新型農村養老保險對家庭儲蓄的影響基於CFPS數據的研究

原標題:新型農村養老保險對家庭儲蓄的影響基於CFPS數據的研究

以上居民的儲蓄率。新農保實施之後，60歲以下居民處於參保繳費的階段，但由於絕大多數居民的新農保繳費額僅有1元，其預期未來產生的養老金收益較小，因此很難通過財富替代效應和降低收入風險的渠道減少居民儲蓄。但是，60歲以上的居民受到新農保的影響更為直接，他們不需要繳費就可以直接領取養老金，其領取的年養老金絕對數額雖然不大（約660元），但占收人的平均比重達到了22.4%，而且立即實現的養老金財富可以有效降低當前的收入風險。

本文以下部分的結構安排如下：第二部分回顧養老保險對家庭儲蓄影響的，並介紹新農保實施的制度背景；第三部分介紹本文所使用的數據，並對主要變數進行描述；第四部分討論60歲以下居民參與新農保繳費對儲蓄影響的回歸結果；第五部分討論60歲以上居民領取新農保養老金對儲蓄影響的回歸結果；第六部分總結全文。

二、回顧和背景介紹養老保險對家庭儲蓄影響的理論，可以追溯到Modigliani（1970）提出的生命周期理論。這一理休后的消費。FeldStein（1974）在這一理論基礎上，提出養老保險對儲蓄具有「財富替代效應」，繳納養老保險費后所預期的未來能領取的養老金（即養老金財竄）將減少當前的個人儲蓄。換句話說，養老保險繳費作為一種強制儲蓄形式會擠出個人當前的其它自願儲蓄。

但是，如果人們在年輕時儲蓄還具有其他目的，並不僅僅是為了養老，養老金對儲蓄的擠出作用將減少。例如，SarmviCk（1998）指出，為應對大額支出風險（如住房或大病醫療），人們存在目標儲蓄動機，即居民有一個儲蓄的目標值，因此養老保險並不會減少居民的自願儲蓄。另外一些研究指出，如果家庭存在流動性約束，養老保險對降低儲蓄的作用也將大打折扣（Hubbard，養老保險除了通過「財富替代效應」減少居民儲蓄外，也可以通過降低人們未來（尤其是退休后）的收入風險，從而降低預防性儲蓄（Hubbardudd，1987）。預防性儲蓄是家庭為應對未來收入或支出風險而產生的一種儲蓄動機。根據易行健等（2008）的研究，家庭具有十分強的預防性儲蓄動機。

自從20世紀70年代以來，大量研究開玲從實證上檢驗養老保險對居民消費和儲蓄的影響。FeldStein（1974）用時間序列數據驗證了美國家庭養老金財富和家庭儲蓄之間的替代關係，但使用時間序列數據無法排除同時期其它因素變化的影響。此後很多研究開始使用微觀家戶數據考察養老金對家庭儲蓄的影響。Dicks-MireauxKing（1982）、DiamondHausman（1984）、Gale（1998）等研究都發現養老金對家庭儲蓄具有顯著的負向作用。但是，另外一些研究則沒有發現養老金對儲但是這些研究使用的均是截面數據，都沒有解決養老金的內生性問題，個人參與養老保險本身存在自選擇，有一些不可觀測因素同時影響養老金數額和儲蓄率，因此會導致估計量存在偏誤。進入21世紀，很多研究開始利用自然實驗、工具變數等方法克服養老保險的內生性問題。AttanasioBrugiavini（2003）、Attanasio Rohwedder（2003）分別研究了義大利和英國養老金財富的外生變化對家庭儲蓄率的影響，發現養老金財富對家庭儲蓄具有顯著的負向作用。Engelhardt 19卯）還提出，自我約束性儲蓄、短視以及金融知識（financialliteracy）缺乏等原因，也可能導致養老保險無法降低居民儲蓄。

Hubbard（1986）甚至發現，對存在流動性約束的家庭，養老金財富增加反而會使家庭儲蓄提高。

（2013）分別利用美國和歐洲的數據，通過利用外生政策規則構造了養老金財富的工具變數，也發現養老金財富顯著擠出了私人儲蓄。上述研究都是研究已經參保人群的養老金財富數額變化對儲蓄的影響，但無法考察新的養老保險體系建立所帶來的影響。

在新農保之前，的養老保險主要是城鎮職工基本養老保險，目前基於數據考察養老保險對家庭儲蓄影響的研究都集中於此。何立新等（2010）與Fengetal.（2011）考察了1997年城鎮職工養老保險改革的影響，他們發現這次改革帶來的養老金凈財富減少顯著提高了居民儲蓄。

白重恩等（2012）利用2002―2009年城鎮住戶數據，發現儘管參與城鎮養老保險會提升消費，但是在給定參保這一條件下，繳費額增加卻會減少居民消費，他們給出的解釋是：家庭面臨信貸約束，同時存在目標儲蓄的動機，養老金繳費增加后，人們為了實現儲蓄目標，只能減少當期消費。

與上述國內外研究相比，本文則考察了一項新的養老保險體制建立對家庭儲蓄的影響。上述研究使用的均是混合橫截面數據，而不是面板數據，無法控制家庭層面的固有不可觀測因素。我們所使用的面板數據可以有效控制家庭固定效應。

新農保推行之後，已經有一些研究開始評估其政策效果。陳華帥和曾毅（2013）與程令國等（2013）使用2008年和2011/2012年兩輪的CLHLS面板數據，考察了領取新農保養老金對老年人養老模式的影響，他們發現新農保降低了65歲以上老人在經濟來源和照料方面對子女的依賴，提高了老人與子女分開居住的概率。但是他們都沒有考察新農保對居民儲蓄的影響。

為了建設覆蓋城鄉居民的社會保障體系，國務院從2009年9月發布了關於開展新型農村社會養老保險試點的指導意見，並確定了首批320個新農保國家級試點縣。隨後，新農保在全國各地快速推進。2010年和2011年，新農保國家級試點縣分別新增518個和1076個。到2012年底，全國所有2853個縣（市、區）都已經實施了新農保，參保人數達4.6億人。

新農保的參保對象為未參加城鎮職工養老保險且年滿16周歲的農村居民，實行農民自願參保。新農保實施后，已年滿60周歲、未事受城鎮職工基本養老保險待遇的，不用繳費，可以按月領取基礎養老金。不滿60歲的，需要按年1繳費。③參保人領取的養老金來自社會統籌賬戶和個人賬戶兩個部分。個人賬戶的資金來源於個人繳費、政府補貼、集體補助三個部分。其中，個人繳費標準分為每年1―500元5個檔次，參保人自主選擇檔次繳費。④政府也對參保人繳費給予補貼，補貼標準不低於30元。有條件的村集體會對參保人繳費給予額外補助。社會統籌賬戶全部來自政府財政資金，用於對參保人全額支付新農保基礎養老金，標準為不低於每人每月55元。個人賬戶養老金的月計發標準為個人賬戶全部儲存額除以139，因此繳費數額更高意味著到60歲后可以領取更高的養老金。

總體來看，新農保的制度設計體現了「保基本、廣覆蓋、有彈性、可持續」的原則。在儘可能提高參保率、不增加農民負擔的考慮下，新農保的年繳費額較低，儘管分為100―500元五個繳費檔次，實際當中絕大多數農民都選擇了100元的繳費數額。對於60歲以上的居民，新農保提供了55元的基本養老金，保障了最基本的養老需要。

受新農保影響的家庭可以分為兩類：一類是家庭成員在60歲以下，需要參保繳費；另一類是家他們使用的CLHLS數據只包含65―110歲老人，無法考察新農保對60歲以下參保人群的影響。

2011年，開始實施城鎮居民養老保險，覆蓋範圍是沒有參與城鎮職工養老保險的城鎮居民。2014年2月，政府進一步將新農保與城鎮居民養老保險並軌，兩者合稱為城鄉居民養老保險。

距領取年齡超過15年的，累計繳費不少於15年。距領取年齡不足15年的，允許補繳，累計繳費不超過15年。

國務院規定，各地可以根據實際情況增設繳費檔次。

庭成員在60歲以上，不需要繳保費，可以直接領取基礎養老金。①新農保對這兩類家庭影響的方式存在很大不同。對於成員在60歲以下的家庭，儘管現在處於繳費階段，但參保意味著預期未來60歲后可以有一筆養老金財富，60歲后的收人風險也可以降低，因此新農保可以通過「財富替代效應」和降低收人風險的渠道降低居民儲蓄。但是，新農保的繳費數額普遍較低，因此居民預期未來領取的養老金數額較低，而且很多居民對60歲后能否領取可以保障老年生活的養老金缺乏可靠的預期，因而參保對儲蓄的影響可能並不十分明朗。加之年輕家庭很大程度上不是為了養老而儲蓄，而是為了子女教育、健康、住房等而儲蓄，因此新農保政策的出台，可能不會降低這些家庭的儲蓄。而對於成員在60歲以上的家庭，新農保實施后他們當前的收人立即增加，近期的收入風險大為降低，而且老年人的儲蓄目的比較單一，主要就是為了養老。因此可以預期，新農保對老年人的影響效果可能更大。

三、數據和實證策略本文所使用的數據來自家庭追蹤調（CFPS）。CFPS是由北京大學社會科學調查中心實施的具有全國代表性的大型微觀入戶調，該調查兩年一輪，旨在通過跟蹤收集個體、家庭、社區三個層次的數據，反映社會、經濟、人口、教育和健康的變遷，為學術研究和公共政策分析提供數據基礎。CFPS的調查樣本覆蓋了全國25個省162+縣635個村莊（社區）的14798個家戶，②其分層多階段抽樣設計使得樣本能夠代表大約95%的人口（Xie，2012）。CFPS全國基線調查於2010年開展，對絕大多數家庭的人戶調查是在2010年4月到9月，另有約5%的人戶調是在2010年底完成。2012年，CFPS對原有家庭進行了追蹤調。由於我們的研究對象為農村家庭，因此僅保留具有農村戶籍的家庭。③受新農保影響的有兩類家庭，一類是家庭成員在60歲以下，另一類是家庭成員在60歲以上。

新農保對這兩類家庭影響的方式存在很大不同，因此我們對這兩類樣本分別進行實證考察。我們首先進行了兩項數據處理：首先，一些家庭內可能同時有60歲以上和60歲以下的成年人，對於這些家庭，同時存在參保和領取養老金兩種政策效果，為了區分這兩種政策效果的不同，我們刪掉了這些家庭。其次，如果一個農村家庭里有成年人參加了城鎮職工基本養老保險，這會幹擾我們識別新農保的政策效果，因此我們刪掉了這樣的家庭。④進行這兩項樣本限定之後，我們回歸使用的第一類家庭具體定義是：家庭成員均在60歲以下（以2012年時的年齡計），且沒有參加城鎮職工基本養老保險。回歸使用的第二類家庭定義是：家庭成員均在60歲以上或16歲以下（以2012年時的年齡計），且沒有參加城鎮職工基本養老保險。⑤我們選取了兩類家庭的平衡面板數據，為了表述的方便，下文將其分別簡稱為「60歲以下家庭」和「60歲以上家庭」。進行數據清理后，這兩類樣本家庭的數量分別是3502戶和835戶。

模型設定和關鍵變數描述我們使用面板數據雙向固定效應模型，來考察新農保實施對農村家庭儲蓄率的影響，具體模型如下：一些地區實施了「捆綁政策」，即只有子女參保的情況下，老人才可以領取基本養老金。

CFPS沒有覆蓋西藏、青海、新疆、寧夏、內蒙古、海南、香港、澳門和台灣。

我們沒有按照居住地來區分是否一個家庭為農村家庭，因為有一部分農村戶籍的家庭居住在城鎮。而新農保是對農村戶籍的人口都適用的。

按照政策規定，如果一個人參加了城鎮職工基本養老保險，他就沒有資格同時參加新農保。

家庭成員均在60歲以上或16歲以下，這確保了家庭里沒有人需要繳納新農保保費，但是有資格領取新農保養老金。

其中，表示第i個家庭第t年的儲蓄率。WP，表示第i個家庭第t年參與新農保的情況。尤，表示家庭i隨時間變化的相關控制變數，0；表示家庭固定效應，控制了家庭不隨時間變化的固有因素。表示年份固定效應。考慮到同一村居內不同家戶隨機擾動項之間的相關性，我們均將回歸標準誤聚集（cluster）在村莊層面。

對於60歲以下家庭，我們使用兩種方式衡量一個家庭參與新農保繳費的情況。第一個是使用1%，2012年則上升到49.5%，顯示新農保試點在全國的快速推進。第二個是使用家庭成員參加新農保的人數，理論上看，參保人數越多對家庭消費和儲蓄的影響越大。顯示，2012年樣本當中參加新農保繳費的人中87.5%都選擇了100元的繳費額，選擇500元及以上繳費檔次的人數僅佔4.9%.與樣本中平均家庭收人37547元相比，平均家庭新農保繳費額（約280元）僅佔平均家庭收入的。7%，這是一個非常小的數字。

個人新農保繳費額的分佈對於60歲以上家庭的關鍵解釋變數MP，。，養老金領取額占家庭收人的比重新農保養老金領取額占家庭收入比重的分佈我們也使用如下兩種方式衡量其領取養老金的情況。第一是家庭成員是否有人領取養老金這一虛擬變數，樣本當中的60歲以上家庭中，2010年領取新農保養老金的家庭佔4.3%，2012年則上升到44.6%.第二是家庭成員中領取新農保養老金的人數，同樣領取養老金的人數越多，對家庭產生的影響可能會越大。樣本數據顯示，85%的居民每個月領取的養老金水平在55元一65元之間，顯示了60歲以上家庭新農保養老金領取額占家庭可支配收人的比重。根據計算，這一比重平均達到22.4%，中位數達到了10.7%.家庭儲蓄率的定義是：（家庭可支配收人一消費）/家庭可支配收人。家庭消費包括食品、衣著、曰常用品、日常服務、出行、通信、居住、文娛休閑、教育和醫療等支出。由於教育支出與家庭是否有孩子處於上學階段有直接關聯，而大額的醫療支出則有較大的突發性，因此教育和醫療支出與家庭成員的年齡和健康狀況有很大關係，且具有很強的支出剛性。為了檢驗結果的穩健性，我們同時計算了第二個家庭儲蓄率，即不將教育和醫療支出計入消費時的儲蓄率。下文分別將兩個儲蓄率稱為「儲蓄率1」和「儲蓄率2」。由於家庭儲蓄率存在較多的極端值，我們將5%的極端值進行了winsorize處理。①處理之後，對於60歲以下樣本，「儲蓄率1」和和「儲蓄率2（即儲蓄率2和儲蓄率1之間的差）平均數是0.24，中位數是0. 20.對於60歲以上樣本，」儲蓄率1「和和」儲蓄率2「的均值分別為-0.39和0.06，中位數分別為0. 13和0.42.同樣可以計算出，教①我們還嘗試將2%的極端值進行了winsorize處理，結果基本一致。120育和醫療支出占這類家庭收人比重的均值和中位數分別是0.45和0.29.比較來看，老年人的儲蓄率要低於60歲以下居民，這符合生命周期理論。

為了進一步檢驗結果的穩健性，我們還使用家庭消費率的對數值，即log（消費/收人）作為替代性的被解釋變數，這樣可以更大程度地避免極端值對結果的干擾。此外，我們還直接使用家庭消費數額的對數值，作為另一替代性的被解釋變數，進行了穩健性檢驗。

控制變數包括家庭可支配收人的對數值，所在村莊平均家庭收人的對數值、家庭成員數量、家庭存款餘額的對數值、家庭里少兒（16歲以下）人數所佔的比例、戶主自報健康水平、是否有家庭成員住院。以上這些變數的統計特徵都報告在表1之中。

表1變數的描述性統計變數名稱60歲以下家庭60歲以上家庭觀測值數均值標準差觀測值數均值標準差家庭儲蓄率1家庭儲蓄率2家庭消費數額的對數值家庭消費率的對數值家庭成員參加新農保不適用參加新農保的家庭成員人數不適用家庭成員領取新農保不適用領取新農保的家庭成員人數不適用家庭收入對數值村莊人均收入均值的對數值家庭存款餘額對數值家庭規模少兒所佔比重戶主自報健康水平是否有家庭成員住院新農保不是在全國同時全部實施，而是在各地分批試點和不斷推廣。由於新農保繳費是採取自願參加的原則。在60歲以下的居民當中，相當一部分沒有選擇參保。新農保的參保行為可能與家庭的某些不可觀測特徵相關，因此在回歸模型（1）關鍵變數「農戶是否參保」存在內生性。

儘管控制家戶固定效應可以控制隨時間不變的家庭不可觀測特徵（如消費習慣），但是無法完全控制隨時間變化的家庭不可觀測特徵，因而係數估計量仍然可能存在偏誤。為了解決這一問題，我們根據家庭所在縣（區）實施新農保的時間，定義一個縣在調查時點是否開展了新農保試點這一虛擬變數（C/VKP，。，），以此作為家庭參加新農保情況的工具變數。每個縣是否開展新農保試點決定了農戶是否參與新農保，而一個縣開展新農保試點的時間主要是由中央政府確定的，與家庭層面的消費這裡的消費包含了家庭教育和醫療支出。從公式上看，lg（消費/收人）=lg（消費率）=lg（l -儲蓄率），我們不使用1以儲蓄率）是因為儲蓄率可能存在負值，而消費率則永遠是正數。

我們將戶主自報的健康水平轉化為了0―1虛擬變數，如果健康水平在中間值以上，虛擬變數就嬴值為1.我們沒有控制戶主的教育程度，因為我們使用的是面板數據固定效應模型，絕大多數戶主的教育水平在這兩年內都是固定不變的。我們也沒有控制戶主的年齡，所有戶主的年齡在這兩年間都會增加兩歲，因此這一變數在不同觀測值間實際沒有差異（variation）。

行為無關，因此滿足工具變數的外生性條件。①原則上，在已經開展試點的地方，60歲以上的老人都有資格領養老金，這與個人是否選擇參保無關，因此基本不存在自選擇問題。但是由於一些地區實施了「捆綁政策」，即只有子女參保的情況下，老人才可以領取基本養老金。因此嚴格來講，60歲以上老人領取新農保養老金這一變數也存在內生性，為此我們同樣使用一個縣是否實施了新農保試點作為其工具變數。

四、參加新農保繳費對家庭儲蓄的影響對於60歲以下的家庭，參與新農保對家庭儲蓄率影響的雙向固定效應模型結果報告在了表2當中，其中第1一3列的被解釋變數為儲蓄率1，第4一6列的被解釋變數為儲蓄率2.表2新農保對家庭儲蓄率的影響（雙向固定效應模型）被解釋變數儲蓄率1儲蓄率2家庭成員參加新農保參加新農保的家庭成員人數家庭收入對數值村莊人均收入均值的對數值家庭存款餘額對數值家庭規模少兒所佔比重戶主健康水平家中是否有成年人住院家庭固定效應是年份固定效應是觀測值數註：本表是面板數據雙向固定效應模型的回歸結果，所有列均控制了年份和家庭的固定效應。我們將標準誤群聚（cluster）在村莊層面，括弧內為標準誤/、「分別代表在10%、5%和1%水平下顯著。

第1列中，只放人了家庭成員是否參保以及家庭和年份固定效應，家庭成員是否參保的係數儘管為負，但是在統計上並不顯著。第2列進一步放入了其它家庭層面的控制變數，家庭成員是否參保的係數僅有0.018，在統計上仍然不顯著，係數估計值在95%水平下的置信區間為（-0.051，①當然，工具變數實際估計的係數為局部處理效應（LATE），估計出的是新農保對順從者（complier，即新農保開展試點后選0.088），在統計上無法拒絕係數等於0這一原假設，這表明參與新農保對家庭儲蓄率沒有顯著影響。第3列將關鍵解釋變數由家庭成員是否參保替換為家庭成員參保的人數，其係數估計值很小且仍然不顯著。第4-6列將被解釋變數替換為了儲蓄率2，即不將教育和醫療支出計人消費時的儲蓄率，結果仍然顯示，家庭成員參與新農保對儲蓄率的影響係數很小，且在統計上均不顯著。

表3是使用工具變數后的回歸結果。其中第1一3列的被解釋變數為儲蓄率1，第4一6列的被解釋變數為儲蓄率2.從一階段回歸結果來看，所在縣實施新農保對農戶參與新農保的影響係數在1%水平下顯著，一階段回歸的F統計量遠遠大於10，Cragg-Dnald統計量也遠大於臨界值16.38，因此可以排除弱工具變數的問題（Stock Yogo，2005）。二階段的回歸結果顯示，無論採用何種被解釋變數和關鍵解釋變數，家庭參與新農保的係數均為負數，但在統計上仍然都不顯著。以控制家庭其它特徵后的回歸結果（第2列）為例，家庭成員參與新農保的係數估計值為-0.046，95%水平下的置信區間為（-0.184，0.093），因此仍無法拒絕「參與新農保對家庭儲蓄率沒有影響」這一原假設。①如前文所述，既有的一部分研究也發現養老保險並沒有降低居民儲蓄，他們給出的解釋包括家庭並不僅僅是為「養老」而儲蓄，有目標儲蓄動機、存在流動性約束、金融知識缺乏等。我們認為，在的現實背景下，參加新農保繳費對60歲以下居民的儲蓄率沒有顯著影響，可能有如下方面的原因：首先，也是最重要的，新農保的繳費額和預期收益額都非常低。根據樣本中數據計算，家庭新農保繳費額佔平均收人的比重僅有0.7%.張華初和吳健（2013）利用精算方法計算的新農保養老金替代率僅有10%左右。②與之相比，城鎮職工養老保險繳費額占工資的比重達到28%（其中工作單位繳費20%，個人繳費8%），年繳費額的最低基數為2530元，養老金替代率超過了50%.因此，與城鎮職工養老保險相比，新農保所具有的保障功能非常有限，其所帶來的預期養老金財富遠遠不能滿足未來的養老需求，同時也無法降低居民對60歲后的預期收入風險。其次，年輕家庭儲蓄很少是單純為了養老，而是為了應對退休前的各種收入風險。儘管的醫療保障體系在逐步完善，但是家庭面臨的收入風險仍然較大（如失業等）。而且，為了建造房屋或讓子女接受高等教育等原因，家庭存在比較強的目標儲蓄動機。當存在流動性約束或難以從外部融資時，這種儲蓄動機會更強。因此，新農保帶來的有限的養老保障很難緩解人們在這些儲蓄目標上的動機。最後，由於農民金融知識普遍較為缺乏，加之信息宣傳可能不到位，尚處於參保階段的農民對新農保的信任度不強，他們無法準確預期到未來60歲后能領取到的養老金財富數額，這進一步制約了新農保發揮促進消費的作用。根據白重恩等（2011）基於新型農村合作醫療和Caietal.（2014）基於能繁母豬保險的研究，由於農村居民的受教育程度普遍不高，參保人對保險項目的了解不足和信任度缺失會大大制約一項新的社會保險項目所起到的作用。

就控制變數來看，家庭收人對儲蓄率有著顯著的正向影響，這與邊際消費傾向遞減的規律相一致。所在村莊的平均收入對家庭儲蓄率的影響係數為負，但是顯著度不篼，說明僅僅部分支持消費的相對收入假說。在控制絕對收人的情況下，所在村莊的平均收入越高，意味著家庭在其村莊中的相對收人越低，相對收人較低的家庭與其它鄰居在消費上相互攀比，因此即使自己收入不變，鄰居的平均收人上升也會提高自己消費（Duesenberry，1949）。家庭人口規模都與家庭儲蓄率呈現顯著的負向關係，而家中孩子的比例則與家庭儲蓄率呈現出正向關係，但是不顯著。戶主健康水平越差，儲蓄率越低，可能因為健康水平差而需要更高的醫療支出。最後，家中有成年人住院會使家庭儲蓄率顯著降低14個百分點。

我們還進行了Durbin-Wu-Hausman檢驗，從檢驗結果來看，並不能拒絕關鍵解釋變數「家庭成員參加新農保」的外生性。

養老金替代率是勞動者退休時的養老金領取水平與退休前工資收入水平之間的比率。

表3新農保對家庭儲蓄率的影響（雙向固定效應模型，使用工具變數）PanelA：二階段回歸結果被解釋變數儲蓄率1儲蓄率2家庭成員參加新農保參加新農保的家庭成員人數家庭收入對數值村莊人均收入均值的對數值家庭存款餘額對數值家庭規模少兒所佔比重戶主健康水平家中是否有成年人住院家庭固定效應是是。

年份固定效應是觀測值數p值PanelB：―階段回歸結果縣實施了新農保F統計量註：本表是使用工具變數后的面板數據雙向固定效應模型回歸結果，所有列均控制了年份和家庭的固定效應，括弧內為標準誤，分別代表在1%、5%和1%水平下顯著。

（二）使用家庭消費率和消費數額作為被解釋變數上面的回歸結果是使用儲蓄率作為被解釋變數，為了檢驗結果的穩健性，我們還考察了參加新農保對家庭消費的影響。我們分別使用消費率的對數值和消費數額的對數值作為被解釋變數，控制變數仍然與公被解釋變數家庭消費率對數值家庭消費數額對數值家庭成員參加新農保參加新農保的家庭成員人數其它控制變數是家庭固定效應是年份固定效應是觀測值數註：本表是使用工具變數后的面板數據雙向固定效應模型回歸結果，所有列均控制了家庭收入對數值、村莊人均收人均值的對數值、家庭存款餘額對數值、家庭規模、少兒所佔比重、戶主自報健康水平、家庭是否有成年人住院以及年份和家庭的固定效應，由於篇幅限制，我們沒有報告這些控制變數的係數。括弧內為標準誤，分別代表在10%、5%和1%水平下五、領取新農保養老金對家庭儲蓄的影響上面的結果表明，對於60歲以下的居民，參加新農保繳費對家庭儲蓄並沒有產生顯著影響。

而對於60歲以上的居民，他們不需要自己繳費就可以直接領取每年不少於660元的養老金，我們預期他們的儲蓄行為受新農保的影響更大。對60歲以上居民，領取養老金對家庭儲蓄的回歸結果報告在了表5當中，其中第1一2列的被解釋變數為儲蓄率1.第1列的回歸係數表明，領取新農保養老金的家庭儲蓄率會降低了25.1個百分點，係數在95%水平下的置信區間為（-0.504，0.002）。第2列中「家庭成員領取新農保養老金的人數」係數也顯著為負，家庭里領取養老金的人數增加1人，儲蓄率會降低14.7個百分點。第3列將被解釋變數替換為了儲蓄率2（不將教育和醫療支出計人消費），領取新農保的係數仍然顯著為負，新農保使儲蓄率2下降了17.9個百分點，這一幅度小於新農保對儲蓄率1的影響。由於儲蓄率1和儲蓄率2之間的差異是教育和醫療支出，這說明，儘管教育和醫療支出具有較大的剛性，但是領取新農保養老金仍然使教育和醫療消費佔收人的比重提高了7.2個百分點。第4列係數中，解釋變數「家庭成員領取新農保養老金的人數」仍然顯著為負，但係數也比第2列中的要小。

如前文所述，60歲以上家庭成員是否領取養老金這一變數存在內生性的問題。為此，我們仍然使用「一個縣是否實施了新農保試點」作為工具變數，二階段的回歸結果報告在了第5―8列中。從5―8列結果可見，當使用儲蓄率1或儲蓄率2作為被解釋變數時，關鍵解釋變數的係數仍然為負，而且係數比1一2列不適用工具變數時更大。①除第8列顯著度僅有15%外，其餘均①儘管如此，Durbin-Wu-Hausman檢驗P值表明，我們不能拒絕家庭成員領取新農保是外生的。

在5%或10%水平下顯著。以第5和7列為例，家庭成員領取新農保時，會使家庭儲蓄率1降低64.8個百分點，使家庭儲蓄率2下降34.9個百分點。這也意味著，新農保使得教育和醫療消費支出占收人的比重增加了29.9個百分點。其它控制變數的係數符號和顯著性與表4基本類似。

家庭收人越高和少兒比重越高，儲蓄率會越低；家庭規模越大和有家庭成員住院都會降低儲蓄率。

表5領取養老金對儲蓄率的影響雙向固定效應雙向固定效應+工具變數被解釋變數儲蓄率1儲蓄率2儲蓄率1儲蓄率2家庭成員領取新農保領取新農保的家庭成員人數家庭收入對數值村莊人均收入均值的對數值家庭存款餘額對數值家庭規模少兒所佔比重戶主健康水平家中是否有成年人住院家庭固定效應是年份固定效應是觀測值數檢驗p值註：本表所有列均控制了年份和家庭的固定效應。括弧內為標準誤/、、「分別代表在10%、5%和1%水平下顯著。

表6領取養老金對消費的影響（雙向固定效應模型）被解釋變數家庭消費率對數值家庭消費數額對數值家庭成員領取新農保領取新農保的家庭成員人數其他控制變數是家庭固定效應是年份固定效應是觀測值數觀測指數註：本表是使用面板數據雙向固定效應模型回歸結果，所有列均控制了家庭收人對數值、村莊人均收人均值的對數值、家庭存款餘額對數值、家庭規模、少兒所佔比重、戶主自報健康水平、家庭是否有成年人住院以及年份和家庭的固定效應，由於篇幅限制，我們沒有報告這些控制變數的係數。括弧內標準誤/、"、分別代表在10%、5%和1%水平下顯著。

然後，我們將被解釋變數替換為家庭消費率的對數值，以進一步檢驗結果的穩健性。回歸結果報告在了表6的第1一2列中，關鍵解釋變數分別為是否有家庭成員領取養老金和領取養老金的家庭成員人數，控制變數仍然與（1）式相同。從中可見，領取新農保養老金顯著地提高了家庭的消費率，係數顯示，領取新農保養老金使平均家庭消費率提高了近22%.在表6的3―4列中，我們將被解釋變數替換為了消費數額的對數值，關鍵解釋變數的係數仍然在1%水平下顯著為正，第3列的係數表明，家庭成員領取新農保養老金使家庭消費數額提高了37%.這些結果表明，由於60歲以上的老人可以直接領取養老金，在當期收人就會增加（養老金財富當期就實現），立即就降低了當前和近期的收入不確定性。而且，老年人的儲蓄目的更加單一，主要就是士了養老，因此新農保養老金可以顯著降低他們的儲蓄率。

六、結論憑藉「保基本、廣覆蓋、有彈性、可持續」的實施原則，新農保在僅僅三年時間裡就在全國全部實施。根據2013年底的數據，新農保和並人其中的城鎮居民養老保險這兩類保險參保人數共計4.98億人（其中領取養老金的人數1.38億），加上城鎮職工養老保險參保人數3.22億人，全國養老保險已經覆蓋8.2億人，初步實現了建立覆蓋城鄉的社會保障體系這一目標，而且史無前例地建立起了全世界覆蓋人口最多的養老保險體系。①本文使用家庭追蹤調（CFPS）2010年和2012年面板數據，考察了新農保對家庭儲蓄率的影響。我們發現，新農保對60歲以下參保居民的儲蓄率沒有產生顯著影響。其主要原因在於，絕大多數60歲以下的居民新農保繳費額僅為100元，其預期養老金領取數額太低，無法通過財富替代和降低收入風險的作用降低儲蓄率。但是，我們發現新農保顯著降低了60歲以上居民的儲蓄率。對於60歲以上的居民來說，其可以立即領取養老金，養老金數額雖然數額不大（約660元），但占收人的比重平均達到了22.4%，近期的收入風險立即下降，因此對消費產生了顯著的促進作用。

這些結果具有很強的政策含義。儘管新農保實施一開始的重要目標是使「農民老有所養，無後顧之憂，就會敢於消費」，但對絕大多數參保階段的人來說，新農保繳費數額低、保障力度較低，難以為養①人力資源社會保障部2014年4月新聞發布會。

老風險提供保障作用。因此，要更大程度上發揮新農保對消費的刺激作用，需要激勵人們選擇更高的繳費額，加大新農保的養老金替代率。一方面，可以利用財政資金，對選擇更高繳費檔次、更長繳費年限的參保人給予數額更篼的個人賬戶補貼；另一方面，也應該加大新農保的政策宣傳力度，使人們對新農保有更深的了解，對新農保的長期可持續性產生更強的信任感，從而激發人們主動選擇更高的繳費檔次。