最近這些年,，隨著經(jīng)濟增長速度放緩,，投資增長乏力，外需不足,，經(jīng)濟增長新動力問題引起學(xué)術(shù)界和政策決策界的廣泛關(guān)注,。改革開放四十年來，以投資和出口拉動經(jīng)濟增長的模式面臨很大壓力,，亟待向以消費需求擴張為基礎(chǔ)的內(nèi)生增長方式轉(zhuǎn)型,。同時，消費水平的提升也是社會經(jīng)濟發(fā)展的終極目標(biāo),，消費提升意味著人們生活水平提高,。為了促進消費增長，一個國家會制定很多相關(guān)的社會保障制度,，中國實行的新農(nóng)保就是這個社會保障體系中重要的一環(huán),。養(yǎng)老保險制度作為社會保障體系最為核心的組成部分，很多文獻對其與消費的關(guān)系做了很好的討論,。Feldstein研究現(xiàn)收現(xiàn)付制養(yǎng)老保障體制對居民消費的影響,，發(fā)現(xiàn)社會保障財富的增加，使得私人儲蓄減少,，現(xiàn)期消費增加,，養(yǎng)老保險制度能促進居民消費,。Munnell也得到了類似的結(jié)論,，但理論基礎(chǔ)卻有較大差異，其研究是以生命周期理論為依據(jù),，不同于世代交替模型,。Aydede對土耳其的研究中發(fā)現(xiàn)，社會保障項目使得土耳其的居民儲蓄減少了25%左右。關(guān)于中國養(yǎng)老保險制度的研究成果也非常多,，不過在新農(nóng)保實施之前,，中國只有城鎮(zhèn)有養(yǎng)老保險體系，大量的研究基本都集中于對城鎮(zhèn)養(yǎng)老體系的討論,。柳清瑞認為,，保持適度水平的養(yǎng)老金替代率將有助于消費者的消費決策。白重恩等基于城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),，職工每提高1%的養(yǎng)老繳費率,，家庭消費減少約1.75%，即繳費后職工的可支配收入減少約284元,，家庭消費減少約424元,。除了養(yǎng)老體系，中國還有不同層面的社會保障體系,，還有大量的研究從社會保障體系的其他角度研究居民消費問題,。如，何興強和史衛(wèi)研究健康風(fēng)險對居民消費的影響,；白重恩等發(fā)現(xiàn)新農(nóng)合提高了農(nóng)村居民消費5.5個百分點,，社會保障體系的完善有利于擴大消費需求；何立新等基于CHIPS數(shù)據(jù)研究1995—1997年的城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險制度改革對于居民儲蓄率的影響,。

新農(nóng)保政策從2009年開始實施以來,，已經(jīng)經(jīng)歷了約十個年頭，很多的效果也開始顯現(xiàn),，學(xué)術(shù)界很多研究從不同角度研究了新農(nóng)保政策的影響,。張川川和陳斌開、徐志剛等對比研究新農(nóng)保模式的社會養(yǎng)老與傳統(tǒng)中國農(nóng)村的家庭養(yǎng)老的差異,，認為養(yǎng)老其實不只是收入問題,，還涉及照料、醫(yī)療等諸多方面,，需要有更好的相關(guān)政策體系的完善,。陳華帥和曾毅的研究發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)保雖然提高了農(nóng)村老人從政府獲得的養(yǎng)老收入,，但與此同時從子女獲得的贍養(yǎng)收入?yún)s下降了,，新農(nóng)保政策使得老人子女受益更大。張川川等從收入,、貧困,、消費、福利,、勞動力供給等不同角度對新農(nóng)保政策做了較為詳細的評估,。馬光榮和周廣肅和本文的研究最為接近，不過他們是從儲蓄的角度著手，發(fā)現(xiàn)新農(nóng)保政策對于整體的儲蓄率影響不大,，但新農(nóng)保提高了老年人的收入,，提高了老人的消費率。岳愛等發(fā)現(xiàn)新農(nóng)保政策減少了農(nóng)村居民的預(yù)防性儲蓄,，促進消費,。總結(jié)現(xiàn)有的研究成果,，我們認為,，還可以從以下幾個方面進行補充：（1）現(xiàn)有研究更多使用較為短期的數(shù)據(jù)，缺乏持續(xù)跟蹤的面板數(shù)據(jù),，難以識別微觀層面的因果關(guān)系,。（2）對新農(nóng)保的政策評估文獻較多，但系統(tǒng)地從居民消費角度評估的文獻還比較少,，有必要做深入探討,。（3）中國城鎮(zhèn)養(yǎng)老和農(nóng)村養(yǎng)老模式和制度設(shè)計有系統(tǒng)性差異，而現(xiàn)有研究多集中于城鎮(zhèn)研究,，需要補充與農(nóng)村相關(guān)的研究成果,。

正是基于現(xiàn)有的研究成果，本文以農(nóng)業(yè)農(nóng)村部每年對約350個縣（村）2萬戶農(nóng)戶的固定觀察數(shù)據(jù)為基礎(chǔ),，從居民消費的角度評估新農(nóng)保政策的影響,。我們首先以倍差法和工具變量方法研究參加新農(nóng)保對于居民消費的影響，接下來對作用機制和異質(zhì)性做進一步探討,。研究發(fā)現(xiàn),，新農(nóng)保政策對居民消費有顯著的促進作用，參與新農(nóng)保使居民消費支出提高4%,，2009年折合戶均消費可以增加700元,，新農(nóng)保繳費額度每增加1倍，農(nóng)戶消費支出提高約5.9%,。機制檢驗發(fā)現(xiàn),，收入效應(yīng)和預(yù)期效應(yīng)都會使新農(nóng)保促進居民消費，而預(yù)期效應(yīng)的影響尤其重要,。本文的研究表明,，新農(nóng)保政策的實施不僅有利于農(nóng)村社會保障體系的完善，也有利于降低未來預(yù)期不確定性,，提高農(nóng)村居民消費水平,。

（一）政策背景

完善社會保障體系是一項重要的民生工程,。21世紀(jì)以來,，中國農(nóng)村地區(qū)相繼實施了新型農(nóng)村合作醫(yī)療、取消農(nóng)業(yè)稅,、新型農(nóng)村養(yǎng)老保險等影響深遠的幾項政策,，這對農(nóng)村居民的生活產(chǎn)生了重要影響。新型農(nóng)村養(yǎng)老保險制度由政府組織實施以滿足農(nóng)村居民年老時的基本生活需要為目的,，建立個人,、集體、政府三管齊下的籌資模式,，實行社會統(tǒng)籌與個人賬戶相結(jié)合的支付結(jié)構(gòu)的一項社會養(yǎng)老保險制度,。新農(nóng)保政策針對的參保人群是16周歲及以上（不包括在校學(xué)生）、沒有參加城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險的農(nóng)村居民,，參保者可以在戶籍地自愿參加新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險,。新農(nóng)保基金來源于個人繳費,、集體補助,、政府補貼三個方面。首先,，個人繳費,。參保者可以按照一定的繳費標(biāo)準(zhǔn)繳納養(yǎng)老保險費。分為每人每年100元,、200元,、300元、400元,、500元等5個檔次,，地方政府也可以根據(jù)當(dāng)?shù)剞r(nóng)村居民的收入水平增加設(shè)立其他繳費檔次。居民自行選擇一個檔次進行參保繳費,，繳納越多,，獲得的養(yǎng)老金待遇也就越多。此外,，按中央政策規(guī)定,，國家對中西部地區(qū)進行100%的補助，對東部地區(qū)進行50%的補助,。養(yǎng)老金待遇由基礎(chǔ)養(yǎng)老金和個人賬戶養(yǎng)老金組成,，支付直至參保者死亡。國家規(guī)定基礎(chǔ)養(yǎng)老金待遇的最低支付標(biāo)準(zhǔn)是55元/人/年,。各省可以根據(jù)當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展情況將55元/人/年的基礎(chǔ)養(yǎng)老金待遇標(biāo)準(zhǔn)提高,。個人如果繳費檔次越高，能夠領(lǐng)取的養(yǎng)老金也越多,。關(guān)于新農(nóng)保政策實行情況的更為詳細的信息也可以參考馬光榮和周廣肅的論文,。新農(nóng)保政策的實施進度方面,，2009年下半年開始在全國10%的縣試點，2010年新增518個試點縣,，2011年的覆蓋面達到60%,。到2012年底，參加新農(nóng)保的人數(shù)達到4.6億人,。

（二）數(shù)據(jù)描述

本文使用2009—2017年的農(nóng)村固定觀察點數(shù)據(jù)研究新型農(nóng)村養(yǎng)老保險政策對于居民消費的影響,。農(nóng)村固定觀察點調(diào)查數(shù)據(jù)由農(nóng)業(yè)農(nóng)村部農(nóng)村經(jīng)濟研究中心農(nóng)村固定觀察點辦公室具體組織實施，在全國各省連續(xù)跟蹤的記賬式調(diào)研數(shù)據(jù),。該數(shù)據(jù)調(diào)查從1986年開始,，每年約2萬戶，構(gòu)成一個全國范圍內(nèi)的大樣本面板數(shù)據(jù),，具有較高的數(shù)據(jù)質(zhì)量,。由于時間跨度大，問卷變化較大,，數(shù)據(jù)清理過程非常復(fù)雜,，具體的數(shù)據(jù)說明可以參考朱詩娥等的文章。本文使用的數(shù)據(jù)段為2009—2017年,，即從新農(nóng)保政策開始實施到現(xiàn)在,。從2009—2017年，經(jīng)過一定的清理,，家戶樣本分別為20633,、19971、19359,、19452,、19952、20202,、19643,、20539、20772個,，共180523個家戶年觀測值,。9年的跟蹤調(diào)查共涉及家戶25112戶，其中,，3355戶跟蹤8年,，占比13%，12717戶跟蹤9年,，占比51%,，其他家戶分別跟蹤調(diào)查1到7年不等。在180523個家戶年觀測值中,，165023（91.4%）家戶年所有家庭成員都是已經(jīng)登記為農(nóng)業(yè)戶籍,，15500個家戶年的家庭總?cè)丝跀?shù)要大于登記為農(nóng)業(yè)戶籍的人數(shù),，異常情況包括登記為非農(nóng)戶籍、沒有登記戶籍,、填報值異常等,。如果從個人樣本來看，9年中,，共有710272個個人年觀測值,，其中672072個人年報告為農(nóng)業(yè)戶籍,，另有714個人年沒有報告年齡信息,，最終報告為農(nóng)業(yè)戶籍并能區(qū)分年齡分組的樣本為671358個人年，這是我們分析的主樣本,。在所有的個人年樣本中,，定義16歲以下或16歲以上的學(xué)生為少兒樣本，共134534個人年,，占比20.0%,；定義16歲（含）至60歲人群為非老年成人樣本，共405931個人年,，占比60.5%,；定義60歲（含）以上人群為老年樣本，共130893個人年,，占比19.5%,。如果分年度來看，可以很清楚地看到農(nóng)村的人口結(jié)構(gòu)老齡化過程,，9年來,，少兒樣本基本穩(wěn)定在20%左右，非老年成人樣本比例從2009年的65.0%下降到2017年的55.6%,，老年人樣本比例從2009年的15.0%迅速上升到24.0%,，上升了9個百分點，從這里也可以看出中國農(nóng)村養(yǎng)老問題的重要性,。

（三）基本事實

我們首先要對農(nóng)戶是否參與新農(nóng)保這一變量進行分析,。在固定觀察點數(shù)據(jù)的調(diào)研問卷中，沒有統(tǒng)計個人的參保情況,，而是統(tǒng)計了家戶的新農(nóng)保支出費用,，根據(jù)這一設(shè)計，我們構(gòu)建三個指標(biāo)來表示農(nóng)戶參與新農(nóng)保情況,。第一,，窄口徑參與率指標(biāo)。如果家戶有新農(nóng)保參保支出費用,，則定義為家戶參與了新農(nóng)保,。根據(jù)新農(nóng)保的政策,，60歲以上老人是免費參與，不需要支付任何費用,，滿60歲即可以按月領(lǐng)取基本養(yǎng)老金,。因此，按照是否有新農(nóng)保支出費用來計算,，是一個窄口徑指標(biāo),，會低估農(nóng)戶的參與率。不過,，由于很多地區(qū)實行捆綁政策,，當(dāng)家里有成年的非學(xué)生子女時，必須子女參與新農(nóng)保繳費,，老年人才可以納入新農(nóng)保,。這個捆綁政策會降低該窄口徑指標(biāo)的誤差。第二,，寬口徑參與率指標(biāo),。新農(nóng)保的推進是以縣級行政單位為依托，在本項調(diào)查數(shù)據(jù)中,，同在一個村里的農(nóng)戶,，會同時擁有是否參與新農(nóng)保的選擇權(quán)。因此,，我們先按照是否繳費統(tǒng)計每個村的參與率,，如果參與率為正，則認為該村已經(jīng)開始推進新農(nóng)保項目,，農(nóng)戶有自主選擇參保權(quán)利,；再假設(shè)該村所有調(diào)查戶中，只要有家庭成員在60歲以上,，就認為是參與了新農(nóng)保項目,。這個指標(biāo)會高估參保率，因為捆綁政策會使得家戶中即使有60歲以上成員,，但由于子女沒有參與繳費,，從而老人也無法參與新農(nóng)保。對比來看,，如果實行完全的捆綁政策,，窄口徑指標(biāo)就是真實參與情況，如果完全不實行捆綁政策,，自愿參保,，寬口徑指標(biāo)就是真實參與情況。由于捆綁政策在有些地區(qū)實行,，在有些地區(qū)沒有實行,，因此,，真實的新農(nóng)保參與情況介于窄口徑和寬口徑統(tǒng)計結(jié)果之間。當(dāng)新農(nóng)保政策能促進居民消費時,，這兩個指標(biāo)的測量誤差均會低估這個效應(yīng),。第三，參保繳費強度,。新農(nóng)保參保是分等級的,，繳費越多，將來能夠領(lǐng)取的養(yǎng)老金也越多,。在已經(jīng)參保的群體中,，根據(jù)繳費的多少，我們可以定義一個參保繳費強度的指標(biāo),，考察不同參保強度的家戶消費行為的差異,。

圖1是2009年以來加總?cè)珖鴮用娴男罗r(nóng)合,、新農(nóng)保參保率,。新型農(nóng)村合作醫(yī)療是從2003年開始實施，到2009年時,，參合率已經(jīng)非常高,，樣本期內(nèi)基本維持在80%以上。農(nóng)村養(yǎng)老保險的主體險種是新農(nóng)保,，新農(nóng)保從2009年開始啟動,，按照窄口徑統(tǒng)計，當(dāng)年的參保率是5.67%,，到2016年時參保率為68.57%,，2017年時略有下降；寬口徑統(tǒng)計的參保率除2009年是比窄口徑統(tǒng)計高出約6個百分點之外,，其他年份基本維持10個百分點的差異,。根據(jù)圖1的描述，新農(nóng)合,、新農(nóng)保的參保率非常高,，在農(nóng)村地區(qū)產(chǎn)生了深遠的影響，有必要對此做較為詳細的分析,。

新農(nóng)保會給農(nóng)村老人帶來一定的收入,，那么，這個收入水平的相對規(guī)模大約是多大呢,？相對規(guī)模的不同對農(nóng)戶行為會產(chǎn)生完全不同的影響,。新農(nóng)保的個人繳費金額大體上分為每年100元、200元,、300元,、400元,、500元五個檔次，各個地區(qū)會有些小調(diào)整,，另外,，中央政府和地方政府會對參保人員養(yǎng)老金進行不同程度的補貼。參保人員滿60歲時,，每月的基礎(chǔ)養(yǎng)老金是55元,，每年的基礎(chǔ)養(yǎng)老金是660元，再根據(jù)參保檔次的差異進行調(diào)整,。新農(nóng)保政策是否影響居民消費,，關(guān)鍵性的因素還是取決于新農(nóng)保養(yǎng)老金收入占其總收入的比重。養(yǎng)老金收入占總收入的比重越高,，農(nóng)戶就會敢于消費,，有收入進行消費。圖2考察基本養(yǎng)老金收入與2009年農(nóng)村老人人均收入之間的關(guān)系,，即660元收入占不同年齡段老人人均純收入的比重,。從圖中可以看到，農(nóng)村老人家庭的年齡多集中于60—75歲,，660元基本養(yǎng)老金收入占純收入的比重在8%—30%之間,，隨著年齡的增長，老人的收入不斷下降,，養(yǎng)老金越來越重要,，平均而言占比大約15%。由于沒法知道農(nóng)戶參保等級和獲得養(yǎng)老金的實際數(shù)據(jù),，圖2是以最低的每年660元為基礎(chǔ)計算的比例,，實際占比應(yīng)該更高一些。應(yīng)該說,，新農(nóng)保的養(yǎng)老金收入對農(nóng)村老人而言還是非常重要的收入來源,，占到了其總收入的15%，尤其對于年齡比較大的農(nóng)村老人,，這筆養(yǎng)老金為其提供了穩(wěn)定的基本收入保障,。

（一）基準(zhǔn)檢驗

本文希望檢驗的是,，家戶參加新農(nóng)保對于家庭消費支出的影響,。由于家戶參加新農(nóng)保是自愿選擇，選擇性偏誤會帶來內(nèi)生性,，直接的最小二乘法估計會得到不一致的系數(shù),。為了緩解內(nèi)生性問題，本文將基于倍差法（Difference in Difference，DID）和工具變量（Instrument Variable,，IV）方法進行估計,。新農(nóng)保政策實施是按縣推進，即一個縣一旦確定參與試點,，所有農(nóng)戶同時擁有選擇參與或不參與的權(quán)利,。固定觀察點數(shù)據(jù)約350個樣本村來源于約350個縣，每個縣只抽樣一個村,，本村內(nèi)所有居民擁有同樣的選擇權(quán),，這一數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)適合倍差法的估計。倍差法的優(yōu)勢在于不需要隨機分組,，實驗組和控制組可以存在系統(tǒng)性差異,；此外，倍差法可以緩解不隨時間變化的因素帶來的選擇性偏差,，從而得到一致的估計系數(shù),。不過，在本文的情境下,，倍差法也面臨兩個問題,，一個是隨時間變化的因素帶來的選擇性偏誤，比如,，隨著收入水平的變化,，家庭是否參與新農(nóng)保的行為可能會發(fā)生變化,；另一個是平行趨勢假設(shè)問題,，本文樣本時間跨度較短，且是一個動態(tài)的政策實施過程,，沒法做嚴(yán)格的平行趨勢檢驗,。

根據(jù)本文的面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)和前述分析，設(shè)定（1）式的倍差法檢驗方程,。i,、j、t分別表示家戶,、村莊,、年份，被解釋變量Ln（Consumption）表示家庭總消費支出的對數(shù)值,，核心解釋變量Insurance表示家庭是否參與新農(nóng)保（0表示沒有參與,，1表示參與），分窄口徑和寬口徑兩種計算方式,，X表示影響家戶消費的隨時間變化的因素,，Z表示影響家戶參保決策的隨時間變化的可觀測因素，${\theta _i}$表示家戶固定效應(yīng)，控制農(nóng)戶所有不隨時間變化的影響消費的特征變量,，${\mu _t}$表示年份固定效應(yīng),，控制農(nóng)戶相同的隨時間變化的影響消費的變量，如新農(nóng)合等其他政策影響,，${\varepsilon _{ijt}}$表示殘差項,。具體來看，X向量包括家庭純收入,、村莊平均家庭純收入,、家庭人口規(guī)模、戶主性別,、戶主受教育年限,、戶主年齡、家庭成員健康狀況,、家庭撫養(yǎng)比,、家庭承包耕地規(guī)模、家庭社會資本情況等,。家庭成員健康狀況用家庭成員中自評健康優(yōu)良的成員數(shù)占家庭人數(shù)的百分比表示,；家庭撫養(yǎng)比以家庭成員中16歲以下人數(shù)、16歲以上學(xué)生人數(shù),、60歲以上成員人數(shù)之和占家庭總?cè)藬?shù)的百分比表示,；家庭社會資本情況用家庭成員中是否有國家干部、是否有村干部,、是否有黨員表示,，滿足任何一項即取值為1，否則取值為0,。Z向量包括兩個變量,，家庭總收入和村莊平均的家庭總收入，一般認為,，收入是影響消費的最重要因素,，而收入水平的變化會影響到家戶是否參與新農(nóng)保的決策。

Ln(Consumption)i jt = α+βInsurancei jt +γXi jt +δZi jt ×t +θi +μt +'i jt                                                           （1）

表1是主要變量的描述統(tǒng)計情況,，從表中可以看到,，樣本期內(nèi)，戶均純收入45150元,，戶均消費25209元,，新農(nóng)保參保率按不同口徑處于0.51到0.61之間，戶主一般是男性,，受教育年限均值為7年,，年齡均值為55歲,，家庭成員中84%的比例身體健康，撫養(yǎng)比均值為41%,，19%的家庭為干部或黨員家庭,。表1是9年混合數(shù)據(jù)的描述統(tǒng)計，無法看到年度變化,，如果分年度來看,，從2009年到2017年，戶均消費由17493元上升到32033元,，人均消費由4618元上升到8884元,，戶均純收入由27281元上升到58683元，參保率（窄口徑）從0.06上升到0.63,，參保率（寬口徑）從0.12上升到0.74,。

表1中還列出了一個非常重要的變量，以村為單位的新農(nóng)保參保率,。新農(nóng)保的政策是按縣推進,，但在我們約350個樣本村（縣）數(shù)據(jù)中，并沒有每個村實行新農(nóng)保政策的具體年份,，沒法識別試點村和非試點村,，因此，我們以家戶參保情況來推斷村層面的試點情況,。如果本村的調(diào)查戶中,，新農(nóng)保的參保率達到一定的標(biāo)準(zhǔn)，即認為該村已經(jīng)開始新農(nóng)保政策試點,。9年間,，如果按照0%的標(biāo)準(zhǔn)，即只要該村農(nóng)戶中參保率大于0就認為該村是試點村,，村莊層面的參保率均值為0.46,；如果按照3%和5%的標(biāo)準(zhǔn)，村莊層面的參保率均值分別為0.42和0.41,。動態(tài)來看，從2009—2017年,，按照0%,、3%、5%的標(biāo)準(zhǔn),，村莊層面的參保率分別從0.28,、0.16、0.12上升到0.84,、0.81,、0.79。村莊層面的參保率對于倍差法中樣本分類有重要意義。倍差法識別思路中非常關(guān)鍵的一點是實驗組和控制組的分類,，在本文的檢驗中,，實驗組非常明顯是參與了新農(nóng)保的家戶，而控制組的選擇卻可以有不同方案,。一個方案是以參保村為研究樣本,，比較參保村內(nèi)參保戶和非參保戶消費支出變化的差異；另一個方案是以所有村為樣本,，比較參保戶和所有非參保戶消費支出變化的差異,。按照倍差法的平行趨勢要求，如果試點村的選擇符合隨機原則,，則兩個樣本的結(jié)果應(yīng)該類似,，如果試點村的選擇不隨機，則用參保村樣本進行檢驗更為合理,。

以（1）式為基礎(chǔ),，倍差法基準(zhǔn)檢驗結(jié)果列于表2中。我們有兩組樣本（參保村樣本,、所有村莊樣本）,，兩個農(nóng)戶是否參保的定義（窄口徑、寬口徑）,，每組檢驗兩個回歸（一個控制Z變量與時間的交叉項,、一個不控制），這樣可以得到2×2×2=8組檢驗結(jié)果,。所有的回歸中都控制了家戶固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng),，所有的回歸中標(biāo)準(zhǔn)誤均聚類到村莊層面，即允許本村內(nèi)農(nóng)戶之間的消費行為可以互相影響,。從表2可以得到幾個比較重要的初步結(jié)論,。第一，全樣本結(jié)果和參保村樣本結(jié)果差異較小,，這說明試點縣的選擇比較隨機,，并沒有選擇特定類型的縣進行試點，后續(xù)的檢驗中我們將以全樣本為基礎(chǔ),。第二,，是否控制Z×t對結(jié)果的影響較大，在窄口徑識別農(nóng)戶是否參保時,，系數(shù)受影響程度約為20%,，在寬口徑識別農(nóng)戶是否參保時，系數(shù)受影響程度約為50%,。這說明農(nóng)戶的參保行為的確會受到隨時間變化的因素的影響,，需要盡可能控制這些因素,。表2中我們控制的因素包括家庭收入和村莊層面平均家庭收入，如果引入村莊×年份固定效應(yīng),，控制住所有村莊層面隨時間變化的影響農(nóng)戶參保決策的因素后,，第（2）、（4）,、（6）,、（8）列中，是否參加新農(nóng)保的回歸系數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)誤分別為0.0389（0.008）,、0.0392（0.008）,、0.0275（0.007）、0.0257（0.008）,，結(jié)論穩(wěn)健,。第三，從表2可以看到,，8組檢驗結(jié)果均顯示,，參加新農(nóng)保對農(nóng)戶消費有顯著的促進作用。窄口徑假設(shè)條件下參加新農(nóng)保對于消費的影響系數(shù)較大,，由于寬口徑統(tǒng)計和窄口徑統(tǒng)計均會使得回歸系數(shù)低估新農(nóng)保對于消費的影響,，而結(jié)果顯示寬口徑統(tǒng)計使得系數(shù)的低估程度更高，我們以全樣本窄口徑的第（2）列回歸結(jié)果做簡要討論,。第（2）列中,，參加新農(nóng)保會使得戶均消費增加約4%，2009年戶均消費為17493元,，參加新農(nóng)保會使得戶均消費增加約700元,。2009年60歲以上老人的戶均人數(shù)為0.57人，按照660元的基礎(chǔ)養(yǎng)老金標(biāo)準(zhǔn),，折合發(fā)放376元,，由此計算政府財政支出帶來的消費支出系數(shù)為1.86，即政府支出1元可以使得居民消費增加1.86元,。對比直接的收入補償產(chǎn)生的效果,，表2顯示家庭消費支出的收入彈性約為0.36，即農(nóng)戶的平均邊際消費傾向最高為0.36,，376元的直接補貼只能帶來135元的消費,。嚴(yán)格來說，農(nóng)戶的平均邊際消費傾向要低于消費支出的收入彈性值,，376元直接的收入補貼能增加的消費遠遠不到135元。由此可見,，以新農(nóng)保的方式對農(nóng)村家戶進行轉(zhuǎn)移支付,，比直接的同質(zhì)性的補貼,，在擴大居民消費方面的效果要好得多。表2的回歸均是以家戶層面加總變量為基礎(chǔ),，我們也可以基于家庭人均變量來做所有回歸,，如第（2）列中，如果以家戶人均變量為基礎(chǔ),，是否參加新農(nóng)保的系數(shù)為0.043（0.009）,，即參加新農(nóng)保能帶來人均消費支出提高4.3%。2009年家戶人均消費均值為4618元,，如果參加新農(nóng)保,，會使得人均消費增加199元，當(dāng)年家庭平均人口數(shù)量為3.8人,，折合戶均消費增加756元,，與家戶層面回歸結(jié)果基本一致。

選擇性偏誤的來源可以分為幾種：可觀測的隨時間變化的因素,、不可觀測的隨時間變化的因素,、可觀測的不隨時間變化的因素、不可觀測的不隨時間變化的因素,。倍差法可以消除可觀測的或不可觀測的不隨時間變化的因素帶來的選擇性偏誤,，進一步通過控制影響參保選擇的隨時間變化的可觀測因素（如家庭收入水平）與時間的交叉項緩解由可觀測的隨時間變化的因素帶來的選擇性偏誤。但是,，表2倍差法的檢驗結(jié)果無法控制不可觀測的隨時間變化的因素帶來的內(nèi)生性,，接下來用工具變量方法做進一步的檢驗。我們以村莊層面參保率作為家戶是否參加新農(nóng)保的工具變量,，如果村莊的參保率較高,，則家戶參保的可能性也越高。工具變量的檢驗結(jié)果列于表3,，每一列檢驗的設(shè)定同表2一致,，結(jié)果同樣顯示，參加新農(nóng)保會顯著提高農(nóng)戶消費水平,，且系數(shù)比表2略大,，符合預(yù)期。

（二）作用機制與異質(zhì)性討論

新農(nóng)保政策為什么會影響家庭消費支出水平呢,？本文將從收入效應(yīng)和預(yù)期效應(yīng)兩個角度進行簡要討論,。收入效應(yīng)是指新農(nóng)保能給已經(jīng)達到領(lǐng)取養(yǎng)老金年齡的農(nóng)村居民增加一定的收入，而這些收入會增加居民消費,。預(yù)期效應(yīng)是指新農(nóng)保政策使得居民預(yù)期未來有較為穩(wěn)定的收入來源,，從而會增加當(dāng)期消費支出。表2的結(jié)果已經(jīng)表明,，政府新農(nóng)保補貼支出在擴大消費支出方面的系數(shù)是1.86,，即政府支付1元養(yǎng)老金,，會使得居民消費增加1.86元，而同時我們發(fā)現(xiàn)收入的平均消費傾向只有0.36,，即收入增加1元時只能增加消費0.36元,，即使將養(yǎng)老金收入作為持久收入，最多能增加1元消費支出,，還是遠遠低于1.86的支出系數(shù),。可見,，收入效應(yīng)遠遠不能夠解釋新農(nóng)保帶來的消費支出增加,。表2是檢驗是否參加新農(nóng)保對于消費支出的影響，由于新農(nóng)保繳費可以分為不同等級,，繳費越多,，將來能夠領(lǐng)取的養(yǎng)老金也越多，我們接下來檢驗不同的繳費等級會對消費帶來怎樣的影響,。表4的模型設(shè)定和表2的第（2）列完全一致,，但核心解釋變量是新農(nóng)保繳費金額的對數(shù)值，以全樣本為例,，此時的回歸系數(shù)為0.059,，即新農(nóng)保繳費每增加1倍，農(nóng)戶消費支出增加5.9%,，2009年時折合戶均消費支出增加1032元,，相對于每年100到500元的繳費額度，消費的增加幅度非常大,，收入效應(yīng)同樣不足以解釋如此大幅度的消費增加,。

新農(nóng)保影響消費的另一個重要原因是預(yù)期效應(yīng)。在消費和儲蓄的相關(guān)理論與實證研究文獻中,，預(yù)防性儲蓄是解釋居民儲蓄行為的一個非常重要的理論,，預(yù)防性儲蓄理論認為，人們?yōu)榱藨?yīng)對未來的不確定性,，會減少當(dāng)期消費,，增加當(dāng)期儲蓄，從而提高儲蓄率,。很多關(guān)于中國高儲蓄率的研究文獻中,，都從不同角度論證了預(yù)防性儲蓄行為的存在，為醫(yī)療而儲蓄,、為教育而儲蓄,、為買房而儲蓄、為養(yǎng)老而儲蓄等。本文認為,，新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險,、新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險等社會保障政策通過向人們提供養(yǎng)老,、醫(yī)療保健等社會福利,，使人們增加了對未來生活的保障，從而減少了因為謹慎需求而對貨幣的持有量,，也就降低了預(yù)防性儲蓄,，提高了現(xiàn)期消費水平，有力地促進了社會的總有效需求,。要檢驗預(yù)期效應(yīng)的存在,，最理想的做法應(yīng)該是要識別出樣本家庭中的個人消費數(shù)據(jù)，在控制住其他因素的條件下,，比較預(yù)期未來有穩(wěn)定收入的人群和預(yù)期未來面臨收入較大不確定性的人群在面臨新農(nóng)保政策沖擊時消費行為的差異,。不過，遺憾的是,，固定觀察點數(shù)據(jù)沒有個人層面的消費數(shù)據(jù),，我們只能以家戶為基礎(chǔ)做簡要討論。為了檢驗預(yù)期效應(yīng)的存在,，將所有樣本根據(jù)家庭特征分為三組,，非老年成人組（簡稱成人組，家庭成員中只有16歲至60歲的非學(xué)生成人）,、老年組（家庭成員中只有60歲以上老人和未成年人）,、混合組（除前面兩種情況之外的所有情形，主要類型是同時包括未成年人,、非老年成人和老年人）,，如果只是收入效應(yīng)，則成人組的回歸系數(shù)應(yīng)該不顯著,。以表2第（2）列和第（6）列的樣本選擇和方程設(shè)定為基礎(chǔ),，分組回歸的結(jié)果如表5所示。第（1）列和第（4）列的系數(shù)顯著為正,，只有非老年成年人的家庭仍然會因為參加新農(nóng)保而增加消費,，而這些家庭在樣本期內(nèi)并沒有獲得養(yǎng)老金收入，這是預(yù)期的效用,。第（2）列和第（3）列的系數(shù)比第（1）列略低,，這可能是因為老人組和混合組相對于成人組而言，未來面臨的不確定性更大,，預(yù)防性儲蓄率更高一些,，從而回歸系數(shù)略小。不過,，需要說明的是,，分組回歸的結(jié)果可以比較系數(shù)的相對排序,，但絕對值的含義較小，因為不同組的回歸中不同變量的均值均會存在差異,，不可直接比較,。表5說明的主要問題是，成人組中并沒有因為參與新農(nóng)保獲得更多收入,，但仍然會提高消費水平,，這說明了預(yù)期效應(yīng)的存在。

接下來從戶主年齡,、戶主受教育程度,、家庭收入水平等三個維度來討論新農(nóng)保對于消費的異質(zhì)性影響。戶主年齡按照40歲,、60歲的門檻將樣本分為低年齡組,、中等年齡組、高年齡組三個組,；戶主受教育程度按照6年和9年將樣本分為低教育程度,、中等教育程度、較高教育程度三個組,；家庭收入水平以2009年為基準(zhǔn)將樣本分為低收入,、中等收入、高收入三個組,。仍然以表2第（2）列和第（4）列的方程設(shè)定為基礎(chǔ),，檢驗新農(nóng)保對消費影響的異質(zhì)性，結(jié)果列于表6中,。不管是以寬口徑還是以窄口徑識別農(nóng)戶是否參加新農(nóng)保,，結(jié)果均類似，都可以看到,，戶主年齡越大的家庭,，消費水平提高的程度越高；戶主受教育程度較高的家庭,，消費水平提高的程度較高,；2009年收入水平越低的家庭，消費水平提高的程度越高,。

本文以2009—2017年農(nóng)業(yè)農(nóng)村部每年對約350個縣（村）2萬戶農(nóng)戶的固定觀察數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，從居民消費的角度評估新農(nóng)保政策的影響,。主要有如下幾點結(jié)論：（1）新農(nóng)保政策對提升農(nóng)村居民消費水平成效顯著,。參與新農(nóng)保使居民家庭消費支出提高4%，2009年折合戶均消費可以增加700元，如果按人均消費計算,，參加新農(nóng)保使人均消費支出提高4.3%,，2009年折合人均消費提高199元。（2）在新農(nóng)保政策實施過程中,，政府支出帶來的消費支出系數(shù)為1.86,，遠遠高于平均的邊際消費傾向0.36；此外,，新農(nóng)保繳費額度每增加1倍,，農(nóng)戶消費支出提高約5.9%。（3）機制檢驗表明,，收入效應(yīng)和預(yù)期效應(yīng)都會使新農(nóng)保促進居民消費，而預(yù)期的影響尤其重要,；新農(nóng)保政策對戶主年齡較大的家庭,、戶主受教育程度較高的家庭、家庭收入相對較低的家庭的消費促進作用更強,。本文的研究表明,，新農(nóng)保政策的實施不但有利于農(nóng)村社會保障體系的完善，提高農(nóng)村老人收入水平,，也有利于降低未來預(yù)期不確定性,，提高農(nóng)村居民消費水平，從而提高農(nóng)村居民生活水平,，擴大總消費需求,，促進經(jīng)濟增長。

作為一項較為初步的研究,，本文還存在諸多不足,，有待于后續(xù)研究中不斷完善。（1）關(guān)于作用機制的討論還不夠,，收入效應(yīng)和預(yù)期效應(yīng)識別需進一步加強,，最好能有合適的個人收入與消費數(shù)據(jù)進行補充研究。（2）新農(nóng)保政策影響居民消費的結(jié)構(gòu)效應(yīng)有待進一步討論,，消費結(jié)構(gòu)非常復(fù)雜,，本文只討論了總的消費支出，沒有區(qū)分不同類型的消費,。（3）消費將微觀經(jīng)濟主體與宏觀經(jīng)濟表現(xiàn)結(jié)合起來,，通過對個人消費行為的分析，可以過渡到宏觀總消費需求的研究,，新農(nóng)保政策作為一項覆蓋率超過80%的影響深遠的政策,，我們有必要詳細討論其對宏觀經(jīng)濟增長的影響。這些問題都有待后續(xù)研究中詳細討論。

〔本文為國家自科基金面上項目“市場化,、社會資本與中國階層流動性研究”（71473212）和國家自科基金管理科學(xué)部2019年度專項項目“擴大中等收入群體與促進產(chǎn)業(yè)升級協(xié)同發(fā)展研究”（71950006）的階段性成果〕