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1、“ 新农保” 使谁受益: 老人还是子女?陈华帅曾毅内容提要: 评估新农保与家庭代际支持的互动关系是衡量新农保政策绩效的关键问题之一。本文利用 2008 年与 2011 年 “中国老年健康影响因素跟踪调查” 数据， 通过固定效应面板模型以及 PSMDD 等方法控制住老人参保行为的内生性和样本选择偏误， 研究发现， 新农保在增进农村老人福利水平的同时， 对于家庭代际经济支持有着显著的“挤出效应” ， 老人领取的养老金在均值基础上每增加 1 元时， 其子女提供的代际支持将减少 0. 808 元; 与未参保老人相比， 2011 年参保老人所获得的子女代际支持金额相对减少了587. 1 元/年， 占同期
2、领取养老金收益的 62. 4%。由此可见新农保的主要受益人是老人的子女， 主要政策绩效是减轻了子女的养老负担。关键词: 新农保家庭代际支持挤出效应养老金农村老人*陈华帅， 湖南湘潭大学商学院， 美国杜克大学医学院老龄与人类发展研究中心， 邮政编码: 411105， 电子信箱: huashuaichen gmail com; 曾毅， 北京大学国家发展研究院， 美国杜克大学医学院老龄与人类发展研究中心， 邮政编码: 100871， 电子信箱:zengyi68 gmail com。本文研究得到国家自科基金国际合作重大项目( 批准号: 71110107025) 、 教育部人文社科重点研究基地重大项目(
3、 批准号: 2009JJD790001) 、 国家社科基金重大项目( 批准号: 12ZD048) 、 教育部人文社科青年项目( 批准号: 10YJC790021) 、湖南省自科基金一般项目( 批准号: 11JJ3093) 以及湖南省教育厅社科项目( 批准号: 201211000603006) 资助。衷心感谢匿名审稿人的建设性评审意见。文责自负。2013 年 3 月 8 日全国人大常委会工作报告， 新浪网址 http: / /news sina com cn/c/2013 03 08/155226471867 shtml。一、 引言我国自 2009 年 7 月份开始， 在全国选择了 10% 的县
4、( 市、 区) 启动“新型农村社会养老保险”( 以下简称 “新农保” ) 试点。此后 “新农保” 试点工作在全国迅速铺开， 2010 年及 2011 年分别新增国家试点县 518 个、 1076 个， 覆盖面达到 60%以上， 另有 339 个非国家试点县自行开展了新农保试点工作， 到 2012 年 8 月底， 全国所有的 2853 个县级行政区均启动了新农保试点。据中国社会科学院发布的 中国养老金发展报告2012 显示， 截至2011 年底， 全国新农保参保人数已经超过了3. 26亿人， 其中全国达到领取新农保养老金待遇年龄人数有 8921. 78 万人( 郑秉文， 2012) 。最新数据显
5、示， 2012 年底全国参保人数已达 4. 6 亿人。新农保的主要目标是建立覆盖城乡居民的社会保障体系， 推动农村减贫并逐步缩小城乡差距，实现 “老有所养” 的社会保障目标。那么， 新农保实施后的绩效如何?农村老年人的收入和福利水平是否得到了显著改善?子女的养老负担减轻了多少?由于缺乏合适的调研数据， 学者们在这一方面的研究还较薄弱， 目前仍主要停留在理论测算层面。然而理论测算并未考虑新农保政策与其他环境因素的复杂互动关系， 所得结论有时会失真。针对我国台湾地区于 1990 年代推行的“老农年金” 计划的研究显示， 公共养老金对于子女提供的家庭代际经济支持有着显著的“挤出效应” ， 老人领取的
6、公共养老金每增加一美元， 其子女提供的代际支持金额将减少大约 3039美分( Fan， 2010) 。“家庭养老” 是我国传统的养老模式， 新农保实施后子女提供的家庭代际支持是否也会出现类似变化?本文根据中国老年健康影响因素跟踪调查的最新数据， 将回答这一552013 年第 8 期重要问题。与前人的研究相比， 本文贡献主要在以下三个方面: 第一， 首次使用了全国性的大型调研数据来研究新农保绩效， 样本覆盖了中国 23 个省份的 600 多个县市， 具有广泛的地域代表性; 第二， 通过新农保参保前后子女提供的家庭代际支持及其他因素的动态变化， 借助于固定效应面板模型及倾向值匹配法等工具， 较好地
7、控制住了新农保参保行为的内生性， 所得结论具有稳健性和可信性;第三， 借助于回归分析结果， 首次对新农保对家庭代际支持的“挤出效应” 进行了定量测算， 为准确评估新农保的政策效果提供了重要依据。二、 文献回顾目前已有不少学者对新农保的实施进行了理论和实证分析， 主要集中在以下几个方面。新农保试点运行中存在的问题。学界普遍承认新农保的积极功能， 通过调查发现， 农户普遍了解新农保， 参保比较积极( 例如， 钟涨宝、 李飞， 2012) ， 但也发现存在若干问题， 例如， “新农保” 试点政策存在制度缺位， 主要吸引的是中低收入水平、 健康水平低、 参保回报时间短的人群 ( 穆怀中、 闫琳琳， 2
8、012) ; 年轻农民的参保意愿相对偏低， “与子女相绑” 的参保方式有违农民的意愿( 刘善槐等， 2011) ; 新农保最低缴费档次在试点县格外“受宠” ， 选择较高缴费档次者相对较少( 鲁欢， 2012) ; 地方政府筹资难、 基金管理难、 参保意识维持难 ( 范永茂， 2011; 王翠琴、 薛惠元， 2011) 。新农保参保的影响因素。在这方面研究的学者及成果较多， 主要考察了参保者的个体特征、 政策了解程度等因素。通过调查数据发现: ( 1) 子女数量， 尤其是男孩的数量， 与农民参加社会养老保险的意愿负相关( 肖应钊等， 2011; 郝金磊、 贾金荣， 2011) ; ( 2) 年龄
9、与农民参保意愿正相关， 16 39 岁的年轻人参保的积极性比较低， 而 4059 岁的中老年人参保比例明显要高( 苏东海、 周庆，2010) 。( 3) 家庭年均纯收入高的农民参保意愿相对较强， 以农业收入为来源的农民参保意愿低( 黄阳涛等， 2011) ; ( 4) 农民对新农保政策了解程度越高， 参保意愿越强( 郝金磊、 贾金荣， 2011) ;( 5) 养老金保障水平偏低会对农民参保产生不利影响( 高君， 2010) 。新农保的实施效果。由于新农保推行的时间不太长， 政策效果需要经过一定时间才能显现出来， 加上缺乏全国性的相关调查数据， 目前关于新农保影响效应的研究还很少。王翠琴与薛惠元
10、 ( 2012) 通过政策分析发现， 在现行财政补贴政策下， 新农保的收入再分配偏向于选择较高档次缴费的人群及缴费困难群体等 ， “捆绑式缴费” 政策产生了逆向的收入再分配效应。刘冰等( 2012) 采用两时期的世代交叠理论模型进行模拟分析发现 ， “新农保” 能在一定程度上替代“养儿防老” ， 减少农民自愿生育的子女数量。而薛惠元( 2012) 通过测算发现， 现行新农保制度所提供的养老金不能满足 “老人 ” 、 “中人” 和大部分 “新人” 的基本生活需要。以上研究大大加深了我们对于新农保存在的问题及政策实施效果的认识， 但也存在着一些不足。首先， 大部分实证分析都是基于某一个或几个县市的
11、调研数据， 样本较少， 缺乏大型的全国性的调研数据支持， 由于各地的经济发展水平、 社会保障体系完善程度以及人口老龄化程度等方面差异较大， 局部调研的实证结论并不具有普遍的代表性。其次， 新农保实施绩效方面的研究较薄弱，目前这一方面的研究主要是基于理论测算， 缺乏微观调研数据的实证支持。本文拟利用“中国老年健康影响因素跟踪调查” ( Chinese Longitudinal Healthy Longevity Survey， 以下简称 “CLHLS” ) 数据研究新农保参保的实施效果， 重点回答以下问题: ( 1) 新农保是否显著改善了农村老年人的经济福利， 并降低了其对子女代际支持的依赖程度
12、?( 2) 新农保是否显著影响子女给予老人代际经济支持的可能性以及经济支持金额?是否存在“挤出效应” ?65陈华帅、 曾毅 : “新农保” 使谁受益: 老人还是子女?( 3) 谁从新农保政策的实施中受益更多: 老人还是其成年子女?三、 数据及描述性统计1 样本选择本文所使用的数据来自 CLHLS 数据的 2008 年及 2011 年两期跟踪调查， 涵盖了全国 23 个省份的大约一半的县( 市、 区) 的年龄范围为 65110 岁的老年人群， 2008 年及 2011 年均存活并参与跟踪调查的老年样本共 8， 418 人， 具有广泛的地域代表性及大样本性质。按照规定， 新农保的参保对象为年满 1
13、6 周岁、 非在校学生、 未参加城镇职工基本养老保险的农村居民， 在户籍地自愿参加。对于进入城市工作生活的仍具有农村户籍的务工人员来说， 如果他们在就业所在地参加了城镇职工基本养老保险并且享受城保待遇， 就不再回户籍地参加新农保。因而在确定新农保适用对象时， 不能简单地以居住地或户籍类别为划分标准。在本文中， 如果被访样本有资格享受离退休待遇， 或者参加了城镇职工医疗保险或城镇居民医疗养老保险， 则认为该样本不属于新农保的参保对象， 将这些样本剔除后， 2008 年及 2011 年两期均被访的适用于新农保的样本共 6， 234 人。早在 2009 年 7 月新农保试点正式启动前， 我国已有不少
14、地区( 例如苏州、 无锡、 杭州等地) 在总结老农保实施的经验教训基础上开展了新农保试点， 同样采取的是个人缴费、 集体补助、 政府补贴相结合的方式。据人社部公布的 2008 年全国社会保险情况 显示， 截至 2008 年底， 全国已经有 464 个县开展了由地方财政支持的新型农村养老保险试点， 参保农民达到 1， 168 万人。在本文考察的样本中， 有 250 位样本在 2008 年调研之前就已在这些先行试点地区参保， 由于观察不到其参保前的信息， 无法跟踪参保前后的动态变化， 故将这些样本去除。在 CLHLS 样本涉及的 633 个县区中， 2008 年到 2011 年两期调查期间参与新农
15、保试点的县区共 250 个， 未参保县区 383 个( 详见附录 1) 。由于新农保试点县的选择不一定是随机的， 与各地的经济发展水平、 社会保障体系完善程度及地方政府财政状况等因素有关， 试点县的非参保组样本与非试点县样本之间可能存在系统性差异。为了尽可能排除由于这种地区差异而导致的样本选择性偏误， 本文将未试点县的 2， 651 位样本从控制组中去除， 仅考虑将试点县区的参保样本与非参保样本进行比较分析。经过以上调整后， 本文使用的 CLHLS 数据中有效样本共 3， 333 人， 分布在 22 个省份的 250个试点县( 市、 区)， 其中 6579 岁男性 623 人， 女性 639
16、人; 8089 岁男性 465 人， 女性 576人; 90 岁及以上男性 270 人， 女性 760 人。2008 年调查时所有样本均未参保， 到 2011 年调查时点， 有931 人已参加新农保( 处理组) ， 另外2， 402 人未参保( 控制组) 。在参保样本中， 参保时间长度不足半年的样本有 143 人， 至少半年但不足一年的样本 305 人， 参保时间在一年或以上的样本有 483 人。 2 变量定义本文的被解释变量分为三类: 第一类是反映老人经济福利的指标， 包括“目前主要生活来源是否依赖子女提供 ” 、 “目前所有生活来源是否够用” 以及 “肉、 鱼、 蛋等高蛋白食物消费频率” ; 第二类752013 年第 8 期本文研究对象为 60 岁以上农村老人， 其外出务工且在就业城镇参加城镇居民医疗保险的情况可忽略不计。由于城居医疗保险制度到 2008 年为止在城镇地区已基本达到全覆盖， 与离退休制度及城镇职工养老保险制度相结合后， 不适用于新农保的人群已基本涵盖在其中， 因而可认为剔除后剩下的人群为新农保政策的适
