农村养老保险对家庭储蓄的影响基于CFPS数据的研究

　　以上居民的储蓄率。新农保实施之后，60岁以下居民处于参保缴费的阶段，但由于绝大多数居民的新农保缴费额仅有1元，其预期未来产生的养老金收益较小，因此很难通过财富替代效应和降低收入风险的渠道减少居民储蓄。但是，60岁以上的居民受到新农保的影响更为直接，他们不需要缴费就可以直接领取养老金，其领取的年养老金绝对数额虽然不大（约660元），但占收人的平均比重达到了22.4%，而且立即实现的养老金财富可以有效降低当前的收入风险。

　　本文以下部分的结构安排如下：第二部分回顾养老保险对家庭储蓄影响的，并介绍新农保实施的制度背景；第三部分介绍本文所使用的数据，并对要变量进行描述；第四部分讨论60岁以下居民参与新农保缴费对储蓄影响的回归结果；第五部分讨论60岁以上居民领取新农保养老金对储蓄影响的回归结果；第六部分总结全文。

　　二、回顾和背景介绍养老保险对家庭储蓄影响的理论，可以追溯到Modigliani（1970）提出的生命周期理论。这一理休后的消费。FeldStein（1974）在这一理论基础上，提出养老保险对储蓄具有“财富替代效应”，缴纳养老保险费后所预期的未来能领地 址：山东聊城经济开发区华山路南首30号取的养老金（即养老金财窜）将减少当前的个人储蓄。换句话说，养老保险缴费作为一种强制储蓄形式会挤出个人当前的其它自愿储蓄。

　　但是，如果人们在年轻时储蓄还具有其他目的，并不仅仅是为了养老，养老金对储蓄的挤出作用将减少。例如，Samwick（1998）指出，为应对大额支出风险（如住房或大病医疗），人们存在目标储蓄动机，即居民有一个储蓄的目标值，因此养老保险并不会减少居民的自愿储蓄。①另外一些研究指出，如果家庭存在流动性约束，养老保险对降低储蓄的作用也将大打折扣（Hubbard，养老保险除了通过“财富替代效应”减少居民储蓄外，也可以通过降低人们未来（尤其是退休后）的收入风险，从而降低预防性储蓄（Hubbardudd，1987）。预防性储蓄是家庭为应对未来收入或支出风险而产生的一种储蓄动机。根据易行健等（2008）的研究，中国家庭具有十分强的预防性储蓄动机。

　　自从20世纪70年代以来，大量研究开玲从实证上检验养老保险对居民消费和储蓄的影响。

　　FeldStein（1974）用时间序列数据验证了美国家庭养老金财富和家庭储蓄之间的替代关系，但使用时间序列数据法排除同时期其它因素变化的影响。此后很多研究开始使用微观家户数据考察养Hausman（1984）、Gale（1998）等研究都发现养老金对家庭储蓄具有显著的负向作用。但是，另外一些研究则没有发现养老金对储但是这些研究使用的均是截面数据，都没有解决养老金的内生性问题，个人参与养老保险本身存在自选择，有一些不可观测因素同时影响养老金数额和储蓄率，因此会导致估计量存在偏误。进入21世纪，很多研究开始利用自然实验、工具变量等方法克服养老保险的内生性问题。Attanasio化对家庭储蓄率的影响，发现养老金财富对家庭储蓄具有显著的负向作用。Engelhardt另外，Thaler（19））还提出，自我约束性储蓄、短视以及金融知识（financialliteracy）缺乏等原因，也可能导致养老保险法降低居民储蓄。

　　Hubbard（1986）甚至发现，对存在流动性约束的家庭，养老金财富增加反而会使家庭储蓄提高。

　　etal.（2013）分别利用美国和欧洲的数据，通过利用外生政策规则构造了养老金财富的工具变量，也发现养老金财富显著挤出了私人储蓄。上述研究都是研究已经参保人群的养老金财富数额变化对储蓄的影响，但法考察新的养老保险体系建立所来的影响。

　　在新农保之前，中国的养老保险要是城镇职工基本养老保险，目前基于中国数据考察养老保险对家庭储蓄影响的研究都集中于此。何立新等（2010）与Feng etal.（2011）考察了中国1997年城镇职工养老保险改革的影响，他们发现这次改革来的养老金净财富减少显著提高了居民储蓄。

　　白重恩等（2012）利用2002―2009年城镇住户数据，发现尽管参与城镇养老保险会提升消费，但是在给定参保这一条件下，缴费额增加却会减少居民消费，他们给出的解释是：家庭面临信贷约束，同时存在目标储蓄的动机，养老金缴费增加后，人们为了实现储蓄目标，只能减少当期消费。

　　与上述国内外研究相比，本文则考察了一项新的养老保险体制建立对家庭储蓄的影响。上述研究使用的均是混合横截面数据，而不是面板数据，法控制家庭层面的固有不可观测因素。我们所使用的面板数据可以有效控制家庭固定效应。

　　新农保推行之后，已经有一些研究开始评估其政策效果。陈华帅和曾毅（2013）与程令国等（2013）使用2008年和2011/2012年两轮的CLHLS面板数据，考察了领取新农保养老金对老年人养老模式的影响，他们发现新农保降低了65岁以上老人在经济来源和照料方面对子女的依赖，提高了老人与子女分开居住的概率。但是他们都没有考察新农保对居民储蓄的影响。①为了建设覆盖城乡居民的社会保障体系，国务院从2009年9月发布了关于开展农村社会养老保险试点的指导意见，并确定了首批320个新农保国家级试点县。随后，新农保在全国各地快速推进。2010年和2011年，新农保国家级试点县分别新增518个和1076个。到2012年底，全国所有2853个县（市、区）都已经实施了新农保，参保人数达4.6亿人。

　　新农保的参保对象为未参加城镇职工养老保险且年满16周岁的农村居民，实行农民自愿参保。新农保实施后，已年满60周岁、未事受城镇职工基本养老保险待遇的，不用缴费，可以按月领取基础养老金。不满60岁的，需要按年1缴费。③参保人领取的养老金来自社会统筹账户和个人账户两个部分。个人账户的资金来源于个人缴费、政府补贴、集体补助三个部分。其中，个人缴费标准分为每年1―500元5个档次，参保人自选择档次缴费。④政府也对参保人缴费给予补贴，补贴标准不低于30元。有条件的村集体会对参保人缴费给予额外补助。社会统筹账户全部来自政府财政资金，用于对参保人全额支付新农保基础养老金，标准为不低于每人每月55元。个人账户养老金的月计发标准为个人账户全部储存额除以139，因此缴费数额更高意味着到60岁后可以领取更高的养老金。

　　总体来看，新农保的制度设计体现了“保基本、广覆盖、有弹性、可持续”的原则。在尽可能提高参保率、不增加农民负担的考虑下，新农保的年缴费额较低，尽管分为100―500元五个缴费档次，实际当中绝大多数农民都选择了100元的缴费数额。对于60岁以上的居民，新农保提供了55元的基本养老金，保障了最基本的养老需要。

　　受新农保影响的家庭可以分为两类：一类是家庭成员在60岁以下，需要参保缴费；另一类是家他们使用的CLHLS数据只包含65110岁老人，法考察新农保对60岁以下参保人群的影响。

　　2011年，中国开始实施城镇居民养老保险，覆盖范围是没有参与城镇职工养老保险的城镇居民。2014年2月，中国政府进一步将新农保与城镇居民养老保险并轨，两者合称为城乡居民养老保险。

　　距领取年龄超过15年的，累计缴费不少于15年。距领取年龄不足15年的，允许补缴，累计缴费木超过15年。

　　国务院规定，各地可以根据实际情况增设缴费档次。

　　庭成员在60岁以上，不需要缴保费，可以直接领取基础养老金。①新农保对这两类家庭影响的方式存在很大不同。对于成员在60岁以下的家庭，尽管现在处于缴费阶段，但参保意味着预期未来60岁后可以有一笔养老金财富，60岁后的收人风险也可以降低，因此新农保可以通过“财富替代效应”和降低收人风险的渠道降低居民储蓄。但是华盈做为变压器优质厂家为您郑重承诺：我们所有变压器保证全新全铜线，三年内在正常使用中出现质量问题给与保修保换，凡2000KVA以下产品全部现货供应，凡使用本公司的变压器在正常投入运行三年内一律实行三包。产品畅销、山东、新疆、内蒙古、甘肃、宁夏、陕西、山西、河北、河南、黑龙江、吉林、辽宁、四川、贵州、湖北、湖南等地。365天全程为您服务!本公司秉承“以人为本，科技创新，志在超越”的崇高信念，以可靠的产品质量，优惠的价格，完善的售后服务，精益求精，追求完美，竭力欢迎新老客户垂询合作，愿与广大客户共创双赢的美好明天。 ，新农保的缴费数额普遍较低，因此居民预期未来领取的养老金数额较低，而且很多居民对60岁后能否领取可以保障老年生活的养老金缺乏可靠的预期，因而参保对储蓄的影响可能并不十分明朗。加之年轻家庭很大程度上不是为了养老而储蓄，而是为了子女教育、健康、住房等而储蓄，因此新农保政策的出台，可能不会降低这些家庭的储蓄。而对于成员邮 箱：1262980066@qq.com在60岁以上的家庭，新农保实施后他们当前的收人立即增加，近期的收人风险大为降低，而且老年人的储蓄目的比较单一，要就是为了养老。因此可以预期，新农保对老年人的影响效果可能更大。

　　三、数据和实证策略本文所使用的数据来自中国家庭追踪调（CFPS）。CFPS是由北京大学中国社会科学调查中心实施的具有全国代表性的大型微观入户调，该调查两年一轮，旨在通过跟踪收集个体、家庭、社区三个层次的数据，反映中国社会、经济、人口、教育和健康的变迁，为学术研究和公共政策分析提供数据基础。CFPS的调查样本覆盖了全国25个省162+县635个村庄（社区）的14798个家户，②其分层多阶段抽样设计使得样本能够代表大约95%的中国人口（Xie，2012）。CFPS全国基线调查于2010年开展，对绝大多数家庭的人户调查是在2010年4月到9月，另有约5%的人户调是在2010年底完成。2012年，CFPS对原有家庭进行了追踪调。由于我们的研究对象为农村家庭，因此仅保留具有农村户籍的家庭。③受新农保影响的有两类家庭，一类是家庭成员在60岁以下，另一类是家庭成员在60岁以上。

　　新农保对这两类家庭影响的方式存在很大不同，因此我们对这两类样本分别进行实证考察。我们首先进行了两项数据处理：首先，一些家庭内可能同时有60岁以上和60岁以下的成年人，对于这些家庭，同时存在参保和领取养老金两种政策效果，为了区分这两种政策效果的不同，我们删掉了这些家庭。其次，如果一个农村家庭里有成年人参加了城镇职工基本养老保险，这会干扰我们识别新农保的政策效果，因此我们删掉了这样的家庭。进行这两项样本限定之后，我们回归使用的第一类家庭具体定义是：家庭成员均在60岁以下（以2012年时的年龄计），且没有参加城镇职工基本养老保险。回归使用的第二类家庭定义是：家庭成员均在60岁以上或16岁以下（以2012年时的年龄计），且没有参加城镇职工基本养老保险。⑤我们选取了两类家庭的平衡面板数据，为了表述的方便，下文将其分别简称为60岁以下家庭“和60岁以上家庭”。进行数据清理后，这两类样本家庭的数量分别是3502户和835户。

　　模型设定和关键变量描述我们使用面板数据双向固定效应模型，来考察新农保实施对中国农村家庭储蓄率的影响，具体模型如下：一些地区实施了“捆绑政策”，即只有子女参保的情况下，老人才可以领取基本养老金。

　　CFPS没有覆盖西藏、青海、新疆、宁夏、内蒙古、海南、香港、澳门和台湾。

　　我们没有按照居住地来区分是否一个家庭为农村家庭，因为有一部分农村户籍的家庭居住在城镇。而新农保是对农村户籍的人口都适用的。

　　按照政策规定，如果一个人参加了城镇职工基本养老保险，他就没有资格同时参加新农保家庭成员均在60岁以上或16岁以下，这确保了家庭里没有人需要缴纳新农保保费，但是有资格领取新农保养老金。

　　其中，表示第i个家庭第t年的储蓄率。ATSP，表示第i个家庭第t年参与新农保的情况。尤，表示家庭i随时间变化的相关控制变量，0；表示家庭固定效应，控制了家庭不随时间变化的固有因素。表示年份固定效应。考虑到同一村居内不同家户随机扰动项之间的华盈非晶合金变压器有限公司相关性，我们均将回归标准误聚集（cluster）在村庄层面。

　　对于60岁以下家庭，我们使用两种方式衡量一个家庭参与新农保缴费的情况。第一个是使用1%，2012年则上升到49.5%，显示新农保试点在全国的快速推进。第二个是使用家庭成员参加新农保的人数，理论上看，参保人数越多对家庭消费和储蓄的影响越大。显示，2012年样本当中参加新农保缴费的人中87.5%都选择了100元的缴费额，选择500元及以上缴费档次的人数仅占4.9%.与样本中平均家庭收人37547元相比，平均家庭新农保缴费额（约280元）仅占平均家庭收入的。7%，这是一个非常小的数字。

　　对于60岁以上家庭的关键解释变量MP，。，我们也使用如下两种方式衡量其领取养老金的情况。第一是家庭成员是否有人领取养老金这一虚拟变量，样本当中的60岁以上家庭中，2010年领取新农保养老金的家庭占4.3%，2012年则上升到44.6%.第二是家庭成员中领取新农保养老金的人数，同样领取养老金的人数越多，对家庭产生的影响可能会越大。样本数据显示，85%的居民每个月领取的养老金水平在55元一65元之间，显示了60岁以上家庭新农保养老金领取额占家庭可支配收人的比重。根据计算，这一比重平均达到22.4%，中位数达到了10.7%.家庭储蓄率的定义是：（家庭可支配收人一消费）/家庭可支配收人。家庭消费包括食品、衣着、曰常用品、日常服务、出行、通信、居住、文娱休闲、教育和医疗等支出。由于教育支出与家庭是否有孩子处于上学阶段有直接关联，而大额的医疗支出则有较大的突发性，因此教育和医疗支出与家庭成员的年龄和健康状况有很大关系，且具有很强的支出刚性。为了检验结果的稳健性，我们同时计算了第二个家庭储蓄率，即不将教育和医疗支出计入消费时的储蓄率。下文分别将两个储蓄率称为“储蓄率1和”储蓄率2“。由于家庭储蓄率存在较多的极端值，我们将5%的极端值进行了winsorize处理。①处理之后，对于60岁以下样本，”储蓄率1和和“储蓄率2（即储蓄率2和储蓄率1之间的差）平均数是0.24，中位数是0. 20.对于60岁以上样本，”储蓄率1和和“储蓄率2的均值分别为-0.39和0.06，中位数分别为0. 13和0.42.同样可以计算出，教①我们还尝试将2%的极端值进行了winsorize处理，结果基本一致。120育和医疗支出占这类家庭收人比重的均值和中位数分别是0.45和0.29.比较来看，老年人的储蓄率要低于60岁以下居民，这符合生命周期理论。

　　为了进一步检验结果的稳健性，我们还使用家庭消费率的对数值，即log（消费/收人）作为替代性的被解释变量，这样可以更大程度地避免极端值对结果的干扰。此外，我们还直接使用家庭消费数额的对数值，作为另一替代性的被解释变量，进行了稳健性检验。

　　控制变量包括家庭可支配收人的对数值，所在村庄平均家庭收人的对数值、家庭成员数量、家庭存款余额的对数值、家庭里少儿（16岁以下）人数所占的比例、户自报健康水平、是否有家庭成员住院。②以上这些变量的统计特征都报告在表1之中。

　　表1变量的描述性统计变量名称60岁以下家庭60岁以上家庭观测值数均值标准差观测值数均值标准差家庭储蓄率1家庭储蓄率2家庭消费数额的对数值家庭消费率的对数值家庭成员参加新农保不适用参加新农保的家庭成员人数不适用家庭成员领取新农保不适用领取新农保的家庭成员人数不适用家庭收入对数值村庄人均收入均值的对数值家庭存款余额对数值家庭规模少儿所占比重户自报健康水平是否有家庭成员住院新农保不是在全国同时全部实施，而是在各地分批试点和不断推广。由于新农保缴费是采取自愿参加的原则。在60岁以下的居民当中，相当一部分没有选择参保。新农保的参保行为可能与家庭的某些不可观测特征相关，因此在回归模型U）关键变量“农户是否参保”存在内生性。

　　尽管控制家户固定效应可以控制随时间不变的家庭不可观测特征（如消费习惯），但是法完全控制随时间变化的家庭不可观测特征，因而系数估计量仍然可能存在偏误。为了解决这一问题，我们根据家庭所在县（区）实施新农保的时间，定义一个县在调查时点是否开展了新农保试点这一虚拟变量（CTVfiP，。，），以此作为家庭参加新农保情况的工具变量。每个县是否开展新农保试点决定了农户是否参与新农保，而一个县开展新农保试点的时间要是由中央政府确定的，与家庭层面的消费这里的消费包含了家庭教育和医疗支出。从公式上看，lg（消费/收人）=lg（消费率）=lg（l -储蓄率），我们不使用log（储蓄率）是因为储蓄率可能存在负值，而消费率则永远是正数。

　　我们将户自报的健康水平转化为了01虚拟变量，如果健康水平在中间值以上，虚拟变量就嬴值为1.我们没有控制户的教育程度，因为我们使用的是面板数据固定效应模型，绝大多数户的教育水平在这两年内都是固定不变的。我们也没有控制户的年龄，所有户的年龄在这两年间都会增加两岁，因此这一变量在不同观测值间实际没有差异（variation）。

　　行为关，因此满足工具变量的外生性条件。①原则上，在已经开展试点的地方，60岁以上的老人都有资格领养老金，这与个人是否选择参保关，因此基本不存在自选择问题。但是由于一些地区实施了“捆绑政策”，即只有子女参保的情况下，老人才可以领取基本养老金。因此严格来讲，60岁以上老人领取新农保养老金这一变量也存在内生性，为此我们同样使用一个县是否实施了新农保试点作为其工具变量。

　　四、参加新农保缴费对家庭储蓄的影响对于60岁以下的家庭，参与新农保对家庭储蓄率影响的双向固定效应模型结果报告在了表2当中，其中第1一3列的被解释变量为储蓄率1，第4一6列的被解释变量为储蓄率2.表2新农保对家庭储蓄率的影响（双向固定效应模型）被解释变量储蓄率1储蓄率2家庭成员参加新农保参加新农保的家庭成员人数家庭收入对数值村庄人均收入均值的对数值家庭存款余额对数值家庭规模少儿所占比重户健康水平家中是否有成年人住院家庭固定效应是年份固定效应是观测值数注：本表是面板数据双向固定效应模型的回归结果，所有列均控制了年份和家庭的固定效应。我们将标准误群聚（cluster）在村庄层面，括号内为标准误/、“分别代表在10%、5%和1%水平下显著。

　　第1列中，只放人了家庭成员是否参保以及家庭和年份固定效应，家庭成员是否参保的系数尽管为负，但是在统计上并不显著。第2列进一步放入了其它家庭层面的控制变量，家庭成员是否参保的系数仅有0.018，在统计上仍然不显著，系数估计值在95%水平下的置信区间为（-0.051，①当然，工具变量实际估计的系数为局部处理效应（LATE），估计出的是新农保对顺从者（complier，即新农保开展试点后选0.088），在统计上法本公司生产的SCRBH15非晶合金干式变压器，SGBH15非晶合金变压器（10KV级），SCRBH15非晶合金卷铁芯干式变压器 S9、S11.S13系列6-35KV油浸式变压器、SCB10.SCB11系列6-35KV干式变压器、非晶合金、有载调压电力变压器等级低损耗电力变压器，技术标准严格采用国际GB1094.1、2-1996；GB/T6451-1999，并在同行中率先获得ISO9001质量体系认证证书和PCCC产品认证证书。主导产品“华盈”牌电力变压器达到同行业领先水平。公司成立以来，本着创新发展的目标，购进了先进的生产检测设备，引进了国际先进的企业管理模式和工艺，建立了高效灵敏的信息反馈系统和完整的售后服务体系。公司早在1997年就率先通过了ISO9001质量管理体系认证，并于2016年成功换版为ISO9001：2008质量管理体系认证，在2016年九月份获得ISO14001：2004环境管理体系认证，在2017年5月份获得中国国家强制性产品认证（3C认证），使产品质量有了很大的提高，产品服务更贴近于用户需求。拒绝系数等于0这一原假设，这表明参与新农保对家庭储蓄率没有显著影响。第3列将关键解释变量由家庭成员是否参保替换为家庭成员参保的人数，其系数估计值很小且仍然不显著。第4-6列将被解释变量替换为了储蓄率2，即不将教育和医疗支出计人消费时的储蓄率，结果仍然显示，家庭成员参与新农保对储蓄率的影响系数很小，且在统计上均不显著。

　　表3是使用工具变量后的回归结果。其中第1一3列的被解释变量为储蓄率1，第4一6列的被解释变量为储蓄率2.从一阶段回归结果来看，所在县实施新农保对农户参与新农保的影响系数在1%水平下显著，一阶段回归的F统计量远远大于10，Cragg-Dnald统计量也远大于临界值16.38，因此可以排除弱工具变量的问题（StockYogo，2005）。二阶段的回归结果显示，论采用何种被解释变量和关键解释变量，家庭参与新农保的系数均为负数，但在统计上仍然都不显著。以控制家庭其它特征后的回归结果（第2列）为例，家庭成员参与新农保的系数估计值为-0.046，95%水平下的置信区间为（-0.184，0.093），因此仍法拒绝“参与新农保对家庭储蓄率没有影响”这一原假设。①如前文所述，既有的一部分研究也发现养老保险并没有降低居民储蓄，他们给出的解释包栝家庭并不仅仅是为“养老”而储蓄，有目标储蓄动机、存在流动性约束、金融知识缺乏等。我们认为，在中国的现实背景下，参加新农保缴费对60岁以下居民的储蓄率没有显著影响，可能有如下方面的原因：首先，也是最重要的，新农保的缴费额和预期收益额都非常低。根据样本中数据计算，家庭新农保缴费额占平均收人的比重仅有0.联系人：陈经理7%.张华初和吴健（2013）利用精算方法计算的新农保养老金替代率仅有10%左右。②与之相比，城镇职工养老保险缴费额占工资的比重达到28%（其中工作单位缴费20%，个人缴费8%），年缴费额的******基数为2530元，养老金替代率超过了50%.因此，与城镇职工养老保险相比，新农保所电 话：0635-8888299具有的保障功能非常有限，其所来的预期养老金财富远远不能满足未来的养老需求，同时也法降低居民对60岁后的预期收入风险。其次，年轻家庭储蓄很少是单纯为了养老，而是为了应对退休前的各种收入风险。尽管中国的医疗保障体系在逐步完善，但是家庭面临的收人风险仍然较大（如失业等）。而且，为了建造房屋或让子女接受高等教育等原因，中国家庭存在比较强的目标储蓄动机。当存在流动性约束或难以从外部融资时，这种储蓄动机会更强。因此，新农保来的有限的养老保障很难缓解人们在这些储蓄目标上的动机。最后，由于农民金融知识普遍较为缺乏，加之信息宣传可能不到位，尚处于参保阶段的农民对新农保的信任度不强，他们法准确预期到未来60岁后能领取到的养老金财富数额，这进一步制约了新农保发挥促进消费的作用。根据白重恩等（2011）基于农村合作医疗和Cai etal.（2014）基于能繁母猪保险的研究，由于中国农村居民的受教育程度普遍不高，参保人对保险项目的了解不足和信任度缺失会大大制约一项新的社会保险项目所起到的作用。

　　就控制变量来看，家庭收人对储蓄率有着显著的正向影响，这与边际消费倾向递减的规律相一致。所在村庄的平均收人对家庭储蓄率的影响系数为负，但是显著度不篼，说干式变压器广泛用于局部照明、高层建筑 、机场，码头CNC机械设备等场所，简单的说干式变压器就是指铁芯和绕组不浸渍在绝缘油中的变压器。冷却方式分为自然空气冷却（AN）和强迫空气冷却（AF）。自然空冷时，变压器可在额定容量下长期连续运行。强迫风冷时，变压器输出容量可提高50%。适用于断续过负荷运行，或应急事故过负荷运行；由于过负荷时负载损耗和阻抗电压增幅较大，处于非经济运行状态，故不应使其处于长时间连续过负荷运行。明仅仅部分支持消费的相对收入假说。在控制绝对收人的情况下，所在村庄的平均收入越高，意味着家庭在其村庄中的相对收人越低，相对收人较低的家庭与其它邻居在消费上相互攀比，因此即使自己收入不变，邻居的平均收人上升也会提高自己消费（Duesenberry，1949）。家庭人口规模都与家庭储蓄率呈现显著的负向关系，而家中孩子的比例则与家庭储蓄率呈现出正向关系，但是不显著。户健康水平越差，储蓄率越低，可能因为健康水平差而需要更高的医疗支出。最后，家中有成年人住院会使家庭储蓄率显著降低14个百分点。

　　我们还进行了Durbin-Wu-Hausman检验，从检验结果来看，并不能拒绝关键解释变量“家庭成员参加新农保”的外生性。

　　养老金替代率是劳动者退休时的养老金领取水平与退休前工资收入水平之间的比率。

　　表3新农保对家庭储蓄率的影响（双向固定效应模型，使用工具变量）PanelA：二阶段回归结果被解释变量储蓄率1储蓄率2家庭成员参加新农保参加新农保的家庭成员人数家庭收入对数值村庄人均收入均值的对数值家庭存款余额对数值家庭规模少儿所占比重户健康水平家中是否有成年人住院家庭固定效应是是。

　　年份固定效应是观测值数―阶段回归结果县实施了新农保F统计量注：本表是使用工具变量后的面板数据双向固定效应模型回归结果，所有列均控制了年份和家庭的固定效应，括号内为标准误，夕、分别代表在10%、5%和1%水平下显著。

　　（二）使用家庭消费率和消费数额作为被解释变量上面的回归结果是使用储蓄率作为被解释变量，为了检验结果的稳健性，我们还考察了参加新农保对家庭消费的影响。我们分别使用消费率的对数值和消费数额的对数值作为被解释变量，控制变量仍然与公被解释变量家庭消费率对数值家庭消费数额对数值家庭成员参加新农保参加新农保的家庭成员人数其它控制变量是家庭固定效应是年份固定效应是观测值数注：本表是使用工具变量后的面板数据双向固定效应模型回归结果，所有列均控制了家庭收入对数值、村庄人均收入均值的对数值、家庭存款余额对数值、家庭规模、少儿所占比重、户自报健康水平、家庭是否有成年人住院以及年份和家庭的固定效应，由于篇限制，我们没有报告这些控制变量的系数。括号内为标准误/、分别代表在10%、5%和1%水平下五、领取新农保养老金对家庭储蓄的影响上面的结果表明，对于60岁以下的居民，参加新农保缴费对家庭储蓄并没有产生显著影响。

　　而对于60岁以上的居民，他们不需要自己缴费就可以直接领取每年不少于660元的养老金，我们预期他们的储蓄行为受新农保的影响更大。对60岁以上居民，领取养老金对家庭储蓄的回归结果报告在了表5当中，其中第1一2列的被解释变量为储蓄率1.第1列的回归系数表明，领取新农保养老金的家庭储蓄率会降低了25.1个百分点，系数在95%水平下的置信区间为（-0.504，0.002）。第2列中“家庭成员领取新农保养老金的人数”系数也显著为负，家庭里领取养老金的人数增加1人，储蓄率会降低14.7个百分点。第3列将被解释变量替换为了储蓄率2（不将教育和医疗支出计入消费），颔取新农保的系数仍然显著为负，新农保使储蓄率2下降了17.9个百分点，这一幅度小于新农保对储蓄率1的影响。由于储蓄率1和储蓄率2之间的差异是教育和医疗支出，这说明，尽管教育和医疗支出具有较大的刚性，但是领取新农保养老金仍然使教育和医疗消费占收人的比重提高了7.2个百分点。第4列系数中，解释变量“家庭成员领取新农保养老金的人数”仍然显著为负，但系数也比第2列中的要小。

　　如前文所述，60岁以上家庭成员是否领取养老金这一变量存在内生性的问题。为此，我们仍然使用“一个县是否实施了新农保试点”作为工具变量，二阶段的回归结果报告在了第58列中。从5―8列结果可见，当使用储蓄率1或储蓄率2作为被解释变量时，关键解释变量的系数仍然为负，而且系数比1一2列不适用工具变量时更大。①除第8列显著度仅有15%外，其余均①尽管如此，Durbin-Wu-Hausman检验P值表明，我们不能拒绝家庭成员领取新农保是外生的。

　　在5%或10%水平下显著。以第5和7列为例，家庭成员领取新农保时，会使家庭储蓄率1降低64.8个百分点，使家庭储蓄率2下降34.9个百分点。这也意味着，新农保使得教育和医疗消费支出占收人的比重增加了29.9个百分点。其它控制变量的系数符号和显著性与表4基本类似。

　　家庭收人越高和少儿比重越高，储蓄率会越低；家庭规模越大和有家庭成员住院都会降低储蓄率。

　　表5领取养老金对储蓄率的影响双向固定效应双向固定效应+工具变量被解释变量储蓄率1储蓄率2储蓄率1储蓄率2家庭成员领取新农保领取新农保的家庭成员人数家庭收入对数值村庄人均收入均值的对数值家庭存款余额对数值家庭规模少儿所占比重户健康水平家传 真：0635-8888109中是否有成年人住院家庭固定效应是年份固定效应是观测值数检验p值注：本表所有列均控制了年份和家庭的固定效应。括号内为标准误/、、“分别代表在10%、5%和1%水平下显著。

　　表6领取养老金对消费的影响（双向固定效应模型）被解释变量家庭消费率对数值家庭消费数额对数值家庭成员领取新农保领取新农保的家庭成员人数其他控制变量是家庭固定效应是年份固定效应是观测值数观测指数注：本表是使用面板数据双向固定效应模型回归结果，所有列均控制了家庭收人对数值、村庄人均收人均值的对数值、家庭存款余额对数值、家庭规模、少儿所占比重、户自报健康水平、家庭是否有成年人住院以及年份和家庭的固定效应，由于篇幅限制，我们没有报告这些控制变量企业账号：1611 0032 092 00213 086的系数。括号内标准误/、、分别代表在10%、5%和1%水平下显著。

　　然后，我们将被解释变量替换为家庭消费率的对数值，以进一步检验结果的稳健性。回归结果报告在了表6的第1一2列中，关键解释变量分别为是否有家庭成员领取养老金和领取养老金的家庭成员人数，控制变量仍然与（1）式相同。从中可见，领取新农保养老金显著地提高了家庭的消费率，系数显示，领取新农保养老金使平均家庭消费率提高了近22%.在表6的3―4列中，我们将被解释变量替换为了消费数额的对数值，关键解释变量的系数仍然在1%水平下显著为正，第3列的系数表明，家庭成员领手 机：13287501888取新农保养老金使家庭消费数额提高了37%.这些结果表明，由于60岁以上的老人可以直接领取养老金，在当期收人就会增加（养老金财富当期就现），立即就降低了当前和近期的收入不确定性。而且，老年人的储蓄目的更加单一，要就是士了养老，因此新农保养老金可以显著降低他们的储蓄率。

　　六、结论凭借“保基本、广覆盖、有弹性、可持续”的实施原则，新农保在仅仅三年时间里就在全国全部实施。根据2013年底的数据，新农保和并人其中的城镇居民养老保险这两类保险参保人数共计4.98亿人（其中领取养老金的人数1.38亿），加上城镇职工养老保险参保人数3. 22亿人，全国养老保险已经覆盖8.2亿人，初步实现了建立覆盖城乡的社会保障体系这一目标，而且史前例地建立起了全世界覆盖人口最多的养老保险体系。①本文使用中国家庭追踪调（CFPS）2010年和2012年面板数据，考察了新农保对家庭储蓄率的影响。我们发现，新农保对60岁以下参保居民的储蓄率没有产生显著影响。其要原因在于，绝大多数60岁以下的居民新农保缴费额仅为100元，其预期养老金领取数额太低，法通过财富替代和降低收入风险的作用降低储蓄率。但是，我们发现新农保显著降低了60岁以上居民的储蓄率。对于60岁以上的居民来说，其可以立即领取养老金，养老金数额虽然数额不大（约660元），但占收人的比重平均达到了22.4%，近期的收入风险立即下降，因此对消费产生了显著的促进作用。

　　这些结果具有很强的政策含义。尽管新农保实施一开始的重要目标是使“农民老有所养，后顾之忧，就会敢于消费”，但对绝大多数参保阶段的人来说，新农保缴费数额低、保障力度较低，难以为养①人力资源社会保瘅部2014年4月新闻发布会。

　　老风险提供保障作用。因此，要更大程度上发挥新农保对消费的刺激作用，需要激励人们选择更高的缴费额，加大新农保的养老金替代率。一方面，可以利用财政资金，对选择更高缴费档次、更长缴费年限的参保人给予数额更高的个人账户补贴；另一方面，也应该加大新农保的政策宣传力度，使人们对新农保有更深的了解，对新农保的长期可持续性产生更强的信任感，从而激发人们动选择更高的缴费档次。