新农保与农村低收入家庭贫困脆弱性

新农保与农村低收入家庭贫困脆弱性*
——基于精准扶贫背景和不同贫困标准
王建英 何 冰 毕洁颖

[提 要] 为考察新农保在精准扶贫时期能否降低农村低收入家庭的贫困脆弱性，本文利用2014—2018年家庭追踪调查(CFPS)数据，基于2 300元/年和每人每天3.2美元两类不同贫困标准衡量的贫困脆弱性指标，采用双向固定效应模型和工具变量法进行实证检验。研究发现，总体而言，缴费参与新农保对农村低收入家庭的贫困脆弱性具有显著削弱作用，但领取新农保在一定程度上加剧了农村低收入家庭的贫困脆弱程度。根据领保状态的分阶段分析发现，缴费参与新农保和缴费参保人数增加对未领保家庭和领保家庭的贫困脆弱性都具有显著改善作用，但领取新农保和领保人数对贫困脆弱性没有显著影响。异质性分析表明，缴费参与新农保可以改善健康成员家庭的贫困脆弱性，对无储蓄家庭和无借贷家庭的贫困脆弱程度具有显著缓解作用。机制检验表明，缴费参与新农保可以通过提高家庭生产性固定资产和减少代际转移，进而缓解家庭贫困脆弱性程度，而领取新农保则通过增加子女对老人的经济支持而加剧家庭贫困脆弱程度。

[关键词] 新农保；精准扶贫；农村低收入家庭；贫困脆弱性；贫困标准

一、引言
自改革开放之后，特别是2013年实施精准扶贫政策以来，中国致力于推进贫困治理并取得举世瞩目的成绩。到2020年底，中国已成功消除绝对贫困。与此同时，老龄化问题，特别是中国农村的老龄化问题日益严重。第六次人口普查数据表明，中国农村、镇和城市65岁以上老龄人口分别为6 667.29万人、2 123.87万人和3 101.55万人，分别占农村、镇和城市总人口的10.06%，7.98%和7.68%。第七次人口普查披露的数据显示，相比第六次人口普查，当前全国60岁及以上老年人口增长了5.44个百分点，达到26 402万人，占比18.70%。(1)数据来自国家统计局官网，http://www.stats.gov.cn/tjsj/pcs ... 20120718_72812.html。老龄化问题加重了农村家庭的生活负担和贫困治理的难度，同时也削弱了家庭的风险抵御能力(何欣等，2020)。因而，老龄化程度加深导致的老年人贫困将是2020年后建立解决相对贫困的长效机制时需重点考虑的问题。

为弥补农村公共养老制度的缺失和失效，新型农村社会养老保险制度(简称“新农保”)作为一项保障农村居民基本养老生活的社会保障制度，自试点实施并于2012年全面推广以来，覆盖范围(农户参保率)和保障水平(月养老金额)逐步上涨。2018年底，全国参加新农保人数达53 912万，预计60岁以上参保增长率为每年3.85%，60岁以下参保增长率为每年2.70%(王延中，2019)。虽然基础养老金在省份间有差异，但都处于上涨趋势。以浙江省杭州市为例，基础养老金标准由2016年的每人每月170元涨至2019年的每人每月240元。(2)数据来源于浙江省杭州市人民政府官网，http://www.hangzhou.gov.cn/art/2019/12/25/art_1510981_18895.html。在老龄化趋势加深和巩固贫困治理成果的背景下，新农保能否改善农户家庭，特别是能否降低农村低收入家庭的贫困脆弱性？对这一问题的有效回答至关重要。

围绕新农保和农户贫困之间的关系这一重要课题，已有研究主要从两个方面展开论述。第一个方面的研究重心围绕新农保能否有效提升老年人的生活质量。学界较一致地认为新农保的实施和全面推广能有效减少老年人的劳动供给，增加收入，提高生活质量(张川川和陈斌开，2014)；并且新农保的前期缴费也不会加剧老年人贫困(范辰辰和陈东，2014)；虽然新农保有效保障了老年人的生活水平，但保障水平仍需提高(Ce & Williamson，2010)。第二个方面的核心研究命题是新农保能否改善家庭整体的贫困程度。陈华帅和曾毅(2013)发现新农保在提高老年人收入的同时挤占了家庭转移支付，间接减少了家庭开支，在一定程度上能改善贫困。沈冰清和郭忠兴(2018)发现新农保总体上改善了家庭贫困，但不同群体结果存在差异。具体而言，新农保在缴费阶段对贫困治理产生负向作用，而在领取阶段有效改善了家庭的贫困状态。

从以上研究进程来看，为巩固全面建设小康社会的成果，在精准扶贫背景下，探究新农保对农村低收入群体贫困脆弱性的影响具有重要的理论价值和政策含义。本文利用最新的家庭追踪调查数据(CFPS 2014年、2016年和2018年)，以贫困脆弱性指标衡量农户贫困程度，以国家现行贫困标准2 300元/年和中低收入国家贫困线每人每天3.2美元(下文以3.2美元/人·天表示)两类不同的贫困标准线，采用面板数据双向固定效应模型和工具变量法，实证探究新农保对农村低收入家庭贫困脆弱性的实际影响。结合已有研究(李丽和白雪梅，2010；Chaudhuri et al.，2002)，本文首先通过三阶段可行广义最小二乘法(FGLS)对家庭下一期人均消费期望和方差进行估算，然后根据分布函数求解下一期人均消费低于特定贫困线的概率，即农村低收入家庭的贫困脆弱性；接着将贫困脆弱性指标带入面板数据双向固定效应模型，应用工具变量法考察新农保对农村低收入家庭贫困脆弱的实际影响；然后进一步将数据细分为未领保、领保两类，分别考察新农保对处于不同领保阶段群体的影响；接着根据家庭特征的不同展开异质性分析；最后对新农保影响低收入农户家庭贫困脆弱性的潜在机制进行检验。

与前文研究相比，本文在以下方面有边际贡献：第一，本文使用的数据有助于获得精准扶贫背景下更精确的新农保减贫效应估计结果。本文使用最新三轮的CFPS数据(2014年、2016年和2018年)，研究数据的持续时间正好是精准扶贫政策的实施期间，且与新农保政策实施的推广期相一致。相比已有以扶贫开发时期为背景进行的研究，精准扶贫政策背景下新农保政策的减贫效应更值得研究。而且，构建基于社会保障的贫困治理体系对2020年后国家建立解决相对贫困的长效机制至关重要，新农保作为其中一项重要的社会保障政策，仍需改进以发挥更重要的作用。本文揭示的新农保对农村低收入家庭贫困脆弱性的影响，可为促进新农保政策有效发挥作用提供参考依据。第二，以农村低收入家庭为研究对象，契合精准扶贫旨在精准识别、精准帮扶农村贫困户的现实。本文以2014年为基期，按家庭人均纯收入将样本分为四等分，将收入最低的25%的家庭定义为农村低收入家庭，并保证研究结果在替换低收入农户划分标准时仍成立。第三，本文以贫困脆弱性指标衡量低收入农户的贫困程度，并进一步探究新农保影响贫困脆弱性的机理。虽然已有部分文献从贫困脆弱性的角度衡量农户贫困程度，但对新农保影响低收入农户贫困脆弱性的机制缺乏足够研究，本文对内在影响机制的初步讨论可以弥补该方面的不足。此外，文章在贫困标准的选取上采用包括2 300元/年(以2010年不变价格核算)和世界银行采用的以2011年为基期的每人每天3.2美元(中低收入国家贫困标准线)。第四，本文尝试进行更为细致的农户异质性分析，考察新农保对不同特征农户(是否有不健康成员、是否储蓄和是否借贷)贫困脆弱性的异质性影响，为新农保政策的改进提供明确的标靶。

二、文献综述
贫困一直是困扰全世界的难题。贫困的发生不仅使个人和家庭的基本生活得不到保障，还会诱发冲突、暴力甚至社会动荡(Kumar & Kant，2018)。研究发现，由政府主导的社会保障政策对减贫有巨大影响，可作为治理贫困的重要手段(Atkinson et al.，2017)。新农保作为中国农村社会养老保障政策的主要内容，被证明可以有效预防和减少农村家庭贫困的发生。

(一)新农保对农村家庭贫困的影响
自新农保实施以来，在增加老年人收入、改善老年人养老质量和减少家庭贫困方面的作用被学术界证实。一方面，新农保能增加老年人的收入，减少其劳动参与，进而降低绝对贫困(张川川等，2015)。另一方面，新农保作为公共转移支付的手段，对家庭代际支出有明显的“挤出效应”，提高老年人收入的同时显著降低了子女转移支付的相对金额，在一定程度上削减家庭总支出，有效缓解家庭整体绝对贫困(陈华帅和曾毅，2013)。同时，范辰辰和陈东(2014)也证明，参保的农村家庭不会因为前期缴费而陷入绝对贫困。此外，Ce and Williamson(2010)则认为，新农保虽有助于减贫，但保障力度不高，减贫的效果也没有达到预期，仍有改进的空间。

采用贫困静态指标研究新农保对农村家庭贫困发生率的影响具有缺陷。一方面，贫困问题具有长期性和动态性，贫困与否作为一种事后的静态测度，不能有效衡量农村家庭变动的贫困现状和未来面临的风险，对贫困的预测性不强(何欣等，2020)；即使采用家庭微观面板数据，可以观察到个体在摆脱贫困和陷入贫困状态间的变化，也无法辨析摆脱贫困的稳健性(王建英和毕洁颖，2020)。另一方面，新农保作为一项社会保障政策，政策效应的发挥可能具有一定的滞后性。因此，Jamal(2009)认为脆弱性应该作为贫困的衡量指标，对于低收入农户家庭而言，脆弱性更是对风险抗逆能力的衡量。Amartya(1999)提出，贫困不仅包括收入低下，还指因风险能力抵御不足而形成的脆弱。所以，对贫困的考察更应该重视因能力不足和风险遭遇而引发贫困的可能性。李齐云和席华(2015)发现新农保显著地改善了所有农村家庭的贫困脆弱性，但未单独考察其对低收入农户家庭减贫的作用。考虑到新农保可能会对处于不同参保阶段的家庭产生异质性影响，沈冰清和郭忠兴(2018)将参保家庭分为缴费阶段和领取阶段两类，发现新农保政策虽然能降低领取阶段家庭的贫困脆弱性，但却恶化了处于缴费阶段家庭的贫困脆弱性。

(二)理论分析
新农保对农村家庭贫困脆弱性的影响路径详见图1。首先，新农保对农村家庭贫困的影响实际上源于溢出效应。一方面，新农保通过对老年人的养老进行保障，放松家庭成员的工作约束，可以带动家庭整体收入的提高，在一定程度上改善了家庭贫困(张川川等，2014)；另一方面，参与新农保使得家庭代际支出相对降低，特别是子女对老人的代际转移支付。新农保对传统赡养方式起到一定的替代作用(陈华帅和曾毅，2013)。其次，领取新农保提高了家庭医疗、食物方面的支出，能改善家庭成员的健康水平，进而增加家庭抵御风险的能力(黄宏伟和胡浩钰，2018)。最后，新农保带来的收入是可预见的持久性收入，这会使家庭预期福利增加，风险抵御能力也会提高。因此，理论上新农保可以降低家庭贫困脆弱性。但贫困脆弱性的降低不仅限于新农保的作用，农户家庭本身为防范风险而做出的储蓄、借贷、外出务工等应对性行为也可以提高未来保障，降低贫困脆弱性(邰秀军和李树茁，2012)。因而，本文在探讨新农保对贫困脆弱性的影响时，控制了上述家庭特征变量，实证分析新农保对低收入家庭贫困脆弱性的实际影响。

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图1 贫困脆弱性与新农保的关系

三、农村低收入家庭贫困脆弱性指标构建
(一)贫困脆弱性的定义和衡量
本文将贫困脆弱性分为贫困和脆弱性，这里的贫困是指由于经济收入不足而无法达到最低生活水平或社会可接受的生活水平的情况；脆弱性则是从参与式贫困估计方法中发展出来的概念，指当个人或家庭由于缺乏内在抵抗力或抵抗力不足，在面临外部风险时因无法抵御而丧失财富或生活质量降低到社会认可水平的可能性(Chaudhuri et al.，2002)，具体测算指标采用预期的贫困脆弱性(vulnerability as expected poverty，VEP)。(3)贫困脆弱性测算方法的讨论参见Ligon and Schechter(2003)。该指标是由Chaudhuri et al.(2002)提出，利用横截面数据来测算消费波动，即家庭在t时期的贫困脆弱性可以用这个家庭在t+1时期陷入贫困的概率来衡量。由于VEP方法属于事前可能风险分析，它将风险和风险反映概念结合起来，除具有传统贫困分析的准确性，还具有前瞻性，并解决了由于缺乏面板数据而难以测算的问题。因此，本文结合CFPS短面板数据的特征，参照VEP测算方法(4)具体测算过程因篇幅省略，如需要可联系作者提供。，以2010年不变价格核算的2 300元/年(5)2014年、2016年和2018年现行农村贫困标准分别为每人每年2 800元、2 952元和2 995元。、世界银行采用的以2011年为基期的每人每天3.2美元两类不同的贫困标准(6)根据世界银行公布的数据，结合购买力平价指数(purchasing power parity，PPP)将美元指标换算成对应的人民币衡量标准为：2014年、2016年和2018年中国家庭消费PPP的转换因子分别为3.945，4.103和4.132，3.2美元贫困标准换算成人民币分别为每人每年4 608元、4 792元和4 826元。，对农村低收入家庭贫困脆弱值进行计算。最后，假设一个家庭测得的贫困脆弱值大于或等于50%，即陷入贫困的可能性超过50%，则认为该家庭是脆弱的。

(二)数据
本文采用中国家庭追踪调查(CFPS)2014年、2016年和2018年三期数据进行分析，论证新农保对低收入家庭贫困脆弱性的影响。数据筛选过程如下：首先，为避免实证分析结果受其他类型养老保险的影响，本文剔除了有企业补充养老保险、农村养老保险(老农保)、商业养老保险等其他养老保险的样本，仅保留参与新农保的家庭和未参加任何养老保险的家庭；其次，为保证数据在三个观测年份可匹配，共获得6 369个具有完整信息的家庭数据样本；最后，以2014年为基期，按家庭人均纯收入将样本分为四等分，将收入最低的25%的家庭定义为农村低收入家庭，最终获得每期样本量为1 542的平衡面板数据。

(三)农村低收入家庭贫困与脆弱性的关系
根据贫困脆弱性程度将家庭分为脆弱家庭和不脆弱家庭。同时，依据不同的贫困标准线将家庭划分为贫困户和非贫困户。表1给出了贫困脆弱性与收入贫困之间的关系。表1显示：第一，不同贫困线下，贫困家庭占比均逐年减少，表明中国精准扶贫成效显著。以3.2美元/人·天为例，贫困家庭从2014年的1 542户分别降至2016年的618户和2018年的550户；其中，2014年到2016年农户家庭脱贫的变动率最大，达59.92%。第二，脆弱家庭占比逐年递减，但占比依然很高，且高于贫困家庭占比。这表明在精准扶贫政策下，虽然贫困发生率大幅下降，但低收入家庭的风险抵抗力依旧较弱，尤其是脆弱不贫困家庭需要社会的关注和扶持。以2016年3.2美元/人·天为例，14.98%的家庭属于脆弱不贫困范畴，表明农户家庭虽暂时脱贫，但在面对风险时家庭经济能力很可能无法保障其稳定脱贫；同时，12.97%的家庭贫困不脆弱，表明虽然这类家庭现阶段处于贫困状态，但具有可预期的收入作为保障，增加了改善未来生活的可能。

表1 贫困脆弱性和收入贫困的关系(单位：%)

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本文从动态性视角出发，进一步分析2014年至2018年贫困脆弱性的演变。(7)因篇幅原因， 省略脆弱性家庭的动态变化表，如需要可联系作者提供。结果表明,在两类贫困标准下，基期贫困脆弱家庭改善了家庭脆弱程度、以3.2美元/人·天为例，基期贫困脆弱家庭占96.50%，2016年有55.71%的贫困脆弱家庭提高了抗风险能力，2018年有50.07%的贫困脆弱家庭摆脱了脆弱，下降率达到48.11%。在精准扶贫政策的推行期，需要进一步检验农村低收入家庭风险防范能力的提高是否来自新农保的积极影响。

四、模型和变量描述性分析
为验证新农保是否影响低收入家庭的贫困脆弱性，本文以低收入农户为研究对象，使用CFPS2014年、2016年和2018年三期平衡短面板数据，利用双向固定效应模型进行估计，具体模型设定如下：

νit=β0+β1xnbit+β2Xit+ui+λt+eit

(1)

式(1)中，vit表示第i个家庭在第t年的贫困脆弱性。其中，vit(1)表示以2 300元/年标准度量的贫困脆弱性，vit(2)表示以3.2美元/人·天度量的贫困脆弱性。xnbit表示第i个家庭在第t年参加新农保的情况，根据分析的需要，设定四个变量(1)新农保缴费参与虚拟变量，参保取值为1，否则为0；(2)家庭中缴费参加新农保人数；(3)是否领取新农保虚拟变量，领保取值为1，否则为0；(4)家庭中新农保领取人数。Xit表示家庭特征变量，包括家庭收支情况(人均纯收入水平、是否有储蓄、是否有负债)；家庭规模及家庭结构特征(儿童占比、老年人占比、成年人占比、成年人平均年龄、成年人平均教育年限、是否有不健康家庭成员)。μi表示个体固定效应，λt表示时间固定效应，eit为随个体和时间改变的随机扰动项。

表2汇报了农村低收入家庭相关变量的描述性统计结果。虽然2014年至2018年农村低收入家庭的贫困脆弱性逐渐改善，但新农保缴费参保率(8)家庭缴费参加新农保率定义为缴费参保家庭/全样本家庭的比值。其中，家庭成员全部大于等于60岁处于领保阶段的样本，设置为非缴费参保家庭。同样的，缴费参加新农保人数同样不包括60岁及以上领保阶段的老年人。却表现出缓慢下降的趋势。2014年有53.50%的农村低收入家庭缴费参加新农保，2016年和2018年，该数值分别为51.90%和46.20%；同时领取新农保的家庭在这两年分别为48.60%和41.00%，与2014年基期(34.60%)相比分别增加14.00%和6.40%。类似，缴费参与新农保的人数也出现了逐年下降的情况，领取新农保的人数在2016年至2018年出现了下降。可能原因是：第一，从家庭规模可以看出，2018年家庭规模平均比2016年减少0.20人，并且三年间老年人占比都处于下降趋势。家庭总人口减少和老年人数量降低，可能导致2016年至2018年间新农保领保率和领保人数的下降。第二，变量定义方式的影响。本文核心解释变量“是否缴费参加新农保”和“缴费参加新农保人数”对处于领保阶段且年龄大于等于60岁的老年人家庭，取值为0，2014年、2016年和2018年这部分老年人家庭占比分别为13.68%、18.03%和22.24%。若将这部分家庭设置为参加新农保家庭，则三年间新农保参保率维持在67%至70%之间。为更严谨地考察核心解释变量定义方式差异对模型回归结果的潜在影响，在稳健性检验部分采用周广肃等(2020)的定义方式，采用低收入中青年家庭中新农保缴费人数比例，以及低收入老年人家庭中领取新农保人数比例，展开回归分析，保证研究结论的稳健性。

五、新农保对农村低收入家庭贫困脆弱性的影响
(一)全样本分析
基于上述模型，表3汇报了新农保对低收入家庭贫困脆弱性的影响。被解释变量贫困脆弱性分别由2 300元/年和3.2美元/人·天两类贫困标准计算所得。(9)需要说明的是，笔者认为缴费参与新农保时每个家庭成员的缴费金额、领取新农保时每个家庭成员每月的领保金额，对本文研究很重要。但CFPS2014年、2016年和2018年问卷中都未询问新农保参保缴费档次和金额信息。CFPS2016年、2018年问卷中也并未有领取新农保家庭成员每月领取金额的信息；CFPS2014年问卷中虽逐个询问了包括新农保在内的五种保险的参与情况及每月领取金额情况，但若同一人参与多项保险，则月领取金额为多项保险的合计金额。综上，笔者不能在模型中控制缴费金额和领取金额的变量，只能以缴费参与人数和领取新农保人数作为代理变量。

表2 农村低收入家庭相关变量的描述性统计结果

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注：成年人平均年龄和受教育年限计算不包括年龄大于等于60岁的老年人样本，以直观度量家庭劳动力的情况。

表3 新农保对农村低收入家庭贫困脆弱性的影响(全样本N=4 626)

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注：内为标准误，*** p<0.01，** p<0.05，* p<0.1分别表示在1%，5%，10%显著性水平上显著。控制变量为家庭规模、成年人占比、老年人占比、儿童占比、成年人平均年龄和受教育年限、家庭是否有不健康成员、家庭是否有借贷、家庭是否有储蓄、人均纯收入(对数)，同时控制了个体固定效应和时间效应。

表3的回归结果表明，第一，在两类贫困标准下，是否缴费参与新农保的回归系数为负，但统计上不显著；而“缴费参保人数”在10%和5%的显著性水平上系数为负。显示农村低收入家庭缴费参加新农保人数增加能够有效地缓解贫困脆弱性，这与李齐云和席华(2015)的结论一致，表明建设解决相对贫困减贫的长效机制仍需要依靠社会保障的主导作用，新农保作为农村社会保障的重要内容，可以对减缓贫困脆弱性发挥更大作用。第二，领取新农保对家庭贫困脆弱性具有显著正向影响。可能原因是：虽然领保的低收入农户获得了新农保养老金，但仍处于社会底层，养老金收入可以在一定程度上改善生活，但却无法改变贫困脆弱的本质。此外，相比其他低收入农户，领取新农保的低收入农户可能更缺过硬的谋生本领和生产资料，由于未来没有可预期的更多非转移支付收入，其风险抵御能力和其他人群相比更弱，贫困脆弱的可能性也就更大(高鉴国和范丛，2020；仲超和林闽钢，2020)。最后，机制分析发现，低收入农户领取新农保和领保人数增加，倾向于增加子女对老人的代际转移，不利于家庭贫困状态的改善(陈华帅和曾毅，2013)，导致领取新农保的低收入家庭更加贫困脆弱。因此，在精准扶贫背景下，新农保不能改善已经领保但本质上依旧为贫困脆弱的农户的风险抵御能力。这说明已经领保却依旧为贫困脆弱的农户是2020年后相对贫困长效治理机制建设需额外关注的人群，且新农保政策需在相对贫困治理时期进行适应性调整。

(二)内生性问题
上文分析假定农村低收入家庭参与新农保属于随机决策过程。然而，新农保政策采取自愿参加原则，前期缴费可能影响家庭参与新农保的积极性，存在越是贫困脆弱性强的农户越不愿负担前期缴费而选择不参保的可能。因此，自变量“是否缴费参保/领保”可能存在内生性问题。为缓解因潜在的内生性问题导致的估计偏误，参照谭华清等(2016)和卢洪友等(2019)的做法，本文将所在县(区)参保家庭占辖区样本数的比率定义为一个县(区)的参保率，并以此作为“是否缴费参保/领保”的工具变量，工具变量回归结果如表4所示。

从一阶段回归结果来看，所在县(区)参保率的回归系数均通过1%显著性水平上的检验。弱工具变量检验结果显示，一阶段回归的F统计值大于10，Cragg-Donald Wald F统计量也远大于临界值16.38，可以认为不存在弱工具变量问题。纠正潜在的内生性问题后，各变量回归系数的符号虽未变，但显著性水平却有所变化。此时，在2 300元/年的贫困标准下，变量“缴费参与新农保”的回归系数在5%显著性水平上为负，表明新农保可以显著改善农村低收入家庭的贫困脆弱性，优化了基准回归的研究结论。此外，3.2美元/人·天的贫困线下，新农保政策对家庭贫困脆弱性的影响均不显著，印证了当前中国正处在完成消除绝对贫困，走向缓解相对贫困和实现共同富裕的现实状况。

表4 新农保对农村低收入家庭贫困脆弱性的影响的Ⅳ回归结果(全样本N=4 512)

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注：具体控制变量同表3，同时控制了时间、省份、时间×省份交互项的虚拟变量。

(三)稳健性检验
在实证分析中，内生性问题会致使估计结果发生偏误，导致实证分析结论的真实性大打折扣。内生性问题主要来源于测量误差、遗漏变量和反向因果三种情况。由于贫困脆弱性度量的是农村低收入家庭未来陷入贫困的概率，是一种事前预测，与核心解释变量所处的时间不同，因此，反向因果存在的可能性很小。对于遗漏变量问题，本文在进行模型回归时，参照相关文献，尽可能控制会影响低收入农户家庭贫困脆弱性的因素，以减少遗漏变量带来的估计偏误。(10)低收入农户家庭可能获得其他政府补助(如低保、特困户补助、五保户补助等)，会影响本文研究结论。但CFPS问卷中涉及家庭是否收到政府补助是一个综合问题，包括(1)是否收到政府补助和(2)以年为单位收到的补助金额。政府补助综合包括低保、退耕还林补助、农业补助(包括粮食直补、农机补助等)、五保户补助、特困户补助、工伤人员供养直系亲属抚恤金、救济金、赈灾款。笔者在基准模型的基础上，在控制变量中加入补助金额+0.001后取对数的值进行进一步控制，并未实质改变第四部分模型的回归结果。因篇幅原因，并未汇报，但留存备索。此外，前文实证分析采用的面板数据双向固定效应模型和工具变量法，可以在一定程度上消除家庭特征对研究的影响。为避免核心解释变量测量误差对研究结论的影响，本文使用不同核心解释变量的定义方式进行稳健性检验。(11)笔者也通过使用不同样本，选取家庭人均纯收入最低的20%的农村家庭进行回归，结果与基准回归一致，因篇幅省略，如有需要，可联系作者提供。

参照周广肃等(2020)的研究，本文采用两种方式对家庭新农保参与情况进行衡量：一是家庭中16岁至60岁中青年缴费参与新农保的比例，计算公式为16岁至60岁中青年缴费参保人数/家庭中青年人数；二是家庭中60岁及以上老年人领取新农保养老金的比例，计算公式为60岁及以上领保老人数/家庭老人总数。结果表明，虽然老年人领保比例(31.50%)与周广肃等(2020)的计算结果有所差异，但中青年缴费参保比例(42.40%)与周广肃等(2020)的计算差异较小，因而,本文将这部分的稳健性检验结果作为主体模型回归结果的补充。

采用不同核心解释变量得到的回归结果，如表5所示。可以发现：第一，在2 300元/年的绝对贫困线下，中青年缴费参保比例降低了家庭陷入贫困脆弱的概率，并通过了5%显著性水平上的显著性检验，表明家庭缴费参保可以有效缓解家庭贫困脆弱程度，该结论与前文一致。第二，在2 300元/年的绝对贫困线下，老年人领保比例在10%显著性水平上恶化了家庭贫困脆弱性，表明领取新农保但依旧贫困脆弱的家庭随着领保比例的增加反而更加脆弱，也与前文的发现相符。第三，在3.2美元/人·天的相对贫困线下，“中青年缴费参保比例”与“老年人领保比例”的回归系数在统计上均不显著，与中国当前仅完成消除绝对贫困的现实一致，说明未来中国要以构建解决相对贫困的长效机制为主要目标，继续推进贫困治理。综上，核心解释变量的定义方式，前文的研究结论仍基本保持一致，说明本文回归结果和研究结论较为稳健。

(四)分阶段分析
1.基于未领保家庭样本的估计。前文的回归结果发现，缴费参与新农保可以显著减弱农村低收入家庭的贫困脆弱性。但考虑到全样本中包含未领保与领保两类不同家庭，新农保对不同领保阶段家庭的影响可能存在差异，需要进行分类实证检验。

表5 新农保对农村低收入家庭贫困脆弱性的影响：使用不同核心解释变量(N=4 476)

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续表

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注：同表4。

通过筛选样本进行，剔除领保家庭，共获得589个三期均未领保的家庭样本，使用工具变量法进行估计，回归结果如表6所示。在不同贫困标准下，是否缴费参保和缴费参保人数的回归系数均通过10%水平上的显著性检验，说明对未领保的低收入农户而言，新农保依然可以有效缓解家庭陷入贫困的可能性。该结果与沈冰清和郭忠兴(2018)认为新农保会加剧未领保家庭贫困脆弱性的结论不同。可能的原因是，精准扶贫政策的提出及推广实施，加大了政府对农村低收入家庭的扶持保障力度，为贫困低收入家庭进行了兜底保障，提高了他们收入的可得性和实际收入水平，在一定程度上弥补了因前期缴费而减少的家庭纯收入，因此，当前缴费参加但未领取新农保并不会加剧这类家庭的贫困脆弱性。根据下文分析，参与新农保可以提高家庭生产性固定资产，从而促进家庭收入的稳定和提高，故新农保对这类家庭的贫困脆弱性具有明显的改善效应。

2.基于领保家庭样本的估计。通过对样本进行筛选，剔除持续未领保样本，最终获得953个领保家庭样本。核心解释变量为家庭是否缴费参保、缴费参保人数、是否领保与领保人数，使用工具变量法进行估计，回归结果如表7所示。由表7可知，第一，在2 300元/年的贫困标准下，缴费参与新农保对领保家庭的贫困脆弱性降低有积极影响，并在5%的显著性水平上显著；但贫困标准提高至3.2美元/人·天的相对贫困线后，缴费参与新农保对家庭贫困脆弱性的影响在统计上不显著。第二，“是否领取新农保”与“领取新农保人数”的回归系数虽然为正，但在统计上不显著，异于全样本回归的发现。上述两点结论表明，已领保家庭缴费参加新农保，因可预见地获取新农保带来的稳定收入，因此新农保对他们而言是一项有效的保障政策，能切实有效地提高家庭风险抵御能力。然而，结合既有文献和前文分析，初步判断新农保的保障水平有待改善。当提高贫困标准后，缴费参与新农保和缴费参保人数的回归系数不再显著，说明虽然新农保能在一定程度上缓解贫困脆弱性，但随着经济进步下贫困标准的提高，其作用发挥仍有待改善。因此，2020年后建立解决相对贫困的长效机制时，需调整新农保的保障力度，以应对相对贫困治理下新的挑战。

表6 新农保对未领保农村低收入家庭贫困脆弱性的影响(N=1 702)

width=375,height=211,dpi=110
注：同表4。

表7 新农保对领保阶段农村低收入家庭贫困脆弱性的影响(N=2 274)

width=745,height=264,dpi=110
注：同表4。

(五)异质性分析
考虑到差异化的家庭特征可能会影响新农保效应的发挥。本文进一步从家庭特征入手，基于家庭是否有不健康家庭成员、是否借贷和是否储蓄三个角度，探究新农保对农村低收入家庭贫困脆弱性的异质性影响，回归结果如表8至表10所示。(12)笔者也做了3.2美元/人·天的贫困标准下，家庭是否有不健康家庭成员、是否借贷和是否储蓄三个角度下新农保对农村低收入家庭贫困脆弱性的异质性检验。但篇幅原因，省略备索。

由表8可知，对健康家庭而言，缴费参与新农保在10%的显著性水平上降低家庭的贫困脆弱性，而领取新农保的影响虽仍为正，但不再显著；家庭有不健康成员存在时，无论是缴费参保还是领保，新农保对该类家庭的影响均不显著。因此，新农保对健康家庭的影响更明显，与张全红和周强(2019)的研究结论相似。

表8 异质性分析：新农保对农村低收入家庭贫困脆弱性的影响(是否有不健康家庭成员)

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续表

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注：具体控制变量：家庭规模、成年人占比、老年人占比、儿童占比、家庭是否储蓄、家庭是否借贷、人均纯收入(对数)，也控制了时间、省份和时间×省份交互项的虚拟变量。

对无储蓄家庭而言(表9)，缴费参保和缴费参保人数都能在10%的显著性水平上有效改善家庭的贫困脆弱性。可能的原因是，缴费参与新农保对这部分家庭而言，除了保障未来养老，也因为先缴后领的原则使得参与新农保相当于增加家庭储蓄，降低未来的经济风险，因而能改善贫困脆弱性。而对已经有储蓄的家庭而言，缴费参与新农保和领取新农保对贫困脆弱性的影响在统计上均不显著。因此，新农保对没有储蓄的家庭影响更大，能改善他们的困境。

表9 异质性分析：新农保对农村低收入家庭贫困脆弱性的影响(家庭是否有储蓄)

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注：具体控制变量：家庭规模、成年人占比、老年人占比、儿童占比、家庭是否有不健康成员、家庭是否借贷、人均纯收入(对数)也控制了时间、省份和时间×省份交互项的虚拟变量。

表10的回归结果表明，当家庭无借贷时，变量“缴费参与新农保”和“缴费参与人数”的回归系数均在1%的显著性水平上为负，表示缴费参保可以改善参保家庭的贫困脆弱程度。对于有借贷的家庭，缴费参与新农保的系数则为正，但不显著。这说明新农保的前期缴费对已经负债的家庭而言是一笔开支，新农保前期缴费可能会加重低收入农村家庭的生活困境(沈冰清和郭忠兴，2018；白重恩等，2012)。

表10 异质性分析：新农保对农村低收入家庭贫困脆弱性的影响(家庭是否有借贷)

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注：具体控制变量：家庭规模、成年人占比、老年人占比、儿童占比、家庭是否有储蓄、家庭是否有不健康成员、人均纯收入(对数)也控制了时间、省份和时间×省份交互项的虚拟变量。

六、机制检验
新农保影响家庭贫困脆弱性的潜在路径包括：第一，新农保对养老进行保障带来的溢出效应，一方面，新农保通过缓解家庭养老压力带动家庭收入水平的提高，从而增加家庭购买生产性固定资产的概率，提高家庭收入的稳定性(卢洪友等，2019)；另一方面，新农保在一定程度上可以对家庭养老起补充作用，可能降低家庭代际间的转移支付，进而改善家庭的贫困脆弱程度(陈华帅和曾毅，2013)。第二，新农保促进家庭消费水平的提高，平滑家庭的消费波动，增加家庭对食物、衣服和居住方面的消费，从而改善家庭健康水平(王建英等，2021；王貂等，2021)，提高家庭的稳定性。

结合本文使用数据的特点，通过分析新农保对家庭生产性固定资产的影响，以及新农保对代际转移支付的作用(13)CFPS2014问卷无家庭代际转移收入的具体情况。，进一步探究新农保影响家庭贫困脆弱性的作用机制。模型采用考虑新农保潜在内生性问题的工具变量法进行估计，回归结果如表11和表12所示。

表11的回归结果显示，缴费参与新农保显著增加农村低收入家庭的生产性固定资产(在1%的显著性水平上)，而是否领取新农保和领保人数的回归系数均为负(在10%的显著性水平上)。这表明，缴费参保可以通过提高生产性固定资产而改善家庭生产的稳定性，进而改善家庭贫困脆弱性，该结果与卢洪友等(2019)和曹兰英(2019)的结论一致；而领取新农保则通过抑制家庭购买生产性固定资产来缓解收入波动，对家庭贫困脆弱性的改善产生负面作用。

表11 机制检验：新农保对农村低收入家庭生产性固定资产的影响(N=4 557)

width=375,height=222,dpi=110
注：同表4。

由表12可知，缴费参与新农保在1%显著性水平上减少老人对子女的代际转移；而领取新农保则促进农村低收入家庭中子女对老人代际转移的增加(10%的显著性水平上)，表明领取新农保会显著增加子女对老人的经济支持，这与王翌秋和陈青霞(2017)的实证结果相似。由于家庭代际转移的相对减少可以促进家庭贫困状态的改善(陈华帅和曾毅，2013)，缴费参与新农保可以通过减少家庭代际转移支出，从而对家庭贫困脆弱性产生正向改善；而领取新农保则提高了家庭的代际转移，加剧家庭的贫困脆弱程度。

表12 机制检验：新农保对农村低收入家庭代际转移的影响(N=3 037)

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注：同表4。

七、结论与政策启示
在精准扶贫背景下，为探究新农保对低收入农户家庭减贫效应的影响，本文利用CFPS2014年、2016年和2018年三期短面板数据，以贫困脆弱性衡量低收入农户家庭对风险的抵御能力，采用国家现行的2 300元/年和每人每天3.2美元(中低收入国家贫困线)两类不同的贫困标准线，量化农村低收入家庭的贫困脆弱性，并使用双向固定效应模型和工具变量法深入分析新农保对农村低收入家庭贫困脆弱性的影响；接着，本文进一步将低收入家庭划分为未领保、领保两类进行分阶段讨论；然后结合家庭特征的不同进行异质性分析；最后探究新农保对贫困脆弱性的影响机制，得到以下研究结论。

第一，总体而言，在精准扶贫背景下，缴费参与新农保对农村低收入家庭的贫困脆弱性具有显著的削弱作用，但新农保在一定程度上加剧了贫困脆弱程度。第二，根据领保状态进行分阶段分析，研究发现，缴费参与新农保对未领保家庭的贫困脆弱性具有显著改善作用，同时，缴费参保人数增加也会削弱这类家庭的贫困脆弱程度；对领保家庭而言，缴费参与新农保和缴费参保人数增加显著减弱了领保家庭的贫困脆弱性，而家庭领取新农保和领保人数对家庭贫困脆弱程度的影响在统计上不显著。第三，异质性分析表明，缴费参与新农保显著缓解成员健康家庭、无储蓄家庭和无借贷家庭的贫困脆弱性。第四，机制检验发现，新农保的缴费参与可以通过增加家庭的生产性固定资产和降低老人对子女的代际转移来改善家庭的贫困脆弱程度。领取新农保则通过“挤入”成年子女对老人的经济支持恶化家庭贫困脆弱性。第五，相较于较高的3.2美元/人·天的贫困标准，新农保对低收入农户家庭贫困脆弱性的影响效应在2 300元/年的绝对贫困标准下更显著，从一定程度上说明新农保的保障水平仍较低。

基于上述研究结论，本文得到如下政策启示：第一，因参与新农保能有效缓解家庭贫困脆弱性，应继续普及和加大宣传新农保政策，并采取适当的新农保保费减免补贴措施，特别是提高低收入农户家庭参保的积极性和比例，促进全民参保进程。第二，对已领保且贫困脆弱的低收入农户家庭而言，领取新农保未能改善生活困境并顺利脱离贫困脆弱，这部分家庭的经济条件相比其他家庭可能更差，遭受的风险因素也可能更高。因此，2020年后的相对贫困治理时期，需要政府在制度可持续的原则下更多地关注这类群体，设立专项计划来增强养老金的保障水平，以便更大程度发挥新农保这类社会保障制度的作用，迈出全体人民共同富裕的坚实步伐。第三，对新农保影响贫困脆弱的作用不能一概而论，不能只关注总体受益情况，而忽视不同群体之间的异质性。现阶段政府有必要从更微观的角度调整新农保政策细节以最大程度发挥其影响。

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NEW RURAL PENSION PROGRAM AND POVERTY VULNERABILITY OF RURAL LOW-INCOME HOUSEHOLDS
——A Study based on Precision Poverty Alleviation Policy and Different Poverty Standards
WANG Jianying1,2 HE Bing1 BI Jieying3

(1.School of Economics，Zhejiang University of Finance & Economics；2.Institute of“Eight-Eight”Strategies,Zhejiang University of Finance & Economics;3.Institute of Agricultural Information，Chinese Academy of Agricultural Sciences)

Abstract：To investigate whether new rural pension program can effectively reduce poverty vulnerability of rural low-income households under precision poverty alleviation policy，this paper uses datasets from CFPS 2014，2016 and 2018，calculates poverty vulnerability based on poverty line of 2,300 yuan per year and 3.2 dollars per person per day，and uses two-way fixed-effects model and instrumental variable method to do empirical analysis.The results show that participating in new rural pension program has a significant weakening effect on poverty vulnerability of rural low-income families in general，but the increase of recipients of new rural pension has aggravated poverty vulnerability.Heterogeneity analysis according to the stages of receiving insurance finds that participating and the increase in the number of paid participants in new rural pension program have significantly weakened poverty vulnerability of both uninsured and insured households.While receiving new rural pension has no significant impact on poverty vulnerability.Further heterogeneity analysis shows that participating in new rural pension program can improve poverty vulnerability of families without unhealthy members，and has a significant effect on alleviating poverty vulnerability of families without savings or loans.Mechanism test shows that participating in new rural pension program can increase the family’s productive fixed assets and reduce intergenerational transfers，thereby weakening the family’s poverty vulnerability，while receiving new rural pension increases children’s financial support for the elderly and aggravates poverty vulnerability.

Key words： new rural pension program； precision poverty alleviation policy； rural low-income households； poverty vulnerability； poverty standards

* 王建英，浙江财经大学经济学院、浙江省“八八战略”研究院，邮政编码：310018，电子信箱：wangjianying198781@163.com；何冰，浙江财经大学经济学院；毕洁颖(通讯作者)，中国农业科学院农业信息研究所。本项研究受到浙江省自然科学基金项目(LY21G030015)、国家自然科学基金青年项目(71603228)和中国农业科学院科技创新工程(CAAS-ASTIP-2016-AII)的经费资助支持。感谢匿名评审人提出的修改建议，笔者已做相应修改，本文文责自负。

(责任编辑：李振新)