新农保对农村老年居民消费的影响研究

新型农村养老保险（新农保）是农村社会保障体系中重要的一项，其发展和完善能够稳定农民的老年预期，促进消费的增长。利用2013年中国健康与养老追踪调查数据(CHARLS)，评估新农保对农村老年消费支出的影响，可以发现：（1）新农保养老金每增加1%，当期老人的消费将增加0.218%；（2）新农保对不同群组老年人的消费影响存在异质性，如对中东部老年人的消费并未造成显著性影响，但西部老年人养老金每增加1%，当期消费增加0.249%；（3）老年人金融资产对消费的促进作用小于新农保的政策效应；（4）新农保缩小了不同地区、不同身体状况以及不同年龄段老年人间的消费差距，促进了基本公共服务均等化。对此，应提高新农保支付水平，尤其是西部地区，同时促进多元养老主体间的协同供给；降低老年人医疗自付比重、增加高龄津贴及长期护理补贴等，以改善老年人间的消费差距。

一、引言与文献综述

老年是生命周期中消费水平较高而收入较低的阶段，随着人口老龄化的发展，老年消费已经成为居民消费的一个重要组成部分。但是相比老龄化的其他热点问题，学界对老年消费的研究还处于起步阶段。[1]中共中央于2009年推出新型农村社会养老险（简称“新农保”），其主要政策目标是实现农村居民老有所养，而老年人的消费支出是衡量老有所养的重要经济指标。

国内外关于社会保障对消费影响的研究较为丰富。其理论基础可以追溯到莫迪利亚尼提出的消费和储蓄的生命周期理论。[2]费尔德斯坦对此进行了丰富和扩展，认为社会养老保险制度影响个体生命周期内的收入流，进而影响其消费和储蓄决策，其净影响由财富的引致退休效应与替代效应的作用大小决定。[3]费尔德斯坦和利布曼在一个不考虑借贷约束及不确定性的生命周期消费储蓄模型中，发现养老金和消费、储蓄之间的关系取决于养老保险收益和缴费的相对关系，养老保险收益与缴费相当时，不影响当期消费；如果收益大于缴费，则会增加消费，否则降低消费。[4]考特利克夫的研究表明社会养老保险对不同资产家庭、教育程度人群的消费和储蓄决策影响具有较大异质性。[5]而坎特和菲什巴克、恩根和格鲁伯等人的研究表明社会保障体系对居民消费具有显著促进作用。[6][7]凯斯和迪顿发现养老金能改善南非老年人的生活条件，保证营养状况和增加老人消费支出。[8]范和刘研究发现台湾地区农民养老金尽管对子女的经济支持存在一定程度的挤出效应，但仍然在总量上增加了老人收入，改善了老人的经济资源和营养物质条件。[9]

国内相关实证研究的成果主要有，王晓霞、孙华臣通过Granger因果关系检验发现社会保障支出是影响消费需求变化的一个因素,在定量关系上,社会保障支出每增加1%,消费需求将会减少0.37%。[10]王旭光等利用中国家庭追踪数据库年度数据，研究发现：对于未满60岁的个体而言，新农保对其消费、储蓄行为影响不显著，而对已满60岁可以领取养老金的个体，新农保对其具有显著的促进作用。[11]刘畅以中国1989—2005年的社会保障支出水平和居民消费数据为样本,实证结果表明社会保障支出每增加1个单位,能带动居民消费同向变动0.621个单位。[12]蒋彧、全梦贞利用我国2002—2015年省际数据进行实证研究，表明我国养老保险水平的提高对城镇居民消费具有明显的促进作用。[13]沈毅、穆怀中利用2011年全国31个省（市）的统计数据进行回归分析，结果表明农村养老基金平均每增加1亿元支出，可以扩大农村居民生活消费支出大约18亿元。[12]岳爱等利用全国性农户层面随机抽样调查数据进行实证分析，结果表明“新农保”政策实施后参保农户的家庭日常消费支出显著高于未参保农户。[14]张川川等使用2011年中国健康与养老追踪调查数据进行实证分析，结果表明，“新农保”政策显著提高了农村老人的收入、减少了贫困的发生、提高了其主观福利，并在一定程度上促进了家庭消费。[15]

国内外相关文献对本文研究具有重要借鉴价值，但是由于国情各异，养老金的筹资模式、计发方式和支付水平不同，各国社会养老保险对居民消费的影响也不一样。即使在中国，由于各地居民的文化传统、生活水平以及消费理念的差异，使得养老保险对城乡居民甚至农村不同地区居民的消费影响存在异质性。目前国内已有研究主要集中于城市养老保险对居民家庭消费的影响，但针对新农保对农村居民消费影响的实证分析十分有限，研究仍然存在一些不足。如沈毅、穆怀中使用31省（市）的宏观数据，不可能考虑个体家庭微观特征的影响，以及新农保对不同群体居民的消费影响；岳爱等使用自己调查的微观数据，考虑了家庭特征，针对全员参保农户和未全部参保农户的消费影响进行了对比分析，但是无法知晓新农保对居民消费的边际作用水平。

目前还没有针对农村老年居民消费影响的专题文献，只是在研究农村居民生活质量或新农保政策实施效果时，涉及老年消费问题。本文将根据新农保的制度特征，借鉴已有文献的计量分析方法，基于收入消费理论，采用2013年中国健康与养老追踪调查(CHARLS)高质量的大型微观数据。为了区分新农保与其他养老金的消费效应，选择60岁以上只领取新农保养老金的农村户籍或城乡居民户口的老年人为样本，实证研究新农保对农村老年居民消费支出的促进水平，以及新农保对不同群组老年人的消费影响。

二、新农保对农村老年居民消费影响的机理分析与模型构建

根据国发【2009】32号文件规定①,新农保的创新突出表现在待遇支付和筹资原则上，养老待遇包括基础养老金和个人账户部分。其中最低标准的基础养老金由国家财政全额支付，目前标准是人均每月70元。领取年龄要求达到60周岁，对于新农保开始实施时已年满60周岁，又未享受城镇职工基本养老保险待遇的居民不用缴费，就可以按月领取基础养老金，要求其符合参保条件的子女必须参保缴费。由于新农保实施时间还不长，所以目前60岁以上农村老人领取的养老金主要是基础养老金，而基础养老金又具有非缴费性和普惠性，已经成为农村老人一笔不菲的收入。②而基础养老金由国家财政保障支付，具有终生性。根据弗里德曼的收入假说理论，消费水平取决于持久收入而不是暂时性收入，如果收入的变动是持久的，增加的大部分收入将会用于消费，否则就会被储蓄。

当然，新农保在增加老人收入来源的同时，对子女的代际支持可能存在“挤出效应”，如陈华帅、曾毅研究发现农村老人的养老金在平均值基础上每增加1元，将导致子女的经济支持减少0.808元。但是总体上仍然增加了老年人的净收入，而且大多数研究表明养老金会促进消费。[15]根据以上研究和理论推理，本文假设新农保增强了农村老人未来收入预期，降低了他们的预防性储蓄动机，有利于促进农村老人消费。当然，新农保扩大农村老人消费效应的假定，还需要进一步的实证分析才能加以判断。

基于以上的理论分析和研究假设，构建本文的实证分析模型(1)。

本文的因变量是农村老年家庭人均日常生活消费支出，主要自变量是农村老人领取的年养老金额。考虑其他家庭特征也可能影响老年家庭日常消费，因此在模型(1)中还控制了性别、年龄、配偶、地区、健康状况、老年家户资产等变量。

其中，y代表农村老年家庭日常生活消费支出，包括衣着消费、旅游支出、取暖、耐用品、教育培训、医疗、保健、购车、交通通讯等13个项目的货币性支出；I代表农村老人领取的年养老金额，X代表一组外生控制变量集。除了主要自变量年养老金额外，最终进入模型的控制变量有7个，其中4个定性指标是性别、配偶、居住地区、自评健康情况；3个定量指标包括年龄、健在子女数、老年家户金融资产（包括现金和储蓄）。

三、数据来源与变量说明

本文使用的数据来自中国健康与养老追踪调查 （China Health and Retirement Longitudinal Study,CHARLS），CHARLS旨在收集一套代表中国45岁及以上中老年人家庭和个人的高质量微观数据，全国基线调查于2011年开展，覆盖150个县级单位、450个村级单位、约1万户家庭中的1.7万人。这些样本以后每两年追踪一次，数据整理一年后向学术界公开，本文使用2013年跟踪调查数据，是截至目前所能获取的最新数据。为了区分新农保政策效应与其他形式养老金的效应，本文选择只领取新农保养老金的农村户籍或城乡居民户口的60岁以上老人为样本，剔除缺失值后的样本量为1900个。1900个样本涵盖全国28个省份，大约一半的县（市、区），具有广泛的地域代表性和大样本特征。

本文最终进入计量模型的自变量共有8个，其中哑变量居住地区分为东（包括东北地区）、中、西部，为了用定性自变量反映地区情况，构造了如下2个0-1型自变量：以中部为参照组，“东部”=1，“其他”=0；“西部”=1，“其他”为0；“东部”和“西部”同时为0表示“中部”。自评健康是基于问卷中“您觉得您的健康状况是很好、好、一般、不好、很不好”的回答。本文将健康状况由原来的5个等级处理成3个等级，“很好”“好”合并为“健康状况好”；“不好”“很不好”合并为“健康状况差”。同理，为了反映身体健康状况，引入如下2个0-1型自变量：以健康情况好为参照组，“健康状况一般”=1、“其他”=0；“健康状况差”=1，“其他”=0；“健康状况一般”和“健康状况差”同时为0表示健康情况为好。本文将年龄分为低龄、中龄和高龄，分别界定为60-69岁、70-79岁、80岁以上，实际样本在63岁-95岁之间，平均值为71.43岁。为了避免模型产生异方差，对老年家庭人均年消费支出、年养老金额、老年家庭年金融资产进行了对数处理。变量说明与样本的描述统计具体情况见表1。

表1 变量说明及样本的描述性统计

四、实证结果与分析

（一）新农保对老年居民消费支出的影响

表2是新农保对老年居民消费影响的估计结果，回归方程整体显著。为了进一步验证模型是否存在异方差，采用怀特（White）检验。检验的零假设是残差不存在异方差性，怀特检验的收尾概率P=0.0865，得出接受原假设，则模型在5%的显著性水平下不存在异方差。

根据估计结果，在其他情况不变的前提下，新农保养老金年均每增加1%，当期老年居民消费支出平均增加0.218%，按照本文样本的平均数据计算，养老金每增加1元，老年人均消费相应增加0.74元，即边际消费倾向为0.74。说明新农保养老金基本用于老人日常生活消费，能有效改善农村老人的消费水平。这与弗里德曼的收入假说理论相吻合，因为新农保养老金是一项持久的收入，它大部分将用于消费，而不是被储蓄。此外，农村老人收入水平较低，其边际消费倾向更高，如果增加养老金待遇能够有效促进农村老人的消费支出。

但是其总体效应还是非常有限，其主要原因是新农保的支付水平较低。按照目前全国统一基础养老金标准每月70元计算，年支付水平为840元，仅占2015年农村人均收入11422元的7.4%。此外，新农保养老金对子女的代际支持可能存在“挤出效应”，如2011年参保老人所获得子女的代际年支持金额相对未参保老人减少了587.1元，占同期养老金均值的62.4%。[17]“挤出效应”会削弱新农保对老年消费的促进作用，同时，还会降低老人的家庭赡养预期以及对子女的养老期待，从而增强预防性储蓄动机，降低消费水平。

老年家庭金融资产年均每增加1%，老年居民消费支出相应增加0.115%，小于养老金对消费的拉动作用。因为新农保养老金具有持久性，降低了老人预防性储蓄动机，更有利于刺激消费。老人年龄每增加1岁，其家庭消费将平均减少0.027%。因为随着年龄增长，老人的支付能力降低，消费行为更加节俭，吃用开支相应减少。这与张岭泉等、李培林和张翼等学者的研究观点基本相同。[18][19]但是，理论上老人的身体素质随着年龄的增加而恶化，应该产生更多的医疗费用支出。可能的解释是老人自付的医疗费用增幅小于其他消费项目的减幅。可见，完善城乡居民医疗保险，不仅能抑制老人体质恶化的速度，而且还能增加老人用于健康投资的支出。

子女数每增加1个，家庭消费平均增加0.088%，这与传统的多子多福较为一致，当然对消费的影响力度较小。在5%显著性水平下，性别对老人消费的影响暂时没有差异；有偶老人的平均消费要比无偶老人的高。东部老人家庭消费最高，中西部地区老人家庭消费暂时没有显著差异。健康状况不好的老年居民消费支出比健康状况好的更多，其中健康状况差的老人消费支出最多，可能原因是身体差的老人医疗支出更多，而医疗支出是老人最大的货币性消费支出，平均占比高达50%。③

表2 新农保对老年居民消费影响的估计结果

（二）新农保对不同群组老年居民消费支出的影响

不同群组老人因为经济能力、消费水平、健康状况甚至消费理念的不同，将可能造成新农保对不同群组老人的消费影响在统计学意义上存在异质性。对政策影响异质性的研究有助于问题的深入认识以及政策建议的针对性。对此，本文将按照年龄、健康状况、地区进行分组估计以检验模型的稳健性，表3是分组估计的结果。年龄是影响老人消费的重要因素，低龄、中龄、高龄老人的消费支出结构和总量会有所差异。根据年龄分组的估计结果，除了高龄老人组外，中、低龄老人组的回归方程总体显著；除了健康状况较差的老人组，身体健康和一般老人组的回归方程总体显著；按地区分组估计的三组回归方程总体均显著。

根据分年龄估计结果，新农保养老金平均每增加1%，中龄老人的消费支出增幅略高于低龄老人。家户金融资产平均每增加1%，低龄老人的消费支出相应增加0.092%，而中龄老人增加更多，为0.135%。根据身体健康状况分组估计，新农保养老金对身体较好老人的消费影响暂时不显著；身体一般老人的养老金平均每增加1%，其消费支出将增加0.315%，边际作用较大。身体较好老人的家庭资产平均每增加1%，其当年消费支出相应增加0.107%；而对身体一般老人的消费刺激略大一点。根据分地区估计结果，新农保对中部和东部老人的消费并没有造成显著性影响，而西部老人养老金平均每增加1%，当年老人消费支出相应增加0.249%。

表3 新农保对不同群组老年居民消费影响的估计结果

以上分组估计结论的可能解释，低龄老人的收入水平要高于中龄老人，增加的养老金或资产在整个收入中的比重相对低些，故养老金的边际消费促进力度相对弱些。正如边际消费倾向递减规律，收入水平较高人群的边际消费水平相对较低。以上结论说明，新农保政策效应在年龄、身体状况、地区上存在统计学意义上的差异性，并缩小了中低龄老人、身体好和一般老人以及不同地区老年群体间的消费水平差距。说明新农保有利于促进基本公共服务的均等化，这也是新农保的一个重要政策目标。

此外，老人家户金融资产有利于增加消费，其中对中部老人的作用最大，每增加1%，老人的消费支出平均增加0.156%。性别对老人的消费没有显著影响；有偶和子女数有助于增加老人的消费支出，这与传统的多子多福相类似。东中部有偶老人的消费情况基本无差异，而西部有偶老人的消费最多，说明西部老年生活对配偶的依赖更大。子女数有利于增加东西部老人的消费支出，东部增加更明显，而对中部影响不大，说明中部老人对子女养老的依赖程度相对低些。年龄越低、身体状况越好的有偶老人的消费支出越大。可能原因是收入来源多元化，收入水平较高。

健康状况差的老人消费支出要比健康状况好的老人多，其西部地区更突出。身体状况越差、年龄越大的老人，其消费支出越多，说明医疗费用对老人消费支出的影响较大。地区未对健康老人的家庭消费支出造成显著差异；而身体一般的老人，东部的家庭消费最低，中西部却没有显著差异。

随着年龄增加，老人的消费支出总体呈递减趋势。其中东部老人消费减少最多，年龄平均每增加一岁，东部老人消费减少0.049%，中部减少0.022%，西部不显著。其可能原因是东部老人生活条件较好，身体健康状况随着年龄增加的恶化程度要小些，相应的作为老人最大货币性支出的医疗费用增幅相对小些，而其他吃穿用等方面减少较多，从而形成东部老人消费总量降幅最大。东、西部地区的低龄老人消费支出均低于中部地区；而地区对中龄老人的消费影响没有显著差异。

五、结论与政策建议

本文根据新农保的制度特征，在机理分析的基础上，构建了新农保对农村老年居民消费影响的研究框架。利用2013年中国健康与养老追踪的大型高质量微观调查数据(CHARLS)，选择60岁以上具有广泛地域代表性的1900个农村老人为样本，全面评估了新农保对农村老年居民消费支出的影响以及对不同群组老人消费影响的异质性。为完善新农保政策、促进农村老年人消费、改善农村老年人口养老质量提供了理论依据。

研究结果表明，新农保养老金平均每增加1%，当期老年居民的消费支出相应增加0.218%，边际消费倾向高达0.74。新农保对不同群组老人的消费影响存在异质性。在年龄上，中龄老人养老金的边际消费促进作用高于低龄老人。就身体状况而言，新农保养老金对身体较好老人的消费影响暂时不显著，但身体一般老人的养老金平均每增加1%，其消费支出将增加0.315%。在地区上，新农保对中部和东部老人的消费并未造成显著性影响，但西部老人养老金每增加1%，其消费支出将增加0.249%。新农保对不同群体老人的政策效应具有异质性，而且缩小了中低龄老人、身体好和一般老人以及不同地区老年群体间的消费水平差距，有利于促进基本公共服务的均等化。

此外，家户资产总体增加了老人的消费，其中对中龄老人的促进作用最大。随着年龄增长，老人的消费总体呈下降趋势，其中东部老人的消费减少最多。健康状况差的老人消费支出要比健康状况好的老人多，其中西部最为突出。东、西部地区的低龄老人消费支出均低于中部地区；地区对健康老人的家庭消费支出未造成显著差异。身体状况越差、年龄越大的老人，其消费支出越多，说明医疗费用对老人消费支出的影响较大。有偶和子女数有助于增加老人的消费支出。子女数对东部老人的消费刺激最大，而对中部老人的影响最小，说明中部老人对子女养老的依赖程度相对低些。

对此，建议如下：第一，提高新农保保障水平同时，通过宣传教育，避免子女对老人的过度剥削，保持代际的互惠均衡。同时倡导自我养老理念，以便实现家庭养老与自我养老的会通。要从农村养老供给侧改革出发，树立多元养老供给主体协同治理理念，充分发挥政府、家庭、个人、社会等主体的养老功能，使得政府养老（如新农保）、家庭养老、自我养老以及社会服务之间形成合力，实现四位一体的养老供给机制。第二，老年金融资产对消费的促进作用小于新农保的政策效应。对此，通过完善财政补贴缴费激励机制、合理确定个人账户资金的投资收益率，鼓励农村居民增加个人缴费。相对个人储蓄，增加新农保的个人缴费，更有利于农村老年居民消费水平的提高，也是自我养老的有效实现方式。第三，进一步完善新农合，降低老人医疗自付比重，有利于弱化老人预防性储蓄动机，刺激消费并改善老年生活质量。此外，必须通过合理的制度设计，改善农村老人消费水平差距，促进农村老年人口生活质量的均等化，比如提高西部新农保的财政补贴力度，增加高龄老人津贴，对长期不能自理老人实行长期护理补贴制度等，以此改善老人间消费水平差距，促进基本公共服务的均等化。

注释：

①2009年9月中华人民共和国国务院《关于开展新型农村社会养老保险试点的指导意见》。

②我们课题组于2015年初对江西省新农保影响农村老人生活质量问题进行了田野调查。遂川某采茶村不种粮食，其中有一对70岁以上的夫妇，育有三子一女，除了一点菜地，老人基本没有其他农业产品，生活来源几乎完全依赖子女,其中，儿子每人每年1200元，女儿每年600元。按照江西省最低标准每月80元计算，年养老金960元，接近一个儿子的货币支持。这对老年夫妇在农村算是老有所养的，而大部分种粮区老人基本是活到老做到老，自己养活自己，子女给的零用钱非常少。按照国家统一标准70元计算，一年养老金最少是840元，对于农村老人来说真的是一笔不菲收入，但远远不足以养老。

③根据本文1900个样本的平均消费支出数据计算。