以上居民的儲(chǔ)蓄率。新農(nóng)保實(shí)施之后，60歲以下居民處于參保繳費(fèi)的階段，但由于絕大多數(shù)居民的新農(nóng)保繳費(fèi)額僅有1元，其預(yù)期未來產(chǎn)生的養(yǎng)老金收益較小，因此很難通過財(cái)富替代效應(yīng)和降低收入風(fēng)險(xiǎn)的渠道減少居民儲(chǔ)蓄。但是，60歲以上的居民受到新農(nóng)保的影響更為直接，他們不需要繳費(fèi)就可以直接領(lǐng)取養(yǎng)老金，其領(lǐng)取的年養(yǎng)老金絕對(duì)數(shù)額雖然不大（約660元），但占收人的平均比重達(dá)到了22.4%，而且立即實(shí)現(xiàn)的養(yǎng)老金財(cái)富可以有效降低當(dāng)前的收入風(fēng)險(xiǎn)。

　　本文以下部分的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分回顧養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄影響的，并介紹新農(nóng)保實(shí)施的制度背景；第三部分介紹本文所使用的數(shù)據(jù)，并對(duì)主要變量進(jìn)行描述；第四部分討論60歲以下居民參與新農(nóng)保繳費(fèi)對(duì)儲(chǔ)蓄影響的回歸結(jié)果；第五部分討論60歲以上居民領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金對(duì)儲(chǔ)蓄影響的回歸結(jié)果；第六部分總結(jié)全文。

　　二、回顧和背景介紹養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭儲(chǔ)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(fèi)。FeldStein（1974）在這一理論基礎(chǔ)上，提出養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)儲(chǔ)蓄具有“財(cái)富替代效應(yīng)”，繳納養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)后所預(yù)期的未來能領(lǐng)取的養(yǎng)老金（即養(yǎng)老金財(cái)竄）將減少當(dāng)前的個(gè)人儲(chǔ)蓄。換句話說，養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)作為一種強(qiáng)制儲(chǔ)蓄形式會(huì)擠出個(gè)人當(dāng)前的其它自愿儲(chǔ)蓄。

　　但是，如果人們?cè)谀贻p時(shí)儲(chǔ)蓄還具有其他目的，并不僅僅是為了養(yǎng)老，養(yǎng)老金對(duì)儲(chǔ)蓄的擠出作用將減少。例如，Samwick（1998）指出，為應(yīng)對(duì)大額支出風(fēng)險(xiǎn)（如住房或大病醫(yī)療），人們存在目標(biāo)儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，即居民有一個(gè)儲(chǔ)蓄的目標(biāo)值，因此養(yǎng)老保險(xiǎn)并不會(huì)減少居民的自愿儲(chǔ)蓄。①另外一些研究指出，如果家庭存在流動(dòng)性約束，養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)降低儲(chǔ)蓄的作用也將大打折扣（Hubbard，養(yǎng)老保險(xiǎn)除了通過“財(cái)富替代效應(yīng)”減少居民儲(chǔ)蓄外，也可以通過降低人們未來（尤其是退休后）的收入風(fēng)險(xiǎn)，從而降低預(yù)防性儲(chǔ)蓄（Hubbardudd，1987）。預(yù)防性儲(chǔ)蓄是家庭為應(yīng)對(duì)未來收入或支出風(fēng)險(xiǎn)而產(chǎn)生的一種儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)。根據(jù)易行健等（2008）的研究，中國(guó)家庭具有十分強(qiáng)的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)。

　　自從20世紀(jì)70年代以來，大量研究開玲從實(shí)證上檢驗(yàn)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)居民消費(fèi)和儲(chǔ)蓄的影響。

　　FeldStein（1974）用時(shí)間序列數(shù)據(jù)驗(yàn)證了美國(guó)家庭養(yǎng)老金財(cái)富和家庭儲(chǔ)蓄之間的替代關(guān)系，但使用時(shí)間序列數(shù)據(jù)無法排除同時(shí)期其它因素變化的影響。此后很多研究開始使用微觀家戶數(shù)據(jù)考察養(yǎng)Hausman（1984）、Gale（1998）等研究都發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老金對(duì)家庭儲(chǔ)蓄具有顯著的負(fù)向作用。但是，另外一些研究則沒有發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老金對(duì)儲(chǔ)但是這些研究使用的均是截面數(shù)據(jù)，都沒有解決養(yǎng)老金的內(nèi)生性問題，個(gè)人參與養(yǎng)老保險(xiǎn)本身存在自選擇，有一些不可觀測(cè)因素同時(shí)影響?zhàn)B老金數(shù)額和儲(chǔ)蓄率，因此會(huì)導(dǎo)致估計(jì)量存在偏誤。進(jìn)入21世紀(jì)，很多研究開始利用自然實(shí)驗(yàn)、工具變量等方法克服養(yǎng)老保險(xiǎn)的內(nèi)生性問題。Attanasio化對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響，發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)家庭儲(chǔ)蓄具有顯著的負(fù)向作用。Engelhardt另外，Thaler（19））還提出，自我約束性儲(chǔ)蓄、短視以及金融知識(shí)（financialliteracy）缺乏等原因，也可能導(dǎo)致養(yǎng)老保險(xiǎn)無法降低居民儲(chǔ)蓄。

　　Hubbard（1986）甚至發(fā)現(xiàn)，對(duì)存在流動(dòng)性約束的家庭，養(yǎng)老金財(cái)富增加反而會(huì)使家庭儲(chǔ)蓄提高。

　　etal.（2013）分別利用美國(guó)和歐洲的數(shù)據(jù)，通過利用外生政策規(guī)則構(gòu)造了養(yǎng)老金財(cái)富的工具變量，也發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老金財(cái)富顯著擠出了私人儲(chǔ)蓄。上述研究都是研究已經(jīng)參保人群的養(yǎng)老金財(cái)富數(shù)額變化對(duì)儲(chǔ)蓄的影響，但無法考察新的養(yǎng)老保險(xiǎn)體系建立所帶來的影響。

　　在新農(nóng)保之前，中國(guó)的養(yǎng)老保險(xiǎn)主要是城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)，目前基于中國(guó)數(shù)據(jù)考察養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄影響的研究都集中于此。何立新等（2010）與Feng etal.（2011）考察了中國(guó)1997年城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)改革的影響，他們發(fā)現(xiàn)這次改革帶來的養(yǎng)老金凈財(cái)富減少顯著提高了居民儲(chǔ)蓄。

　　白重恩等（2012）利用2002?2009年城鎮(zhèn)住戶數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)盡管參與城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)提升消費(fèi)，但是在給定參保這一條件下，繳費(fèi)額增加卻會(huì)減少居民消費(fèi)，他們給出的解釋是：家庭面臨信貸約束，同時(shí)存在目標(biāo)儲(chǔ)蓄的動(dòng)機(jī)，養(yǎng)老金繳費(fèi)增加后，人們?yōu)榱藢?shí)現(xiàn)儲(chǔ)蓄目標(biāo)，只能減少當(dāng)期消費(fèi)。

　　與上述國(guó)內(nèi)外研究相比，本文則考察了一項(xiàng)新的養(yǎng)老保險(xiǎn)體制建立對(duì)家庭儲(chǔ)蓄的影響。上述研究使用的均是混合橫截面數(shù)據(jù)，而不是面板數(shù)據(jù)，無法控制家庭層面的固有不可觀測(cè)因素。我們所使用的面板數(shù)據(jù)可以有效控制家庭固定效應(yīng)。

　　新農(nóng)保推行之后，已經(jīng)有一些研究開始評(píng)估其政策效果。陳華帥和曾毅（2013）與程令國(guó)等（2013）使用2008年和2011/2012年兩輪的CLHLS面板數(shù)據(jù)，考察了領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金對(duì)老年人養(yǎng)老模式的影響，他們發(fā)現(xiàn)新農(nóng)保降低了65歲以上老人在經(jīng)濟(jì)來源和照料方面對(duì)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(nóng)保對(duì)居民儲(chǔ)蓄的影響。①為了建設(shè)覆蓋城鄉(xiāng)居民的社會(huì)保障體系，國(guó)務(wù)院從2009年9月發(fā)布了關(guān)于開展新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)試點(diǎn)的指導(dǎo)意見，并確定了首批320個(gè)新農(nóng)保國(guó)家級(jí)試點(diǎn)縣。隨后，新農(nóng)保在全國(guó)各地快速推進(jìn)。2010年和2011年，新農(nóng)保國(guó)家級(jí)試點(diǎn)縣分別新增518個(gè)和1076個(gè)。到2012年底，全國(guó)所有2853個(gè)縣（市、區(qū)）都已經(jīng)實(shí)施了新農(nóng)保，參保人數(shù)達(dá)4.6億人。

　　新農(nóng)保的參保對(duì)象為未參加城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)且年滿16周歲的農(nóng)村居民，實(shí)行農(nóng)民自愿參保。新農(nóng)保實(shí)施后，已年滿60周歲、未事受城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇的，不用繳費(fèi)，可以按月領(lǐng)取基礎(chǔ)養(yǎng)老金。不滿60歲的，需要按年1繳費(fèi)。③參保人領(lǐng)取的養(yǎng)老金來自社會(huì)統(tǒng)籌賬戶和個(gè)人賬戶兩個(gè)部分。個(gè)人賬戶的資金來源于個(gè)人繳費(fèi)、政府補(bǔ)貼、集體補(bǔ)助三個(gè)部分。其中，個(gè)人繳費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)分為每年1?500元5個(gè)檔次，參保人自主選擇檔次繳費(fèi)。④政府也對(duì)參保人繳費(fèi)給予補(bǔ)貼，補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)不低于30元。有條件的村集體會(huì)對(duì)參保人繳費(fèi)給予額外補(bǔ)助。社會(huì)統(tǒng)籌賬戶全部來自政府財(cái)政資金，用于對(duì)參保人全額支付新農(nóng)?；A(chǔ)養(yǎng)老金，標(biāo)準(zhǔn)為不低于每人每月55元。個(gè)人賬戶養(yǎng)老金的月計(jì)發(fā)標(biāo)準(zhǔn)為個(gè)人賬戶全部?jī)?chǔ)存額除以139，因此繳費(fèi)數(shù)額更高意味著到60歲后可以領(lǐng)取更高的養(yǎng)老金。

　　總體來看，新農(nóng)保的制度設(shè)計(jì)體現(xiàn)了“保基本、廣覆蓋、有彈性、可持續(xù)”的原則。在盡可能提高參保率、不增加農(nóng)民負(fù)擔(dān)的考慮下，新農(nóng)保的年繳費(fèi)額較低，盡管分為100?500元五個(gè)繳費(fèi)檔次，實(shí)際當(dāng)中絕大多數(shù)農(nóng)民都選擇了100元的繳費(fèi)數(shù)額。對(duì)于60歲以上的居民，新農(nóng)保提供了55元的基本養(yǎng)老金，保障了比較基本的養(yǎng)老需要。

　　受新農(nóng)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(fèi)；另一類是家他們使用的CLHLS數(shù)據(jù)只包含65110歲老人，無法考察新農(nóng)保對(duì)60歲以下參保人群的影響。

　　2011年，中國(guó)開始實(shí)施城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)，覆蓋范圍是沒有參與城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)的城鎮(zhèn)居民。2014年2月，中國(guó)政府進(jìn)一步將新農(nóng)保與城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)并軌，兩者合稱為城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)。

　　距領(lǐng)取年齡超過15年的，累計(jì)繳費(fèi)不少于15年。距領(lǐng)取年齡不足15年的，允許補(bǔ)繳，累計(jì)繳費(fèi)木超過15年。

　　國(guó)務(wù)院規(guī)定，各地可以根據(jù)實(shí)際情況增設(shè)繳費(fèi)檔次。

　　庭成員在60歲以上，不需要繳保費(fèi)，可以直接領(lǐng)取基礎(chǔ)養(yǎng)老金。①新農(nóng)保對(duì)這兩類家庭影響的方式存在很大不同。對(duì)于成員在60歲以下的家庭，盡管現(xiàn)在處于繳費(fèi)階段，但參保意味著預(yù)期未來60歲后可以有一筆養(yǎng)老金財(cái)富，60歲后的收人風(fēng)險(xiǎn)也可以降低，因此新農(nóng)保可以通過“財(cái)富替代效應(yīng)”和降低收人風(fēng)險(xiǎn)的渠道降低居民儲(chǔ)蓄。但是，新農(nóng)保的繳費(fèi)數(shù)額普遍較低，因此居民預(yù)期未來領(lǐng)取的養(yǎng)老金數(shù)額較低，而且很多居民對(duì)60歲后能否領(lǐng)取可以保障老年生活的養(yǎng)老金缺乏可靠的預(yù)期，因而參保對(duì)儲(chǔ)蓄的影響可能并不十分明朗。加之年輕家庭很大程度上不是為了養(yǎng)老而儲(chǔ)蓄，而是為了子女教育、健康、住房等而儲(chǔ)蓄，因此新農(nóng)保政策的出臺(tái)，可能不會(huì)降低這些家庭的儲(chǔ)蓄。而對(duì)于成員在60歲以上的家庭，新農(nóng)保實(shí)施后他們當(dāng)前的收人立即增加，近期的收人風(fēng)險(xiǎn)大為降低，而且老年人的儲(chǔ)蓄目的比較單一，主要就是為了養(yǎng)老。因此可以預(yù)期，新農(nóng)保對(duì)老年人的影響效果可能更大。

　　三、數(shù)據(jù)和實(shí)證策略本文所使用的數(shù)據(jù)來自中國(guó)家庭追蹤調(diào)（CFPS）。CFPS是由北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心實(shí)施的具有全國(guó)代表性的大型微觀入戶調(diào)，該調(diào)查兩年一輪，旨在通過跟蹤收集個(gè)體、家庭、社區(qū)三個(gè)層次的數(shù)據(jù)，反映中國(guó)社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、人口、教育和健康的變遷，為學(xué)術(shù)研究和公共政策分析提供數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。CFPS的調(diào)查樣本覆蓋了全國(guó)25個(gè)省162+縣635個(gè)村莊（社區(qū)）的14798個(gè)家戶，②其分層多階段抽樣設(shè)計(jì)使得樣本能夠代表大約95%的中國(guó)人口（Xie，2012）。CFPS全國(guó)基線調(diào)查于2010年開展，對(duì)絕大多數(shù)家庭的人戶調(diào)查是在2010年4月到9月，另有約5%的人戶調(diào)是在2010年底完成。2012年，CFPS對(duì)原有家庭進(jìn)行了追蹤調(diào)。由于我們的研究對(duì)象為農(nóng)村家庭，因此僅保留具有農(nóng)村戶籍的家庭。③受新農(nóng)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(nóng)保對(duì)這兩類家庭影響的方式存在很大不同，因此我們對(duì)這兩類樣本分別進(jìn)行實(shí)證考察。我們首先進(jìn)行了兩項(xiàng)數(shù)據(jù)處理：首先，一些家庭內(nèi)可能同時(shí)有60歲以上和60歲以下的成年人，對(duì)于這些家庭，同時(shí)存在參保和領(lǐng)取養(yǎng)老金兩種政策效果，為了區(qū)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(gè)農(nóng)村家庭里有成年人參加了城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)，這會(huì)干擾我們識(shí)別新農(nóng)保的政策效果，因此我們刪掉了這樣的家庭。進(jìn)行這兩項(xiàng)樣本限定之后，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(shí)的年齡計(jì)），且沒有參加城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)?；貧w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(shí)的年齡計(jì)），且沒有參加城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)。⑤我們選取了兩類家庭的平衡面板數(shù)據(jù)，為了表述的方便，下文將其分別簡(jiǎn)稱為60歲以下家庭“和60歲以上家庭”。進(jìn)行數(shù)據(jù)清理后，這兩類樣本家庭的數(shù)量分別是3502戶和835戶。

　　模型設(shè)定和關(guān)鍵變量描述我們使用面板數(shù)據(jù)雙向固定效應(yīng)模型，來考察新農(nóng)保實(shí)施對(duì)中國(guó)農(nóng)村家庭儲(chǔ)蓄率的影響，具體模型如下：一些地區(qū)實(shí)施了“捆綁政策”，即只有子女參保的情況下，老人才可以領(lǐng)取基本養(yǎng)老金。

　　CFPS沒有覆蓋西藏、青海、新疆、寧夏、內(nèi)蒙古、海南、香港、澳門和臺(tái)灣。

　　我們沒有按照居住地來區(qū)分是否一個(gè)家庭為農(nóng)村家庭，因?yàn)橛幸徊糠洲r(nóng)村戶籍的家庭居住在城鎮(zhèn)。而新農(nóng)保是對(duì)農(nóng)村戶籍的人口都適用的。

　　按照政策規(guī)定，如果一個(gè)人參加了城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)，他就沒有資格同時(shí)參加新農(nóng)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(nóng)保保費(fèi)，但是有資格領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金。

　　其中，表示第i個(gè)家庭第t年的儲(chǔ)蓄率。ATSP，表示第i個(gè)家庭第t年參與新農(nóng)保的情況。尤，表示家庭i隨時(shí)間變化的相關(guān)控制變量，0；表示家庭固定效應(yīng)，控制了家庭不隨時(shí)間變化的固有因素。表示年份固定效應(yīng)?？紤]到同一村居內(nèi)不同家戶隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)之間的相關(guān)性，我們均將回歸標(biāo)準(zhǔn)誤聚集（cluster）在村莊層面。

　　對(duì)于60歲以下家庭，我們使用兩種方式衡量一個(gè)家庭參與新農(nóng)保繳費(fèi)的情況。第一個(gè)是使用1%，2012年則上升到49.5%，顯示新農(nóng)保試點(diǎn)在全國(guó)的快速推進(jìn)。第二個(gè)是使用家庭成員參加新農(nóng)保的人數(shù)，理論上看，參保人數(shù)越多對(duì)家庭消費(fèi)和儲(chǔ)蓄的影響越大。顯示，2012年樣本當(dāng)中參加新農(nóng)保繳費(fèi)的人中87.5%都選擇了100元的繳費(fèi)額，選擇500元及以上繳費(fèi)檔次的人數(shù)僅占4.9%.與樣本中平均家庭收人37547元相比，平均家庭新農(nóng)保繳費(fèi)額（約280元）僅占平均家庭收入的。7%，這是一個(gè)非常小的數(shù)字。

　　對(duì)于60歲以上家庭的關(guān)鍵解釋變量MP，。，我們也使用如下兩種方式衡量其領(lǐng)取養(yǎng)老金的情況。第一是家庭成員是否有人領(lǐng)取養(yǎng)老金這一虛擬變量，樣本當(dāng)中的60歲以上家庭中，2010年領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金的家庭占4.3%，2012年則上升到44.6%.第二是家庭成員中領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金的人數(shù)，同樣領(lǐng)取養(yǎng)老金的人數(shù)越多，對(duì)家庭產(chǎn)生的影響可能會(huì)越大。樣本數(shù)據(jù)顯示，85%的居民每個(gè)月領(lǐng)取的養(yǎng)老金水平在55元一65元之間，顯示了60歲以上家庭新農(nóng)保養(yǎng)老金領(lǐng)取額占家庭可支配收人的比重。根據(jù)計(jì)算，這一比重平均達(dá)到22.4%，中位數(shù)達(dá)到了10.7%.家庭儲(chǔ)蓄率的定義是：（家庭可支配收人一消費(fèi)）/家庭可支配收人。家庭消費(fèi)包括食品、衣著、曰常用品、日常服務(wù)、出行、通信、居住、文娛休閑、教育和醫(yī)療等支出。由于教育支出與家庭是否有孩子處于上學(xué)階段有直接關(guān)聯(lián)，而大額的醫(yī)療支出則有較大的突發(fā)性，因此教育和醫(yī)療支出與家庭成員的年齡和健康狀況有很大關(guān)系，且具有很強(qiáng)的支出剛性。為了檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，我們同時(shí)計(jì)算了第二個(gè)家庭儲(chǔ)蓄率，即不將教育和醫(yī)療支出計(jì)入消費(fèi)時(shí)的儲(chǔ)蓄率。下文分別將兩個(gè)儲(chǔ)蓄率稱為“儲(chǔ)蓄率1和”儲(chǔ)蓄率2“。由于家庭儲(chǔ)蓄率存在較多的極端值，我們將5%的極端值進(jìn)行了winsorize處理。①處理之后，對(duì)于60歲以下樣本，”儲(chǔ)蓄率1和和“儲(chǔ)蓄率2（即儲(chǔ)蓄率2和儲(chǔ)蓄率1之間的差）平均數(shù)是0.24，中位數(shù)是0. 20.對(duì)于60歲以上樣本，”儲(chǔ)蓄率1和和“儲(chǔ)蓄率2的均值分別為-0.39和0.06，中位數(shù)分別為0. 13和0.42.同樣可以計(jì)算出，教①我們還嘗試將2%的極端值進(jìn)行了winsorize處理，結(jié)果基本一致。120育和醫(yī)療支出占這類家庭收人比重的均值和中位數(shù)分別是0.45和0.29.比較來看，老年人的儲(chǔ)蓄率要低于60歲以下居民，這符合生命周期理論。

　　為了進(jìn)一步檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，我們還使用家庭消費(fèi)率的對(duì)數(shù)值，即log（消費(fèi)/收人）作為替代性的被解釋變量，這樣可以更大程度地避免極端值對(duì)結(jié)果的干擾。此外，我們還直接使用家庭消費(fèi)數(shù)額的對(duì)數(shù)值，作為另一替代性的被解釋變量，進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

　　控制變量包括家庭可支配收人的對(duì)數(shù)值，所在村莊平均家庭收人的對(duì)數(shù)值、家庭成員數(shù)量、家庭存款余額的對(duì)數(shù)值、家庭里少兒（16歲以下）人數(shù)所占的比例、戶主自報(bào)健康水平、是否有家庭成員住院。②以上這些變量的統(tǒng)計(jì)特征都報(bào)告在表1之中。

　　表1變量的描述性統(tǒng)計(jì)變量名稱60歲以下家庭60歲以上家庭觀測(cè)值數(shù)均值標(biāo)準(zhǔn)差觀測(cè)值數(shù)均值標(biāo)準(zhǔn)差家庭儲(chǔ)蓄率1家庭儲(chǔ)蓄率2家庭消費(fèi)數(shù)額的對(duì)數(shù)值家庭消費(fèi)率的對(duì)數(shù)值家庭成員參加新農(nóng)保不適用參加新農(nóng)保的家庭成員人數(shù)不適用家庭成員領(lǐng)取新農(nóng)保不適用領(lǐng)取新農(nóng)保的家庭成員人數(shù)不適用家庭收入對(duì)數(shù)值村莊人均收入均值的對(duì)數(shù)值家庭存款余額對(duì)數(shù)值家庭規(guī)模少兒所占比重戶主自報(bào)健康水平是否有家庭成員住院新農(nóng)保不是在全國(guó)同時(shí)全部實(shí)施，而是在各地分批試點(diǎn)和不斷推廣。由于新農(nóng)保繳費(fèi)是采取自愿參加的原則。在60歲以下的居民當(dāng)中，相當(dāng)一部分沒有選擇參保。新農(nóng)保的參保行為可能與家庭的某些不可觀測(cè)特征相關(guān)，因此在回歸模型U）關(guān)鍵變量“農(nóng)戶是否參保”存在內(nèi)生性。

　　盡管控制家戶固定效應(yīng)可以控制隨時(shí)間不變的家庭不可觀測(cè)特征（如消費(fèi)習(xí)慣），但是無法完全控制隨時(shí)間變化的家庭不可觀測(cè)特征，因而系數(shù)估計(jì)量仍然可能存在偏誤。為了解決這一問題，我們根據(jù)家庭所在縣（區(qū)）實(shí)施新農(nóng)保的時(shí)間，定義一個(gè)縣在調(diào)查時(shí)點(diǎn)是否開展了新農(nóng)保試點(diǎn)這一虛擬變量（CTVfiP，。，），以此作為家庭參加新農(nóng)保情況的工具變量。每個(gè)縣是否開展新農(nóng)保試點(diǎn)決定了農(nóng)戶是否參與新農(nóng)保，而一個(gè)縣開展新農(nóng)保試點(diǎn)的時(shí)間主要是由中央政府確定的，與家庭層面的消費(fèi)這里的消費(fèi)包含了家庭教育和醫(yī)療支出。從公式上看，lg（消費(fèi)/收人）=lg（消費(fèi)率）=lg（l -儲(chǔ)蓄率），我們不使用log（儲(chǔ)蓄率）是因?yàn)閮?chǔ)蓄率可能存在負(fù)值，而消費(fèi)率則永遠(yuǎn)是正數(shù)。

　　我們將戶主自報(bào)的健康水平轉(zhuǎn)化為了01虛擬變量，如果健康水平在中間值以上，虛擬變量就嬴值為1.我們沒有控制戶主的教育程度，因?yàn)槲覀兪褂玫氖敲姘鍞?shù)據(jù)固定效應(yīng)模型，絕大多數(shù)戶主的教育水平在這兩年內(nèi)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(huì)增加兩歲，因此這一變量在不同觀測(cè)值間實(shí)際沒有差異（variation）。

　　行為無關(guān)，因此滿足工具變量的外生性條件。①原則上，在已經(jīng)開展試點(diǎn)的地方，60歲以上的老人都有資格領(lǐng)養(yǎng)老金，這與個(gè)人是否選擇參保無關(guān)，因此基本不存在自選擇問題。但是由于一些地區(qū)實(shí)施了“捆綁政策”，即只有子女參保的情況下，老人才可以領(lǐng)取基本養(yǎng)老金。因此嚴(yán)格來講，60歲以上老人領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金這一變量也存在內(nèi)生性，為此我們同樣使用一個(gè)縣是否實(shí)施了新農(nóng)保試點(diǎn)作為其工具變量。

　　四、參加新農(nóng)保繳費(fèi)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄的影響對(duì)于60歲以下的家庭，參與新農(nóng)保對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率影響的雙向固定效應(yīng)模型結(jié)果報(bào)告在了表2當(dāng)中，其中第1一3列的被解釋變量為儲(chǔ)蓄率1，第4一6列的被解釋變量為儲(chǔ)蓄率2.表2新農(nóng)保對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響（雙向固定效應(yīng)模型）被解釋變量?jī)?chǔ)蓄率1儲(chǔ)蓄率2家庭成員參加新農(nóng)保參加新農(nóng)保的家庭成員人數(shù)家庭收入對(duì)數(shù)值村莊人均收入均值的對(duì)數(shù)值家庭存款余額對(duì)數(shù)值家庭規(guī)模少兒所占比重戶主健康水平家中是否有成年人住院家庭固定效應(yīng)是年份固定效應(yīng)是觀測(cè)值數(shù)注：本表是面板數(shù)據(jù)雙向固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果，所有列均控制了年份和家庭的固定效應(yīng)。我們將標(biāo)準(zhǔn)誤群聚（cluster）在村莊層面，括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)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(yīng)，家庭成員是否參保的系數(shù)盡管為負(fù)，但是在統(tǒng)計(jì)上并不顯著。第2列進(jìn)一步放入了其它家庭層面的控制變量，家庭成員是否參保的系數(shù)僅有0.018，在統(tǒng)計(jì)上仍然不顯著，系數(shù)估計(jì)值在95%水平下的置信區(qū)間為（-0.051，①當(dāng)然，工具變量實(shí)際估計(jì)的系數(shù)為局部處理效應(yīng)（LATE），估計(jì)出的是新農(nóng)保對(duì)順從者（complier，即新農(nóng)保開展試點(diǎn)后選0.088），在統(tǒng)計(jì)上無法拒絕系數(shù)等于0這一原假設(shè)，這表明參與新農(nóng)保對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率沒有顯著影響。第3列將關(guān)鍵解釋變量由家庭成員是否參保替換為家庭成員參保的人數(shù)，其系數(shù)估計(jì)值很小且仍然不顯著。第4-6列將被解釋變量替換為了儲(chǔ)蓄率2，即不將教育和醫(yī)療支出計(jì)人消費(fèi)時(shí)的儲(chǔ)蓄率，結(jié)果仍然顯示，家庭成員參與新農(nóng)保對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響系數(shù)很小，且在統(tǒng)計(jì)上均不顯著。

　　表3是使用工具變量后的回歸結(jié)果。其中第1一3列的被解釋變量為儲(chǔ)蓄率1，第4一6列的被解釋變量為儲(chǔ)蓄率2.從一階段回歸結(jié)果來看，所在縣實(shí)施新農(nóng)保對(duì)農(nóng)戶參與新農(nóng)保的影響系數(shù)在1%水平下顯著，一階段回歸的F統(tǒng)計(jì)量遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于10，Cragg-Dnald統(tǒng)計(jì)量也遠(yuǎn)大于臨界值16.38，因此可以排除弱工具變量的問題（StockYogo，2005）。二階段的回歸結(jié)果顯示，無論采用何種被解釋變量和關(guān)鍵解釋變量，家庭參與新農(nóng)保的系數(shù)均為負(fù)數(shù)，但在統(tǒng)計(jì)上仍然都不顯著。以控制家庭其它特征后的回歸結(jié)果（第2列）為例，家庭成員參與新農(nóng)保的系數(shù)估計(jì)值為-0.046，95%水平下的置信區(qū)間為（-0.184，0.093），因此仍無法拒絕“參與新農(nóng)保對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率沒有影響”這一原假設(shè)。①如前文所述，既有的一部分研究也發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險(xiǎn)并沒有降低居民儲(chǔ)蓄，他們給出的解釋包栝家庭并不僅僅是為“養(yǎng)老”而儲(chǔ)蓄，有目標(biāo)儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)、存在流動(dòng)性約束、金融知識(shí)缺乏等。我們認(rèn)為，在中國(guó)的現(xiàn)實(shí)背景下，參加新農(nóng)保繳費(fèi)對(duì)60歲以下居民的儲(chǔ)蓄率沒有顯著影響，可能有如下方面的原因：首先，也是比較重要的，新農(nóng)保的繳費(fèi)額和預(yù)期收益額都非常低。根據(jù)樣本中數(shù)據(jù)計(jì)算，家庭新農(nóng)保繳費(fèi)額占平均收人的比重僅有0.7%.張華初和吳?。?013）利用精算方法計(jì)算的新農(nóng)保養(yǎng)老金替代率僅有10%左右。②與之相比，城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)額占工資的比重達(dá)到28%（其中工作單位繳費(fèi)20%，個(gè)人繳費(fèi)8%），年繳費(fèi)額的比較低基數(shù)為2530元，養(yǎng)老金替代率超過了50%.因此，與城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)相比，新農(nóng)保所具有的保障功能非常有限，其所帶來的預(yù)期養(yǎng)老金財(cái)富遠(yuǎn)遠(yuǎn)不能滿足未來的養(yǎng)老需求，同時(shí)也無法降低居民對(duì)60歲后的預(yù)期收入風(fēng)險(xiǎn)。其次，年輕家庭儲(chǔ)蓄很少是單純?yōu)榱损B(yǎng)老，而是為了應(yīng)對(duì)退休前的各種收入風(fēng)險(xiǎn)。盡管中國(guó)的醫(yī)療保障體系在逐步完善，但是家庭面臨的收人風(fēng)險(xiǎn)仍然較大（如失業(yè)等）。而且，為了建造房屋或讓子女接受高等教育等原因，中國(guó)家庭存在比較強(qiáng)的目標(biāo)儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)。當(dāng)存在流動(dòng)性約束或難以從外部融資時(shí)，這種儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)會(huì)更強(qiáng)。因此，新農(nóng)保帶來的有限的養(yǎng)老保障很難緩解人們?cè)谶@些儲(chǔ)蓄目標(biāo)上的動(dòng)機(jī)。比較后，由于農(nóng)民金融知識(shí)普遍較為缺乏，加之信息宣傳可能不到位，尚處于參保階段的農(nóng)民對(duì)新農(nóng)保的信任度不強(qiáng)，他們無法準(zhǔn)確預(yù)期到未來60歲后能領(lǐng)取到的養(yǎng)老金財(cái)富數(shù)額，這進(jìn)一步制約了新農(nóng)保發(fā)揮促進(jìn)消費(fèi)的作用。根據(jù)白重恩等（2011）基于新型農(nóng)村合作醫(yī)療和Cai etal.（2014）基于能繁母豬保險(xiǎn)的研究，由于中國(guó)農(nóng)村居民的受教育程度普遍不高，參保人對(duì)保險(xiǎn)項(xiàng)目的了解不足和信任度缺失會(huì)大大制約一項(xiàng)新的社會(huì)保險(xiǎn)項(xiàng)目所起到的作用。

　　就控制變量來看，家庭收人對(duì)儲(chǔ)蓄率有著顯著的正向影響，這與邊際消費(fèi)傾向遞減的規(guī)律相一致。所在村莊的平均收人對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響系數(shù)為負(fù)，但是顯著度不篼，說明僅僅部分支持消費(fèi)的相對(duì)收入假說。在控制絕對(duì)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(duì)收人越低，相對(duì)收人較低的家庭與其它鄰居在消費(fèi)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(huì)提高自己消費(fèi)（Duesenberry，1949）。家庭人口規(guī)模都與家庭儲(chǔ)蓄率呈現(xiàn)顯著的負(fù)向關(guān)系，而家中孩子的比例則與家庭儲(chǔ)蓄率呈現(xiàn)出正向關(guān)系，但是不顯著。戶主健康水平越差，儲(chǔ)蓄率越低，可能因?yàn)榻】邓讲疃枰叩尼t(yī)療支出。比較后，家中有成年人住院會(huì)使家庭儲(chǔ)蓄率顯著降低14個(gè)百分點(diǎn)。

　　我們還進(jìn)行了Durbin-Wu-Hausman檢驗(yàn)，從檢驗(yàn)結(jié)果來看，并不能拒絕關(guān)鍵解釋變量“家庭成員參加新農(nóng)保”的外生性。

　　養(yǎng)老金替代率是勞動(dòng)者退休時(shí)的養(yǎng)老金領(lǐng)取水平與退休前工資收入水平之間的比率。

　　表3新農(nóng)保對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響（雙向固定效應(yīng)模型，使用工具變量）PanelA：二階段回歸結(jié)果被解釋變量?jī)?chǔ)蓄率1儲(chǔ)蓄率2家庭成員參加新農(nóng)保參加新農(nóng)保的家庭成員人數(shù)家庭收入對(duì)數(shù)值村莊人均收入均值的對(duì)數(shù)值家庭存款余額對(duì)數(shù)值家庭規(guī)模少兒所占比重戶主健康水平家中是否有成年人住院家庭固定效應(yīng)是是。

　　年份固定效應(yīng)是觀測(cè)值數(shù)?階段回歸結(jié)果縣實(shí)施了新農(nóng)保F統(tǒng)計(jì)量注：本表是使用工具變量后的面板數(shù)據(jù)雙向固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果，所有列均控制了年份和家庭的固定效應(yīng)，括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤，夕、分別代表在10%、5%和1%水平下顯著。

　?。ǘ┦褂眉彝ハM(fèi)率和消費(fèi)數(shù)額作為被解釋變量上面的回歸結(jié)果是使用儲(chǔ)蓄率作為被解釋變量，為了檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，我們還考察了參加新農(nóng)保對(duì)家庭消費(fèi)的影響。我們分別使用消費(fèi)率的對(duì)數(shù)值和消費(fèi)數(shù)額的對(duì)數(shù)值作為被解釋變量，控制變量仍然與公被解釋變量家庭消費(fèi)率對(duì)數(shù)值家庭消費(fèi)數(shù)額對(duì)數(shù)值家庭成員參加新農(nóng)保參加新農(nóng)保的家庭成員人數(shù)其它控制變量是家庭固定效應(yīng)是年份固定效應(yīng)是觀測(cè)值數(shù)注：本表是使用工具變量后的面板數(shù)據(jù)雙向固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果，所有列均控制了家庭收入對(duì)數(shù)值、村莊人均收入均值的對(duì)數(shù)值、家庭存款余額對(duì)數(shù)值、家庭規(guī)模、少兒所占比重、戶主自報(bào)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(yīng)，由于篇限制，我們沒有報(bào)告這些控制變量的系數(shù)。括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤/、分別代表在10%、5%和1%水平下五、領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金對(duì)家庭儲(chǔ)蓄的影響上面的結(jié)果表明，對(duì)于60歲以下的居民，參加新農(nóng)保繳費(fèi)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄并沒有產(chǎn)生顯著影響。

　　而對(duì)于60歲以上的居民，他們不需要自己繳費(fèi)就可以直接領(lǐng)取每年不少于660元的養(yǎng)老金，我們預(yù)期他們的儲(chǔ)蓄行為受新農(nóng)保的影響更大。對(duì)60歲以上居民，領(lǐng)取養(yǎng)老金對(duì)家庭儲(chǔ)蓄的回歸結(jié)果報(bào)告在了表5當(dāng)中，其中第1一2列的被解釋變量為儲(chǔ)蓄率1.第1列的回歸系數(shù)表明，領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金的家庭儲(chǔ)蓄率會(huì)降低了25.1個(gè)百分點(diǎn)，系數(shù)在95%水平下的置信區(qū)間為（-0.504，0.002）。第2列中“家庭成員領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金的人數(shù)”系數(shù)也顯著為負(fù)，家庭里領(lǐng)取養(yǎng)老金的人數(shù)增加1人，儲(chǔ)蓄率會(huì)降低14.7個(gè)百分點(diǎn)。第3列將被解釋變量替換為了儲(chǔ)蓄率2（不將教育和醫(yī)療支出計(jì)入消費(fèi)），頷取新農(nóng)保的系數(shù)仍然顯著為負(fù)，新農(nóng)保使儲(chǔ)蓄率2下降了17.9個(gè)百分點(diǎn)，這一幅度小于新農(nóng)保對(duì)儲(chǔ)蓄率1的影響。由于儲(chǔ)蓄率1和儲(chǔ)蓄率2之間的差異是教育和醫(yī)療支出，這說明，盡管教育和醫(yī)療支出具有較大的剛性，但是領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金仍然使教育和醫(yī)療消費(fèi)占收人的比重提高了7.2個(gè)百分點(diǎn)。第4列系數(shù)中，解釋變量“家庭成員領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金的人數(shù)”仍然顯著為負(fù)，但系數(shù)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(lǐng)取養(yǎng)老金這一變量存在內(nèi)生性的問題。為此，我們?nèi)匀皇褂谩耙粋€(gè)縣是否實(shí)施了新農(nóng)保試點(diǎn)”作為工具變量，二階段的回歸結(jié)果報(bào)告在了第58列中。從5?8列結(jié)果可見，當(dāng)使用儲(chǔ)蓄率1或儲(chǔ)蓄率2作為被解釋變量時(shí)，關(guān)鍵解釋變量的系數(shù)仍然為負(fù)，而且系數(shù)比1一2列不適用工具變量時(shí)更大。①除第8列顯著度僅有15%外，其余均①盡管如此，Durbin-Wu-Hausman檢驗(yàn)P值表明，我們不能拒絕家庭成員領(lǐng)取新農(nóng)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(lǐng)取新農(nóng)保時(shí)，會(huì)使家庭儲(chǔ)蓄率1降低64.8個(gè)百分點(diǎn)，使家庭儲(chǔ)蓄率2下降34.9個(gè)百分點(diǎn)。這也意味著，新農(nóng)保使得教育和醫(yī)療消費(fèi)支出占收人的比重增加了29.9個(gè)百分點(diǎn)。其它控制變量的系數(shù)符號(hào)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(chǔ)蓄率會(huì)越低；家庭規(guī)模越大和有家庭成員住院都會(huì)降低儲(chǔ)蓄率。

　　表5領(lǐng)取養(yǎng)老金對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響雙向固定效應(yīng)雙向固定效應(yīng)+工具變量被解釋變量?jī)?chǔ)蓄率1儲(chǔ)蓄率2儲(chǔ)蓄率1儲(chǔ)蓄率2家庭成員領(lǐng)取新農(nóng)保領(lǐng)取新農(nóng)保的家庭成員人數(shù)家庭收入對(duì)數(shù)值村莊人均收入均值的對(duì)數(shù)值家庭存款余額對(duì)數(shù)值家庭規(guī)模少兒所占比重戶主健康水平家中是否有成年人住院家庭固定效應(yīng)是年份固定效應(yīng)是觀測(cè)值數(shù)檢驗(yàn)p值注：本表所有列均控制了年份和家庭的固定效應(yīng)。括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤/、、“分別代表在10%、5%和1%水平下顯著。

　　表6領(lǐng)取養(yǎng)老金對(duì)消費(fèi)的影響（雙向固定效應(yīng)模型）被解釋變量家庭消費(fèi)率對(duì)數(shù)值家庭消費(fèi)數(shù)額對(duì)數(shù)值家庭成員領(lǐng)取新農(nóng)保領(lǐng)取新農(nóng)保的家庭成員人數(shù)其他控制變量是家庭固定效應(yīng)是年份固定效應(yīng)是觀測(cè)值數(shù)觀測(cè)指數(shù)注：本表是使用面板數(shù)據(jù)雙向固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果，所有列均控制了家庭收人對(duì)數(shù)值、村莊人均收人均值的對(duì)數(shù)值、家庭存款余額對(duì)數(shù)值、家庭規(guī)模、少兒所占比重、戶主自報(bào)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(yīng)，由于篇幅限制，我們沒有報(bào)告這些控制變量的系數(shù)。括號(hào)內(nèi)標(biāo)準(zhǔn)誤/、、分別代表在10%、5%和1%水平下顯著。

　　然后，我們將被解釋變量替換為家庭消費(fèi)率的對(duì)數(shù)值，以進(jìn)一步檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性?；貧w結(jié)果報(bào)告在了表6的第1一2列中，關(guān)鍵解釋變量分別為是否有家庭成員領(lǐng)取養(yǎng)老金和領(lǐng)取養(yǎng)老金的家庭成員人數(shù)，控制變量仍然與（1）式相同。從中可見，領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金顯著地提高了家庭的消費(fèi)率，系數(shù)顯示，領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金使平均家庭消費(fèi)率提高了近22%.在表6的3?4列中，我們將被解釋變量替換為了消費(fèi)數(shù)額的對(duì)數(shù)值，關(guān)鍵解釋變量的系數(shù)仍然在1%水平下顯著為正，第3列的系數(shù)表明，家庭成員領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金使家庭消費(fèi)數(shù)額提高了37%.這些結(jié)果表明，由于60歲以上的老人可以直接領(lǐng)取養(yǎng)老金，在當(dāng)期收人就會(huì)增加（養(yǎng)老金財(cái)富當(dāng)期就現(xiàn)），立即就降低了當(dāng)前和近期的收入不確定性。而且，老年人的儲(chǔ)蓄目的更加單一，主要就是士了養(yǎng)老，因此新農(nóng)保養(yǎng)老金可以顯著降低他們的儲(chǔ)蓄率。

　　六、結(jié)論憑借“?；?、廣覆蓋、有彈性、可持續(xù)”的實(shí)施原則，新農(nóng)保在僅僅三年時(shí)間里就在全國(guó)全部實(shí)施。根據(jù)2013年底的數(shù)據(jù)，新農(nóng)保和并人其中的城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)這兩類保險(xiǎn)參保人數(shù)共計(jì)4.98億人（其中領(lǐng)取養(yǎng)老金的人數(shù)1.38億），加上城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)參保人數(shù)3. 22億人，全國(guó)養(yǎng)老保險(xiǎn)已經(jīng)覆蓋8.2億人，初步實(shí)現(xiàn)了建立覆蓋城鄉(xiāng)的社會(huì)保障體系這一目標(biāo)，而且史無前例地建立起了全世界覆蓋人口比較多的養(yǎng)老保險(xiǎn)體系。①本文使用中國(guó)家庭追蹤調(diào)（CFPS）2010年和2012年面板數(shù)據(jù)，考察了新農(nóng)保對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響。我們發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)保對(duì)60歲以下參保居民的儲(chǔ)蓄率沒有產(chǎn)生顯著影響。其主要原因在于，絕大多數(shù)60歲以下的居民新農(nóng)保繳費(fèi)額僅為100元，其預(yù)期養(yǎng)老金領(lǐng)取數(shù)額太低，無法通過財(cái)富替代和降低收入風(fēng)險(xiǎn)的作用降低儲(chǔ)蓄率。但是，我們發(fā)現(xiàn)新農(nóng)保顯著降低了60歲以上居民的儲(chǔ)蓄率。對(duì)于60歲以上的居民來說，其可以立即領(lǐng)取養(yǎng)老金，養(yǎng)老金數(shù)額雖然數(shù)額不大（約660元），但占收人的比重平均達(dá)到了22.4%，近期的收入風(fēng)險(xiǎn)立即下降，因此對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)作用。

　　這些結(jié)果具有很強(qiáng)的政策含義。盡管新農(nóng)保實(shí)施一開始的重要目標(biāo)是使“農(nóng)民老有所養(yǎng)，無后顧之憂，就會(huì)敢于消費(fèi)”，但對(duì)絕大多數(shù)參保階段的人來說，新農(nóng)保繳費(fèi)數(shù)額低、保障力度較低，難以為養(yǎng)①人力資源社會(huì)保癉部2014年4月新聞發(fā)布會(huì)。

　　老風(fēng)險(xiǎn)提供保障作用。因此，要更大程度上發(fā)揮新農(nóng)保對(duì)消費(fèi)的刺激作用，需要激勵(lì)人們選擇更高的繳費(fèi)額，加大新農(nóng)保的養(yǎng)老金替代率。一方面，可以利用財(cái)政資金，對(duì)選擇更高繳費(fèi)檔次、更長(zhǎng)繳費(fèi)年限的參保人給予數(shù)額更高的個(gè)人賬戶補(bǔ)貼；另一方面，也應(yīng)該加大新農(nóng)保的政策宣傳力度，使人們對(duì)新農(nóng)保有更深的了解，對(duì)新農(nóng)保的長(zhǎng)期可持續(xù)性產(chǎn)生更強(qiáng)的信任感，從而激發(fā)人們主動(dòng)選擇更高的繳費(fèi)檔次。