文章基于2013、2015年的中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）數(shù)據(jù),使用模糊斷點(diǎn)回歸設(shè)計(jì)方法,研究農(nóng)村居民領(lǐng)取新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老金對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響。研究發(fā)現(xiàn),領(lǐng)取"新農(nóng)保"會(huì)顯著增加家庭總消費(fèi)支出,顯著提高家庭的基礎(chǔ)型、享受型消費(fèi)支出,雖也正向影響發(fā)展型消費(fèi),但統(tǒng)計(jì)上未呈現(xiàn)顯著。使用Tobit面板回歸分析已領(lǐng)取新農(nóng)保的居民其領(lǐng)取金額對(duì)消費(fèi)的影響程度,發(fā)現(xiàn)領(lǐng)取養(yǎng)老金對(duì)居民消費(fèi)的邊際影響具有一定的時(shí)滯性,領(lǐng)取效果需經(jīng)半年以上才顯著體現(xiàn)。對(duì)于領(lǐng)取時(shí)間超過半年的家庭,領(lǐng)取新農(nóng)保顯著提高了家庭消費(fèi),顯著激勵(lì)家庭的消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。研究為進(jìn)一步提高新農(nóng)保政策效果,增加農(nóng)民收入和提高居民消費(fèi)水平提供參考。 

【文章來源】：調(diào)研世界. 2020,(08)CSSCI

【文章頁(yè)數(shù)】：8 頁(yè)

【部分圖文】：

圖1 年齡60歲處領(lǐng)取新農(nóng)保的跳躍

在FRD識(shí)別中，只有驅(qū)動(dòng)變量不完全被經(jīng)濟(jì)個(gè)體操縱，F(xiàn)RD方法才是有效的、適用的，如果參保者隨意地支配年齡，比如假報(bào)自己的實(shí)際年齡來領(lǐng)取養(yǎng)老金，那么就會(huì)導(dǎo)致FRD估計(jì)結(jié)果有偏。所以要檢驗(yàn)驅(qū)動(dòng)變量是否有選擇性，對(duì)驅(qū)動(dòng)變量的連續(xù)性進(jìn)行驗(yàn)證。由圖2可看出年齡在60歲附近密度函數(shù)光滑連續(xù)，沒有跨越的跡象，說明不存在驅(qū)動(dòng)變量的操縱性。在上述的回歸方程中加入戶主性別、教育程度、婚姻情況和戶主的自評(píng)健康4個(gè)控制變量（協(xié)變量），回歸結(jié)果見表3。與表2結(jié)果相比可看出，新農(nóng)保對(duì)各項(xiàng)消費(fèi)的回歸系數(shù)值和顯著性幾乎一樣，僅數(shù)值略微有點(diǎn)差異。說明本文FRD估計(jì)結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性，下面將進(jìn)一步從協(xié)變量的連續(xù)性和驅(qū)動(dòng)變量的連續(xù)性進(jìn)行檢驗(yàn)。

其中，yit為個(gè)體i在時(shí)點(diǎn)t的消費(fèi)額對(duì)數(shù)值，y*it為潛變量，xit表示自變量領(lǐng)取新農(nóng)保金額對(duì)數(shù)值，zit為控制變量，包括家庭規(guī)模大小、戶主的年齡和性別、婚姻、教育和自我評(píng)定健康，ui為個(gè)體效應(yīng)。回歸結(jié)果見表5，樣本I為領(lǐng)取養(yǎng)老金時(shí)間在半年以內(nèi)的樣本，樣本II為領(lǐng)取時(shí)間超過半年的樣本，樣本III為領(lǐng)取時(shí)間超過一年的樣本�；貧w結(jié)果顯示，對(duì)總消費(fèi)、基礎(chǔ)型消費(fèi)和發(fā)展型消費(fèi)，領(lǐng)取時(shí)間不足半年回歸系數(shù)均呈現(xiàn)不顯著，而超過半年或一年的回歸系數(shù)都在1%水平下顯著為正。當(dāng)剔除領(lǐng)取時(shí)間不足半年的樣本后，領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金對(duì)消費(fèi)的邊際影響顯著，領(lǐng)取時(shí)間達(dá)到半年以上和一年以上的邊際系數(shù)相差不大，說明領(lǐng)取新農(nóng)保對(duì)于居民消費(fèi)的邊際影響具有一定的時(shí)滯性，其領(lǐng)取的效果需經(jīng)半年以上才顯著體現(xiàn)。

【參考文獻(xiàn)】：
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