以上居民的儲蓄率。新農(nóng)保實施之后，60歲以下居民處于參保繳費的階段，但由于絕大多數(shù)居民的新農(nóng)保繳費額僅有1元，其預(yù)期未來產(chǎn)生的養(yǎng)老金收益較小，因此很難通過財富替代效應(yīng)和降低收入風(fēng)險的渠道減少居民儲蓄。但是，60歲以上的居民受到新農(nóng)保的影響更為直接，他們不需要繳費就可以直接領(lǐng)取養(yǎng)老金，其領(lǐng)取的年養(yǎng)老金絕對數(shù)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(xiàn)的養(yǎng)老金財富可以有效降低當(dāng)前的收入風(fēng)險。

　　本文以下部分的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分回顧養(yǎng)老保險對家庭儲蓄影響的，并介紹新農(nóng)保實施的制度背景；第三部分介紹本文所使用的數(shù)據(jù)，并對主要變量進行描述；第四部分討論60歲以下居民參與新農(nóng)保繳費對儲蓄影響的回歸結(jié)果；第五部分討論60歲以上居民領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金對儲蓄影響的回歸結(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(chǔ)上，提出養(yǎng)老保險對儲蓄具有“財富替代效應(yīng)”，繳納養(yǎng)老保險費后所預(yù)期的未來能領(lǐng)取的養(yǎng)老金（即養(yǎng)老金財竄）將減少當(dāng)前的個人儲蓄。換句話說，養(yǎng)老保險繳費作為一種強制儲蓄形式會擠出個人當(dāng)前的其它自愿儲蓄。

　　但是，如果人們在年輕時儲蓄還具有其他目的，并不僅僅是為了養(yǎng)老，養(yǎng)老金對儲蓄的擠出作用將減少。例如，Samwick（1998）指出，為應(yīng)對大額支出風(fēng)險（如住房或大病醫(yī)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(yǎng)老保險并不會減少居民的自愿儲蓄。①另外一些研究指出，如果家庭存在流動性約束，養(yǎng)老保險對降低儲蓄的作用也將大打折扣（Hubbard，養(yǎng)老保險除了通過“財富替代效應(yīng)”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(fēng)險，從而降低預(yù)防性儲蓄（Hubbardudd，1987）。預(yù)防性儲蓄是家庭為應(yīng)對未來收入或支出風(fēng)險而產(chǎn)生的一種儲蓄動機。根據(jù)易行健等（2008）的研究，中國家庭具有十分強的預(yù)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(yǎng)老保險對居民消費和儲蓄的影響。

　　FeldStein（1974）用時間序列數(shù)據(jù)驗證了美國家庭養(yǎng)老金財富和家庭儲蓄之間的替代關(guān)系，但使用時間序列數(shù)據(jù)無法排除同時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(fā)現(xiàn)養(yǎng)老金對儲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，個人參與養(yǎng)老保險本身存在自選擇，有一些不可觀測因素同時影響?zhàn)B老金數(shù)額和儲蓄率，因此會導(dǎo)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、工具變量等方法克服養(yǎng)老保險的內(nèi)生性問題。Attanasio化對家庭儲蓄率的影響，發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老金財富對家庭儲蓄具有顯著的負向作用。Engelhardt另外，Thaler（19））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(dǎo)致養(yǎng)老保險無法降低居民儲蓄。

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

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

　　在新農(nóng)保之前，中國的養(yǎng)老保險主要是城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險，目前基于中國數(shù)據(jù)考察養(yǎng)老保險對家庭儲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1997年城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險改革的影響，他們發(fā)現(xiàn)這次改革帶來的養(yǎng)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(zhèn)住戶數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)盡管參與城鎮(zhèn)養(yǎng)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(yǎng)老金繳費增加后，人們?yōu)榱藢崿F(xiàn)儲蓄目標，只能減少當(dāng)期消費。

　　與上述國內(nèi)外研究相比，本文則考察了一項新的養(yǎng)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(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(shù)據(jù)，考察了領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金對老年人養(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(nóng)保對居民儲蓄的影響。①為了建設(shè)覆蓋城鄉(xiāng)居民的社會保障體系，國務(wù)院從2009年9月發(fā)布了關(guān)于開展新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險試點的指導(dǎo)意見，并確定了首批320個新農(nóng)保國家級試點縣。隨后，新農(nóng)保在全國各地快速推進。2010年和2011年，新農(nóng)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(qū)）都已經(jīng)實施了新農(nóng)保，參保人數(shù)達4.6億人。

　　新農(nóng)保的參保對象為未參加城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險且年滿16周歲的農(nóng)村居民，實行農(nóng)民自愿參保。新農(nóng)保實施后，已年滿60周歲、未事受城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險待遇的，不用繳費，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。③參保人領(lǐng)取的養(yǎng)老金來自社會統(tǒng)籌賬戶和個人賬戶兩個部分。個人賬戶的資金來源于個人繳費、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，補貼標準不低于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(tǒng)籌賬戶全部來自政府財政資金，用于對參保人全額支付新農(nóng)保基礎(chǔ)養(yǎng)老金，標準為不低于每人每月55元。個人賬戶養(yǎng)老金的月計發(fā)標準為個人賬戶全部儲存額除以139，因此繳費數(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)民負擔(dān)的考慮下，新農(nóng)保的年繳費額較低，盡管分為100?500元五個繳費檔次，實際當(dāng)中絕大多數(shù)農(nóng)民都選擇了100元的繳費數(shù)額。對于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；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60歲以下參保人群的影響。

　　2011年，中國開始實施城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老保險，覆蓋范圍是沒有參與城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險的城鎮(zhèn)居民。2014年2月，中國政府進一步將新農(nóng)保與城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老保險并軌，兩者合稱為城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險。

　　距領(lǐng)取年齡超過15年的，累計繳費不少于15年。距領(lǐng)取年齡不足15年的，允許補繳，累計繳費木超過15年。

　　國務(wù)院規(guī)定，各地可以根據(jù)實際情況增設(shè)繳費檔次。

　　庭成員在60歲以上，不需要繳保費，可以直接領(lǐng)取基礎(chǔ)養(yǎng)老金。①新農(nóng)保對這兩類家庭影響的方式存在很大不同。對于成員在60歲以下的家庭，盡管現(xiàn)在處于繳費階段，但參保意味著預(yù)期未來60歲后可以有一筆養(yǎng)老金財富，60歲后的收人風(fēng)險也可以降低，因此新農(nóng)保可以通過“財富替代效應(yīng)”和降低收人風(fēng)險的渠道降低居民儲蓄。但是，新農(nóng)保的繳費數(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，因而參保對儲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)老而儲蓄，而是為了子女教育、健康、住房等而儲蓄，因此新農(nóng)保政策的出臺，可能不會降低這些家庭的儲蓄。而對于成員在60歲以上的家庭，新農(nóng)保實施后他們當(dāng)前的收人立即增加，近期的收人風(fēng)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(yǎng)老。因此可以預(yù)期，新農(nóng)保對老年人的影響效果可能更大。

　　三、數(shù)據(jù)和實證策略本文所使用的數(shù)據(jù)來自中國家庭追蹤調(diào)（CFPS）。CFPS是由北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心實施的具有全國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體、家庭、社區(qū)三個層次的數(shù)據(jù)，反映中國社會、經(jīng)濟、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25個省162+縣635個村莊（社區(qū)）的14798個家戶，②其分層多階段抽樣設(shè)計使得樣本能夠代表大約95%的中國人口（Xie，2012）。CFPS全國基線調(diào)查于2010年開展，對絕大多數(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對原有家庭進行了追蹤調(diào)。由于我們的研究對象為農(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(shù)據(jù)處理：首先，一些家庭內(nèi)可能同時有60歲以上和60歲以下的成年人，對于這些家庭，同時存在參保和領(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，這會干擾我們識別新農(nóng)保的政策效果，因此我們刪掉了這樣的家庭。進行這兩項樣本限定之后，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年時的年齡計），且沒有參加城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)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(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險。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，下文將其分別簡稱為60歲以下家庭“和60歲以上家庭”。進行數(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)保實施對中國農(nóng)村家庭儲蓄率的影響，具體模型如下：一些地區(qū)實施了“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、澳門和臺灣。

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

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

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

　　對于60歲以下家庭，我們使用兩種方式衡量一個家庭參與新農(nóng)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(nóng)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(nóng)保的人數(shù)，理論上看，參保人數(shù)越多對家庭消費和儲蓄的影響越大。顯示，2012年樣本當(dāng)中參加新農(nóng)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(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)保繳費額（約280元）僅占平均家庭收入的。7%，這是一個非常小的數(shù)字。

　　對于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，對家庭產(chǎn)生的影響可能會越大。樣本數(shù)據(jù)顯示，85%的居民每個月領(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)計算，這一比重平均達到22.4%，中位數(shù)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(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，且具有很強的支出剛性。為了檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，我們同時計算了第二個家庭儲蓄率，即不將教育和醫(yī)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“。由于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處理之后，對于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(shù)是0.24，中位數(shù)是0. 20.對于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(shù)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(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，老年人的儲蓄率要低于60歲以下居民，這符合生命周期理論。

　　為了進一步檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，我們還使用家庭消費率的對數(shù)值，即log（消費/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結(jié)果的干擾。此外，我們還直接使用家庭消費數(shù)額的對數(shù)值，作為另一替代性的被解釋變量，進行了穩(wěn)健性檢驗。

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

　　表1變量的描述性統(tǒng)計變量名稱60歲以下家庭60歲以上家庭觀測值數(shù)均值標準差觀測值數(shù)均值標準差家庭儲蓄率1家庭儲蓄率2家庭消費數(shù)額的對數(shù)值家庭消費率的對數(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)不適用家庭收入對數(shù)值村莊人均收入均值的對數(shù)值家庭存款余額對數(shù)值家庭規(guī)模少兒所占比重戶主自報健康水平是否有家庭成員住院新農(nóng)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。由于新農(nóng)保繳費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)可以控制隨時間不變的家庭不可觀測特征（如消費習(xí)慣），但是無法完全控制隨時間變化的家庭不可觀測特征，因而系數(shù)估計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)）實施新農(nóng)保的時間，定義一個縣在調(diào)查時點是否開展了新農(nóng)保試點這一虛擬變量（CTVfiP，。，），以此作為家庭參加新農(nóng)保情況的工具變量。每個縣是否開展新農(nóng)保試點決定了農(nóng)戶是否參與新農(nóng)保，而一個縣開展新農(nóng)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里的消費包含了家庭教育和醫(yī)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log（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(shù)。

　　我們將戶主自報的健康水平轉(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，因為我們使用的是面板數(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增加兩歲，因此這一變量在不同觀測值間實際沒有差異（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)開展試點的地方，60歲以上的老人都有資格領(lǐng)養(yǎng)老金，這與個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縣是否實施了新農(nóng)保試點作為其工具變量。

　　四、參加新農(nóng)保繳費對家庭儲蓄的影響對于60歲以下的家庭，參與新農(nóng)保對家庭儲蓄率影響的雙向固定效應(yīng)模型結(jié)果報告在了表2當(dāng)中，其中第1一3列的被解釋變量為儲蓄率1，第4一6列的被解釋變量為儲蓄率2.表2新農(nóng)保對家庭儲蓄率的影響（雙向固定效應(yīng)模型）被解釋變量儲蓄率1儲蓄率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)家庭收入對數(shù)值村莊人均收入均值的對數(shù)值家庭存款余額對數(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)。我們將標準誤群聚（cluster）在村莊層面，括號內(nèi)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(yīng)，家庭成員是否參保的系數(shù)盡管為負，但是在統(tǒng)計上并不顯著。第2列進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)計上仍然不顯著，系數(shù)估計值在95%水平下的置信區(qū)間為（-0.051，①當(dāng)然，工具變量實際估計的系數(shù)為局部處理效應(yīng)（LATE），估計出的是新農(nóng)保對順從者（complier，即新農(nóng)保開展試點后選0.088），在統(tǒng)計上無法拒絕系數(shù)等于0這一原假設(shè)，這表明參與新農(nóng)保對家庭儲蓄率沒有顯著影響。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)估計值很小且仍然不顯著。第4-6列將被解釋變量替換為了儲蓄率2，即不將教育和醫(yī)療支出計人消費時的儲蓄率，結(jié)果仍然顯示，家庭成員參與新農(nóng)保對儲蓄率的影響系數(shù)很小，且在統(tǒng)計上均不顯著。

　　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蓄率1，第4一6列的被解釋變量為儲蓄率2.從一階段回歸結(jié)果來看，所在縣實施新農(nóng)保對農(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)計量遠遠大于10，Cragg-Dnald統(tǒng)計量也遠大于臨界值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)均為負數(shù)，但在統(tǒng)計上仍然都不顯著。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)保對家庭儲蓄率沒有影響”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)老保險并沒有降低居民儲蓄，他們給出的解釋包栝家庭并不僅僅是為“養(yǎng)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，在中國的現(xiàn)實背景下，參加新農(nóng)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，也是比較重要的，新農(nóng)保的繳費額和預(yù)期收益額都非常低。根據(jù)樣本中數(shù)據(jù)計算，家庭新農(nóng)保繳費額占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(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)老金財富遠遠不能滿足未來的養(yǎng)老需求，同時也無法降低居民對60歲后的預(yù)期收入風(fēng)險。其次，年輕家庭儲蓄很少是單純?yōu)榱损B(yǎng)老，而是為了應(yīng)對退休前的各種收入風(fēng)險。盡管中國的醫(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，中國家庭存在比較強的目標儲蓄動機。當(dāng)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(nóng)保帶來的有限的養(yǎng)老保障很難緩解人們在這些儲蓄目標上的動機。比較后，由于農(nóng)民金融知識普遍較為缺乏，加之信息宣傳可能不到位，尚處于參保階段的農(nóng)民對新農(nóng)保的信任度不強，他們無法準確預(yù)期到未來60歲后能領(lǐng)取到的養(yǎng)老金財富數(shù)額，這進一步制約了新農(nóng)保發(fā)揮促進消費的作用。根據(jù)白重恩等（2011）基于新型農(nóng)村合作醫(yī)療和Cai etal.（2014）基于能繁母豬保險的研究，由于中國農(nóng)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。

　　就控制變量來看，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(guī)律相一致。所在村莊的平均收人對家庭儲蓄率的影響系數(shù)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(guī)模都與家庭儲蓄率呈現(xiàn)顯著的負向關(guān)系，而家中孩子的比例則與家庭儲蓄率呈現(xiàn)出正向關(guān)系，但是不顯著。戶主健康水平越差，儲蓄率越低，可能因為健康水平差而需要更高的醫(yī)療支出。比較后，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(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)老金替代率是勞動者退休時的養(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)保對家庭儲蓄率的影響（雙向固定效應(yīng)模型，使用工具變量）PanelA：二階段回歸結(jié)果被解釋變量儲蓄率1儲蓄率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)家庭收入對數(shù)值村莊人均收入均值的對數(shù)值家庭存款余額對數(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)是觀測值數(shù)?階段回歸結(jié)果縣實施了新農(nóng)保F統(tǒng)計量注：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)，括號內(nèi)為標準誤，夕、分別代表在10%、5%和1%水平下顯著。

　　（二）使用家庭消費率和消費數(shù)額作為被解釋變量上面的回歸結(jié)果是使用儲蓄率作為被解釋變量，為了檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，我們還考察了參加新農(nóng)保對家庭消費的影響。我們分別使用消費率的對數(shù)值和消費數(shù)額的對數(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率對數(shù)值家庭消費數(shù)額對數(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數(shù)值、村莊人均收入均值的對數(shù)值、家庭存款余額對數(shù)值、家庭規(guī)模、少兒所占比重、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(yīng)，由于篇限制，我們沒有報告這些控制變量的系數(shù)。括號內(nèi)為標準誤/、分別代表在10%、5%和1%水平下五、領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金對家庭儲蓄的影響上面的結(jié)果表明，對于60歲以下的居民，參加新農(nóng)保繳費對家庭儲蓄并沒有產(chǎn)生顯著影響。

　　而對于60歲以上的居民，他們不需要自己繳費就可以直接領(lǐng)取每年不少于660元的養(yǎng)老金，我們預(yù)期他們的儲蓄行為受新農(nóng)保的影響更大。對60歲以上居民，領(lǐng)取養(yǎng)老金對家庭儲蓄的回歸結(jié)果報告在了表5當(dāng)中，其中第1一2列的被解釋變量為儲蓄率1.第1列的回歸系數(shù)表明，領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金的家庭儲蓄率會降低了25.1個百分點，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，家庭里領(lǐng)取養(yǎng)老金的人數(shù)增加1人，儲蓄率會降低14.7個百分點。第3列將被解釋變量替換為了儲蓄率2（不將教育和醫(yī)療支出計入消費），頷取新農(nóng)保的系數(shù)仍然顯著為負，新農(nóng)保使儲蓄率2下降了17.9個百分點，這一幅度小于新農(nóng)保對儲蓄率1的影響。由于儲蓄率1和儲蓄率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)療消費占收人的比重提高了7.2個百分點。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，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€縣是否實施了新農(nóng)保試點”作為工具變量，二階段的回歸結(jié)果報告在了第58列中。從5?8列結(jié)果可見，當(dāng)使用儲蓄率1或儲蓄率2作為被解釋變量時，關(guān)鍵解釋變量的系數(shù)仍然為負，而且系數(shù)比1一2列不適用工具變量時更大。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，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(nóng)保使得教育和醫(yī)療消費支出占收人的比重增加了29.9個百分點。其它控制變量的系數(shù)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(guī)模越大和有家庭成員住院都會降低儲蓄率。

　　表5領(lǐng)取養(yǎng)老金對儲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儲蓄率1儲蓄率2儲蓄率1儲蓄率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)家庭收入對數(shù)值村莊人均收入均值的對數(shù)值家庭存款余額對數(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)是觀測值數(shù)檢驗p值注：本表所有列均控制了年份和家庭的固定效應(yīng)。括號內(nèi)為標準誤/、、“分別代表在10%、5%和1%水平下顯著。

　　表6領(lǐng)取養(yǎng)老金對消費的影響（雙向固定效應(yīng)模型）被解釋變量家庭消費率對數(shù)值家庭消費數(shù)額對數(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)是觀測值數(shù)觀測指數(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數(shù)值、村莊人均收人均值的對數(shù)值、家庭存款余額對數(shù)值、家庭規(guī)模、少兒所占比重、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(yīng)，由于篇幅限制，我們沒有報告這些控制變量的系數(shù)。括號內(nèi)標準誤/、、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率的對數(shù)值，以進一步檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性。回歸結(jié)果報告在了表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率，系數(shù)顯示，領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金使平均家庭消費率提高了近22%.在表6的3?4列中，我們將被解釋變量替換為了消費數(shù)額的對數(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)期收人就會增加（養(yǎng)老金財富當(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蓄率。

　　六、結(jié)論憑借“保基本、廣覆蓋、有彈性、可持續(xù)”的實施原則，新農(nóng)保在僅僅三年時間里就在全國全部實施。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)老保險這兩類保險參保人數(shù)共計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)老保險參保人數(shù)3. 22億人，全國養(yǎng)老保險已經(jīng)覆蓋8.2億人，初步實現(xiàn)了建立覆蓋城鄉(xiāng)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比較多的養(yǎng)老保險體系。①本文使用中國家庭追蹤調(diào)（CFPS）2010年和2012年面板數(shù)據(jù)，考察了新農(nóng)保對家庭儲蓄率的影響。我們發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)保對60歲以下參保居民的儲蓄率沒有產(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，無法通過財富替代和降低收入風(fēng)險的作用降低儲蓄率。但是，我們發(fā)現(xiàn)新農(nóng)保顯著降低了60歲以上居民的儲蓄率。對于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到了22.4%，近期的收入風(fēng)險立即下降，因此對消費產(chǎn)生了顯著的促進作用。

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

　　老風(fēng)險提供保障作用。因此，要更大程度上發(fā)揮新農(nóng)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(nóng)保的養(yǎng)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(shù)額更高的個人賬戶補貼；另一方面，也應(yīng)該加大新農(nóng)保的政策宣傳力度，使人們對新農(nóng)保有更深的了解，對新農(nóng)保的長期可持續(xù)性產(chǎn)生更強的信任感，從而激發(fā)人們主動選擇更高的繳費檔次。