农村社会养老保险的多维减贫效应评估*

吴玉锋 李德权 虎经博 聂建亮

(西北大学公共管理学院，陕西 西安，710127)

一、引言

随着绝对贫困问题的历史性解决，我国贫困治理的目标将向应对和缓解发展不平衡、不充分的多维相对贫困转变[1]。与此同时，我国正朝着深度老龄化社会持续迈进，面临“未富先老”的巨大挑战，需要重点关注老龄人口的贫困问题[2-3]。与城市相比，农村地区的老龄化更加突出[4]，农村老龄人口在经济保障、健康维持和心理支持方面的福利缺失更加严重[5]。第七次人口普查数据显示，截至2020年底，我国居住在农村的人口为50979万人，其中，60岁以上和65岁以上老龄人口分别有12138万人和9033万人，在农村总体人口中分别占比23.81%、17.72%[6]。有研究测算，60至65岁农村老龄人口的贫困发生率为7.6%，80岁以上农村老龄人口的贫困发生率达到13.8%[7]。

在我国农村反贫困实践中，社会保障既是反贫困的重要目标，也是反贫困的主要路径，承担了保障农村居民生存需求、提升农村居民发展能力和改善农村居民未来生活预期的多项功能[8]。为有效应对农村地区的养老和贫困问题，2009年新型农村社会养老保险制度在全国逐步试点实施，并于2012年基本实现制度全覆盖，目前已在我国农村地区全面推行10余年。作为老龄化背景下反贫困的重要举措，农村社会养老保险的实施效果引发广泛关注。农村社会养老保险能否有效改善农村老龄人口的贫困状况? 农村社会养老保险在哪些方面影响农村老龄贫困？农村社会养老保险对农村老龄人口的减贫效果是否存在群体差异？回答上述问题，需科学评估农村社会养老保险对农村老龄人口的减贫效应，这对于完善农村社会养老保险制度和推进农村贫困治理，促进共同富裕具有重要意义。

农村社会养老保险制度的实施效果一直受到学者们的广泛关注。一是该制度对收入和消费的影响。秦昌才发现，农村社会养老保险不仅显著提升了参保家庭的收入水平，同时还发挥了缩小家庭间收入差距的作用[9]。岳爱等利用农户调查数据分析发现，农村社会养老保险对参保农户的家庭日常消费产生了显著的刺激和促进作用[10]。二是该制度对劳动供给的影响。程杰和张川川认为，参加养老保险的农村居民将倾向于减少自己的劳动时间和参与度，而且这一点在农业劳动方面更加突出[11-12]。三是该制度对养老模式的影响。许明、刘一伟等发现，农村社会养老保险对农村老年人所获得的代际经济支持和照料支持有重要影响，社会养老明显挤出了子女对农村老年人生活上的照料[13-14]。四是该制度对贫困状况的影响。大量研究成果表明，农村社会养老保险因其无差别、普惠式、全覆盖的优势，避开了贫困对象识别和认定的障碍，提高了农村老龄人口的收入水平，提升了其在身体健康、生活满意度等方面的养老质量[15-16]，有效降低了农村老龄人口的贫困发生率、贫困深度以及贫困强度[17]。但也有研究指出，由于农村社会养老保险的覆盖面不足，且养老金待遇水平不高，其对老龄人口的收入减贫作用比较有限，对老龄人口健康水平和主观福利的影响甚至可以忽略不计[18-19]。

综上可以看出，学术界对农村社会养老保险减贫效应关注较为充分，关于多维相对贫困问题的研究日益兴起，但研究结论存在较大分歧，且缺乏政策效果的异质性分析。对于农村社会养老保险是否具有减贫效果，以及在哪些方面发挥了减贫作用，仍需要更多的理论讨论和实证分析。基于此，本文使用2008年和2018年的中国老年健康影响因素跟踪调查(CLHLS)面板数据，采用倾向得分匹配双重差分(PSM-DID)方法评估了农村社会养老保险对农村老龄人口的物质贫困、健康贫困和主观福利贫困的减贫效应。不仅关注制度是否有效降低了农村老龄人口的多维贫困，还重点关注制度减贫效应的群体异质性。与现有研究相比，本文的贡献主要有三点：一是在老龄人口贫困测量上，从单一维度拓展至物质贫困、健康贫困和主观福利贫困三个维度；二是在异质性分析上，探讨了农村社会养老保险影响农村老龄人口贫困减贫作用的人群和空间异质性；三是在政策评估方法上，采用PSM-DID方法消除因可观测变量和遗漏变量造成的内生性偏误，提高了分析结果和研究结论的准确性。

二、文献分析与研究假设

反贫困一直是政府的重要政策实践和学界关注的关键议题。对贫困的界定和识别也是国内外学者持续关注的重大理论问题。长期以来，以个体生存需求为基础、用家庭收入或支出来衡量绝对贫困概念的做法在各国政策实践中被广泛运用[20]。阿玛蒂亚·森提出的能力贫困理论将贫困的概念内涵从收入维度拓展到人的全面发展，拓宽了贫困概念的边界，深化了学界对贫困的认知，也启发了理论界和实务界从更加全面的角度来识别贫困群体及其贫困状况[21]。借鉴已有研究，本文将农村老龄人口贫困界定为其物质获得、健康水平和主观福利等方面受到剥夺而处于相对弱势地位的状态。作为一项稳定的收入保障制度，农村社会养老保险对缓解农村老龄人口物质贫困、健康贫困和主观福利贫困有重要影响。

农村社会养老保险减轻了农村老龄人口的物质贫困。一方面，农村社会养老保险从中央财政渠道给予参保老人独立于个人缴费之外的基础养老金，从地方财政和个人缴费渠道给予参保老人与个人缴费挂钩的个人账户基金，基础养老金和个人账户基金两种资金来源直接增加了参保老人的经济收入；另一方面，中央明确了基础养老金的待遇确定机制、缴费档次调整机制、基础养老金正常调整机制和缴费补贴调整机制，四个机制的确定保证了农村社会养老保险制度待遇水平和转移支付力度的不断提升。农村社会养老保险养老金作为一项稳定的转移性收入，提高了农村老龄人口的收入水平和消费水平，一定程度上弥补了农村老年人的生活成本，丰富了农村老年人的生活资料，能够有效缓解农村老龄人口的物质贫困。由此，本文提出假设1。

假设1：农村社会养老保险减轻了农村老龄人口的物质贫困。

农村社会养老保险抑制了农村老龄人口的健康贫困。第一，农村社会养老保险养老金通过提升老龄人口的医疗消费水平改善其健康状况。医疗服务和照护服务是影响老年健康的重要因素[22]，而养老金收入有利于增加老龄人口的消费支出并改善其支出结构，提升老龄人口医疗服务的可及性，有效改善其健康状况。与低龄人口相比，老龄人口的各项身体机能加速退化，工作机会和收入来源明显减少，面临着更多的健康风险和更大的医疗服务需求，这对老龄人口及其家庭造成了较大的经济压力。领取养老金一定程度上缓解了老龄人口的支出压力，增强了消费能力和消费信心，提高了其就医的概率和医疗服务的利用水平[23]。此外，大部分老龄人口受到不止一种慢性病的困扰，健康状况不容乐观，而农村社会养老保险能够显著减少老龄人口患慢性病的概率和种类，提升其健康水平[24-25]。第二，农村社会养老保险养老金通过培养老龄人口的健康生活习惯和行为改善其健康状况。大部分农村居民在进入老年阶段后会出现收入水平降低的情况，部分老龄人口甚至没有收入来源，生活压力导致抽烟、酗酒等健康风险行为增加[26]。农村社会养老保险有利于增强农村老龄人口的健康意识，显著降低了吸烟等不良健康行为的数量和频率，有效改善该群体的健康状况[27-28]。获得农村社会养老保险养老金的老人在总体健康状况和生活自理能力方面都有更好的表现[29-30]。第三，农村社会养老保险养老金通过减少老龄人口的劳动时间和增加闲暇娱乐改善健康状况。虽然农村社会养老保险待遇还没有达到使受益对象完全退出生计劳动的水平，但农村老龄人口的农业劳动供给由此显著减少，该群体闲暇时间增加[31]。农业劳动强度的降低减少了老龄人口身体机能的损耗[32]，代替农业劳动的各种闲暇和娱乐活动有利于改善老龄人口随年龄增长而极易持续变差的健康状况[33]。农村社会养老保险通过提升医疗消费水平、改善健康行为、减少劳动供给多种渠道提升了农村老龄人口的健康水平，抑制了健康贫困。由此，本文提出假设2。

假设2：农村社会养老保险抑制了农村老龄人口的健康贫困。

农村社会养老保险消减了农村老龄人口的主观福利贫困。一方面，作为一种正式社会支持，农村社会养老保险养老金能够减轻农村老龄人口的相对剥夺感，从而提升其主观福利。来自他人或社会的支持能够增强人们对日常生活尤其是突发事件的适应性和控制感[34]。由于缺乏必要的生活资源，再加上逐渐退出劳动力市场和失去某些社会角色，老龄人口容易陷入紧张和抑郁的精神状态，产生被剥夺感[35]。稳定领取的农村社会养老保险养老金能够增加老龄人口的生活资源，减轻其对子女的经济依赖程度，提高他们在经济上的独立性和在家庭生活中的自主权，进而提升主观效用水平[36]。尽管农村社会养老保险养老金在家庭收入来源和消费支出结构中不是主要的部分，但其象征意义远远大于实际的经济效用，起到了精神慰藉的作用，增强了老年人的自尊心[37]。另一方面，按月领取的农村社会养老保险养老金为农村老龄人口提供了一份稳定持续的收入保障，能够降低农村老龄人口对未来风险的预期，增加安全感，从而提升其生活满意度。农村大部分老龄人口的受教育程度和专业技能低下，只能从事传统的农业劳动或者其他繁重的体力劳动以获取经济收入，身心负担较重。农村社会养老保险养老金提供了切实的经济保障，给农村老龄人口很大的心理安慰[38]。同时，养老金减少了劳动供给，增加了闲暇时间，使得老龄人口身心放松。有学者测算发现，相比未参保老人，参保老人对生活满意的比例明显更高[39-40]。农村社会养老保险降低了农村老龄人口的相对剥夺感，改善了其对未来生活的预期，进而抑制其主观福利贫困。由此，本文提出假设3。

假设3：农村社会养老保险消减了农村老龄人口的主观福利贫困。

三、研究设计

(一)数据来源

本文的数据来源于北京大学健康老龄与发展研究中心执行的“中国老年健康影响因素跟踪调查”(CLHLS)。CLHLS收集了65岁及以上老龄人口和35～64岁成年子女的个体信息，比较全面地反映了我国老年居民个体在健康状况、经济背景、生活质量等各方面的变迁。该调查项目自1998年在全国23个省、市、自治区开展基线调查。截至2018年，CLHLS已进行了7轮回访。新型农村社会养老保险于2009年进行试点工作，因此选择试点前的2008年和2018年跨期10年的观测样本能够较好地反映制度的减贫效应。据此，本文构造了2008年和2018年的两期面板数据。结合研究目的，本文按照以下原则进行样本筛选：其一，享有离退休待遇或者参加了城镇居民养老保险的居民不属于农村社会养老保险待遇享受人群，因此删除了这部分样本，同时只保留农村户籍60岁以上的受访者；其二，剔除核心变量的缺失数据，并对异常值进行修正。由此，本文最终得到2766份农村老龄人口样本，其中处理组(已领取养老金)有838人，对照组(未领取养老金)有1928人。

(二)变量测量

1.因变量

本研究的因变量是农村老龄人口贫困，为避免单一收入标准测量的偏差，一些学者尝试从多维度视角对贫困进行考察[41]。本文分别从物质贫困、健康贫困和主观福利贫困三个维度评估农村社会养老保险的减贫效应。一是物质贫困评估。物质贫困主要用于反映物质获得的程度。本文选取农村老龄人口在住房条件和饮食条件上的获得来衡量物质贫困[42]。CLHLS问卷询问了老龄人口“现在是否有单独的卧室”“是否经常吃新鲜蔬菜和蛋类”，本文将问题得分在3分以下的老龄人口认定为存在物质贫困。二是健康贫困评估。自评健康指标被广泛用于健康状况的衡量，但有不少学者指出自评健康主观性太强，存在较大的内生性问题和评估误差[43]。本文选取“是否有日常生活能力障碍(ADL)”作为健康状况的评估指标[44]。CLHLS问卷询问了老龄人口在进餐、洗澡、穿衣、上厕所、室内活动、控制大小便等六项活动中的自理能力：只要有一项需要他人协助完成，则被认定存在健康贫困；如果六项活动都能独立完成，则被认定不存在健康贫困。三是主观福利贫困评估。在公共政策研究中，除了政策的经济绩效，很多学者也关注了政策对民众主观福利的影响。与其他群体相比，农村老龄人口在精神慰藉和心理调适方面的需求更加强烈[45]。本文选取农村老龄人口的生活满意度和抑郁倾向作为衡量其主观福利水平的指标。CLHLS问卷询问了老龄人口“对自己生活满意度”的问题，例如在抑郁量表部分询问了老龄人口“是否觉得越老越不中用，做什么事都很费劲？”“是否觉得孤独？”，本文将得分在3分以下的老龄人口认定为存在主观福利贫困。本文中老龄人口的物质贫困、健康贫困和主观福利贫困均为虚拟变量，贫困赋值为1，否则赋值为0。

2.自变量

本文的自变量为是否领取农村社会养老保险待遇(以下简称“是否领保”)。CLHLS历次调查中养老保险和养老金相关问题并不完全一致，如2018年数据中并没有单独询问是否领取农村社会养老保险。本文在样本筛选过程中根据问卷问题设置，剔除参与其他养老保险和不符合农村社会养老保险待遇领取条件的农村样本[46]，将实际领取农村社会养老保险的赋值为1，未领取农村社会养老保险的赋值为0。

3.控制变量

为了尽可能避免内生性问题，本文参照已有文献选取了性别、年龄、婚姻状况、受教育年限、家庭收入作为控制变量。

(三)描述性统计

表1报告了样本在2008年、2018年两期面板数据中有关变量的描述性统计结果。可以看出，处理组(领取农村社会养老保险)和对照组(未领取农村社会养老保险)在基本特征以及贫困发生比例和变动幅度上存在差异。在2008年(制度实施之前)，处理组在物质、健康和主观福利贫困三个维度上的贫困率分别是62.7%、6.6%和64.1%，对照组分别是63.3%、8%和64%；在2018年(制度成熟期)，处理组的物质、健康和主观福利贫困率分别是61.8%、11.9%和63.5%，对照组分别是62.1%、15.3%和65.5%。对比来看，在物质贫困维度上，处理组和对照组发生比例均较前期有所下降；发生健康贫困的比例不降反升，即随着年龄的增加，农村老龄人口的健康贫困状况进一步恶化；主观福利贫困维度上，处理组发生比例略有下降，而对照组不降反升。

表1 描述统计分析

四、实证结果与分析

(一)模型设定

是否参保是农村老龄人口的自愿选择，受到年龄、教育程度和收入等因素的影响，因此有效评估农村社会养老保险的政策效应的关键在于克服选择偏差和内生性问题。本文借鉴Heckman提出的倾向得分匹配双重差分(PSM-DID)方法[47]，对处理组和对照组的样本进行重新筛选和匹配，尽可能缩小样本选择性偏差，控制核心自变量之外的变量对领取农村社会养老保险养老金的影响，以期获得更加准确的制度减贫效应的结果。本文设计模型如下：

(二)匹配结果检验

为了确保PSM-DID方法评估结果的可靠性，本文检验了匹配前后各变量在处理组和对照组的分布是否变得更加平衡。使用一对一近邻匹配方法的结果显示，Logit回归模型的拟合效果较好(LR chi=87.53,P=0.000)。具体结果如表2所示，匹配以后全部变量的标准化偏差均低于10%，绝大多数变量的T检验结果不显著，两组样本的变量特征不存在显著差异。这表明，在进行倾向得分匹配之前，参保组和控制组中的可观测因素存在选择性偏误，匹配后选择性偏误程度降低，匹配质量良好，满足倾向得分匹配(PSM)方法的平衡假设，因此，使用PSM-DID方法得到的农村社会养老保险政策处理效应结果较为可靠。同时，共同支撑假设结果表明，90%以上的样本落在共同支撑区域，满足PSM的共同支撑假设。

表2 样本匹配前后的平衡性检验

(三)农村社会养老保险对农村老龄人口的减贫效应

表3中，模型1、模型3、模型5分别估计了领取农村社会养老保险养老金(简称“领保”)对农村老龄人口物质贫困、健康贫困和主观福利贫困的影响，模型2、模型4、模型6在此基础上控制了相关变量。

表3 基于PSM-DID方法的农村社会养老保险减贫效应的总体评估

农村社会养老保险降低了农村老龄人口物质贫困。模型2结果显示，交互项系数在1%的统计水平上显著，相比未领保的农村老龄人口而言，领保的农村老龄人口发生物质贫困的概率降低9.6%。随着年龄的不断增长，农村老龄人口的身体机能加速退化，劳动能力逐渐丧失，收入来源减少，农村社会养老保险养老金增加了农村老龄人口的收入和消费支出，有效缓解了老龄人口的物质贫困。

农村社会养老保险缓解了农村老龄人口的健康贫困。模型4结果显示，交互项系数在5%的统计水平上显著，相比未领保的老龄人口而言，领保的农村老龄人口发生健康贫困的概率降低5.3%。老年健康是全生命周期动态变化的结果，与身体素质、健康行为和医疗卫生条件等要素均有关联。农村社会养老保险能够通过提升医疗消费水平、改善健康行为、减少劳动供给等多种渠道影响老年健康，有效降低农村老龄人口的健康贫困。

农村社会养老保险未能消减农村老龄人口的主观福利贫困。模型6结果显示，相比未领保的农村老龄人口，领保的农村老龄人口发生主观福利贫困的概率增加了11.6%，且在1%的统计水平上显著。可能的解释是：一方面，农村社会养老保险养老金的待遇给付水平较低，短时间内难以对老龄人口的主观福利产生积极影响；另一方面，家庭捆绑缴费政策以及城乡居民养老金之间明显的待遇差距，给农村老龄人口的主观福利水平带来负向影响，制约了农村社会养老保险制度对主观福利贫困的减贫效果[48]。

总体而言，农村社会养老保险对农村老龄人口的贫困状况产生了一定的改善效果，使农村老龄人口物质贫困和健康贫困发生率显著降低，但对主观福利贫困未起到缓解作用。假设1和2得到检验，假设3没有得到验证。

(四)异质性分析

农村社会养老保险对农村老龄人口的减贫效果具有人群和空间的异质性。考虑到农村老龄人口的异质性特征，本文基于PSM-DID方法评估农村社会养老保险对不同群体和不同区域农村老龄人口的减贫效果，实现精准识别和全面评估。因此，本文进一步分析了农村社会养老保险对不同性别、年龄、婚姻状况和区域的农村老龄人口贫困状况的影响，分组评估具体结果见表4。

表4 基于PSM-DID方法的农村社会养老保险减贫效应分组评估

分性别看，农村社会养老保险对农村女性老龄人口的物质贫困有显著的减贫效应，对男性老龄人口的物质贫困没有显著的减贫效应。在健康贫困维度，农村社会养老保险对农村男性老龄人口的减贫效果显著，使该群体发生健康贫困的概率降低了8.2个百分点，但对农村女性老龄人口健康贫困的减贫效果不显著。在主观福利贫困方面，农村社会养老保险对农村男性和女性老龄人口的主观福利贫困均没有缓解作用，且使农村男性老年人的主观福利状况进一步恶化。

分年龄看，农村社会养老保险对80岁及以上农村老龄人口的物质贫困有显著的减贫效果，而对60～80岁老龄人口的物质贫困没有显著的减贫效应。农村社会养老保险使80岁及以上农村老龄人口发生物质贫困的概率降低了13.6个百分点，且在5%水平上显著。在健康贫困方面，农村社会养老保险对两组年龄的农村老龄人口影响均不显著。在主观福利贫困方面，农村社会养老保险没有减轻80岁及以上和60～80岁农村老龄人口的贫困，且加剧了60～80岁农村老龄人口的主观福利贫困。

分婚姻状况看，农村社会养老保险对有配偶和无配偶农村老龄人口的物质贫困均呈负向影响，但该结果在统计上并不显著。在健康贫困方面，农村社会养老保险对有配偶农村老龄人口的健康贫困有显著的减贫效果，使其发生健康贫困的概率下降了4.8个百分点，但对无配偶老龄人口的健康贫困没有显著的减贫效应。在主观福利贫困方面，农村社会养老保险对有配偶和无配偶农村老龄人口都没有缓解作用。

分区域看，农村社会养老保险对农村老龄人口的减贫效应存在显著的地区差异。具体来说，农村社会养老保险使东部地区老龄人口的物质贫困发生概率显著下降了2.5个百分点。农村社会养老保险对中部和西部农村老龄人口的健康贫困有缓解作用，使两类区域健康贫困的概率分别下降了7.6个百分点和5.3个百分点。在主观福利贫困方面，农村社会养老保险对东部农村老龄人口发挥了负向影响，但该结果在统计上并不显著，同时农村社会养老保险使中西部农村老龄人口的主观福利贫困进一步加剧。

五、稳健性检验

PSM-DID方法难以消除随时间改变的异质性导致的估计偏误。为了使研究结论更加可靠，本文进一步开展稳健性检验。基本思路为：使用不同年份的截面数据构造面板数据检验农村社会养老保险对农村老龄人口多维贫困的减贫效果，如果农村社会养老保险对农村老龄人口的多维减贫效果仍然存在，则表明前文实证结果具有稳健性。本文选用2014年和2018年两期数据重新构造面板数据进行稳健性检验。从表5可以看出，6个模型中双重差分交互项系数依然显著，因而本文的实证分析结果是稳健的。

表5 稳健性检验结果

六、结论与政策启示

本文利用中国老年健康影响因素追踪调查(CLHLS)2008年和2018年两期面板数据，使用PSM-DID政策评估方法实证分析了农村社会养老保险对农村老龄人口的物质贫困、健康贫困和主观福利贫困的影响，主要结论如下。第一，农村社会养老保险缓解了农村老龄人口的物质贫困和健康贫困，但没有消减主观福利贫困。第二，农村社会养老保险对农村老龄人口多维贫困的影响具有群体和空间异质性。从人群来看，农村社会养老保险对女性和80岁及以上农村老龄人口的物质贫困以及男性和有配偶农村老龄人口的健康贫困发挥了显著的减贫效应；从空间来看，农村社会养老保险有效缓解了东部农村老龄人口的物质贫困和中西部农村老龄人口的健康贫困。

本文的政策启示有四个方面：第一，在农村，有必要采用多维贫困识别策略，以提升老年帮扶对象识别的精准性；第二，实施全民参保计划的重点和突破口在于实现全体老龄人口参保，对此，政府应适时全面推行强制参保政策和困难人群代缴政策，确保老龄人口均能领取适度水平的养老金，实现社会养老保险对农村老年群体的全覆盖；第三，政府应进一步加大公共财政对养老金筹资的补贴力度，综合考虑收入增长、物价变动的因素，持续和科学地提升基础养老金待遇水平，强化农村社会养老保险的收入再分配力度，进一步有效发挥制度对农村老龄人口物质贫困、健康贫困和主观福利贫困的缓解作用；第四，政府要针对不同人群和地区实施更加精准的帮扶措施，如对弱势老龄人口在社会养老保险缴费补贴上适度倾斜，对高龄和丧偶老年人的健康照护需求重点关注等，以缩小制度减贫效应的人群和地区差距。