhuǎn)移支付金額均采用絕對(duì)值或?qū)��?shù)值形式。

2.3描述性統(tǒng)計(jì)

表1列出東臺(tái)市農(nóng)村老人相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從表1中可以看出，本文關(guān)注的因變量——農(nóng)村老人的消費(fèi)，呈增長(zhǎng)趨勢(shì)，2008年農(nóng)村老人的消費(fèi)只有2782元，但2012年、2014年和2016年消費(fèi)分別上漲至3561元、4278元和5062元。伴隨著消費(fèi)的增加，新農(nóng)保政策也表現(xiàn)“制度無(wú)到有”以及“金額從少到多”的變化。例如，在2008年新農(nóng)保未實(shí)施前，農(nóng)村老人均無(wú)人領(lǐng)取養(yǎng)老金，而新農(nóng)保實(shí)施后，2012年農(nóng)村老人參保率高達(dá)100%，且每年領(lǐng)取養(yǎng)老金均值從2012年的520元增加到2016年的1503元。與此同時(shí)，農(nóng)村老人及配偶的收入呈下降趨勢(shì)，由每年9062元減少到每年7699元。另外，表1也顯示了此次調(diào)查對(duì)象的基本特征：農(nóng)村老人平均年齡超過(guò)64歲，女性略多，文化程度集中在文盲和小學(xué)階段，身體狀況為健康的老人偏多。

3實(shí)證分析

3.1模型

本文使用的是短面板數(shù)據(jù)，具體模型如下：不可觀測(cè)的隨機(jī)變量μi是代表個(gè)體異質(zhì)性的截距項(xiàng)；εit為隨個(gè)體i與時(shí)間t而改變的擾動(dòng)項(xiàng)。β0是常數(shù)項(xiàng)，β1是待估參數(shù)，δn是待估參數(shù)（n為1至對(duì)應(yīng)組所包含變量數(shù)）。在處理短面板數(shù)據(jù)時(shí)，常用固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)等回歸方法，究竟該選用哪種估計(jì)方法，須通過(guò)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)來(lái)決定。本文的數(shù)據(jù)經(jīng)過(guò)豪斯曼檢驗(yàn)后，發(fā)現(xiàn)隨機(jī)效應(yīng)模型比固定效應(yīng)模型更有效。根據(jù)隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)方法處理數(shù)據(jù)，分別回歸新農(nóng)保覆蓋及金額對(duì)農(nóng)村老人消費(fèi)的影響，得到結(jié)果如表2所示。

3.2回歸結(jié)果

表2中（1）是“農(nóng)村老人是否領(lǐng)取新農(nóng)保對(duì)老人消費(fèi)的影響研究”的回歸結(jié)果，從回歸分析的結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，主要自變量“是否領(lǐng)取”的回歸系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，數(shù)值為0.516，說(shuō)明領(lǐng)取新農(nóng)保比沒(méi)有領(lǐng)取新農(nóng)保時(shí)農(nóng)村老人的消費(fèi)提升51.6%。這是因?yàn)�，新農(nóng)保實(shí)施后，農(nóng)村老人每月可領(lǐng)取養(yǎng)老金，增加農(nóng)村老人的當(dāng)期收入，減弱老人的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，促進(jìn)老人消費(fèi)。在控制變量方面，年齡、性別、與子女同住對(duì)老人消費(fèi)起到顯著地抑制作用。年齡每增加1歲，消費(fèi)會(huì)降低近3.97%。這可能是兩方面原因的共同作用，一是老年人自身技能的退化，導(dǎo)致收入的降低，引起消費(fèi)需求的減少；二是老人隨著年齡增長(zhǎng)面臨重大疾病沖擊的風(fēng)險(xiǎn)增加，老人會(huì)有強(qiáng)烈的儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)。女性老人的消費(fèi)比男性低21.7%，也許是因?yàn)榕�性多是風(fēng)險(xiǎn)厭惡者，習(xí)慣用傳統(tǒng)的儲(chǔ)蓄方式來(lái)應(yīng)對(duì)不確定的風(fēng)險(xiǎn)。與子女同住的老人比未同住老人在一年的消費(fèi)上要少57.3%，原因在于依照中國(guó)傳統(tǒng)觀念，老人與子女住在一起，相當(dāng)于子女照顧老人，家庭的日常開銷均由子女負(fù)責(zé)，老人用于的食品等主要消費(fèi)品的費(fèi)用也會(huì)減少許多。健康水平、家庭規(guī)模以及老人的收入水平對(duì)消費(fèi)有著促進(jìn)作用，回歸系數(shù)分別為0.101、0.147、0.0833。此外，受教育程度越高、已婚、照顧（外）孫子女的老人在每年的消費(fèi)上會(huì)較多，雖然在統(tǒng)計(jì)結(jié)果上回歸系數(shù)并不顯著。表2中（2）進(jìn)一步分析養(yǎng)老金金額對(duì)老人消費(fèi)金額的邊際影響，用主要自變量“一年實(shí)際領(lǐng)取養(yǎng)老金對(duì)數(shù)值”，考察其對(duì)因變量“老人年消費(fèi)對(duì)數(shù)值”的影響，回歸系數(shù)表示邊際彈性。實(shí)證發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老金的增加顯著促進(jìn)了農(nóng)村老人的消費(fèi)。在其他因素保持不變的情況下，當(dāng)養(yǎng)老金金額提高1%時(shí)，農(nóng)村老人用于日常生活的消費(fèi)支出也會(huì)提升0.682%。根據(jù)回歸系數(shù)0.682，可進(jìn)一步計(jì)算養(yǎng)老金對(duì)于老人消費(fèi)的邊際替代率水平。以樣本在2012年養(yǎng)老金待遇均值520元和年度消費(fèi)金額均值3561元（見表1的描述性統(tǒng)計(jì)）為基準(zhǔn)來(lái)?yè)Q算，可得，當(dāng)年度領(lǐng)取的養(yǎng)老金每增加1元時(shí)，同期的消費(fèi)將增加4.670元。與新農(nóng)保實(shí)施對(duì)消費(fèi)的影響類似，年齡、性別、與子女同住的回歸系數(shù)為負(fù)，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著�；橐鰻顩r、老人及配偶收入、子女家庭轉(zhuǎn)移支付金額對(duì)老人消費(fèi)繼續(xù)發(fā)揮促進(jìn)作用，并均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。

4主要研究結(jié)論和政策建議

本文利用東臺(tái)市農(nóng)村老人的調(diào)查數(shù)據(jù)，研究新農(nóng)保的政策效果，通過(guò)回歸分析發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是新農(nóng)保的實(shí)施亦或是養(yǎng)老金的增加都顯著促進(jìn)農(nóng)村老年人的消費(fèi)。新農(nóng)保實(shí)施后，老人的消費(fèi)比未領(lǐng)取新農(nóng)保時(shí)增加了51.6%。養(yǎng)老金的增加進(jìn)一步引發(fā)農(nóng)村老人的消費(fèi)欲望，當(dāng)領(lǐng)取養(yǎng)老金每年增加1元時(shí)，同期的老人消費(fèi)將增加4.670元。究其原因，在于新農(nóng)保雖然養(yǎng)老金待遇偏低，但是以國(guó)家為主導(dǎo)，具有穩(wěn)定性和持續(xù)性等特點(diǎn)，所以深得老年人的信賴，有效加強(qiáng)老人對(duì)未來(lái)收入的預(yù)期，降低老人為不確定性風(fēng)險(xiǎn)而進(jìn)行預(yù)防性儲(chǔ)蓄的傾向。同時(shí)，不斷上調(diào)的養(yǎng)老金標(biāo)準(zhǔn)，進(jìn)一步增強(qiáng)老人面臨未來(lái)風(fēng)險(xiǎn)的信心，進(jìn)而釋放老人的消費(fèi)需求，增加當(dāng)期消費(fèi)。本文研究結(jié)論表明，新農(nóng)保在一定程度上促進(jìn)了農(nóng)村老人的消費(fèi)，改善了農(nóng)村老人的福利狀況，提高了農(nóng)村地區(qū)老人的生活水平。這對(duì)拉動(dòng)內(nèi)需，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。但城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老待遇仍有較大差距，我們需繼續(xù)加大新農(nóng)保改革力度，提高農(nóng)村老人的消費(fèi)水平，切實(shí)發(fā)揮新農(nóng)保的兜底保障作用。

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