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　　结果显示，新农保政策显著增加了个人总收入和个人非劳动收入；无论采用新的或者旧的贫困线标准，新农保政策都显著降低了贫困发生的概率；新农保政策使家庭总消费和人均消费支出分别显著上涨了大约１４．１％和９．７％２６；使抑郁指数显著下降了０．１４７个标准差，使对生活满意的概率上升了４．４个百分点。新农保政策提高了家户总收入、降低了劳动供给，但是其影响在统计上均不显著。ＤＩＤ估计得到的政策效果整体上小于ＲＤ估计，这是由于ＤＩＤ估计还受到试点地区总体参保率的影响，参保率越低，ＤＩＤ估计所得到的针对目标群体的平均政策效果就越小。

　　样本限制在年龄在５５岁至６４岁的农村户籍人口。每一行对应一条回归，ＤＩＤ估计结果为年龄规则（年龄≥６０）同社区是否开展新农保的交叉项的估计系数。所有回归都控制了是否完成初中教育、是否结婚并与配偶同住，以及是否有日常活动能力（ＡＤＬ／ＩＡＤＬ）障碍，年龄固定效应和社区固定效应。标准误为稳健集聚（家户水平）标准误。

　　比较ＲＤ和ＤＩＤ两部分的估计结果，可以发现，尽管两种计量方法估计得到的结果在理解上有所不同，但是基本结论非常一致，充分表明了本文研究结论的可靠性。总结而言，本文研究结果显示，新农保的实施显著提高了农村老年人的收入水平、减少了贫困的发生、提高了其主观福利，并在一定程度上促进了家庭消费和减少了老年人劳动供给。

　　六、有效性检验及对估计结果的进一步讨论

　　ＲＤ估计和ＤＩＤ估计是否能够得到无偏估计和一致估计取决于它们所需要的识别假定能否成立，在本部分，我们依次对这些假定进行检验。此外，由于个体特征的差异，不同个体受到的政策影响可能不同，本部分将对政策影响的异质性问题进行初步的考察。

　　（一）ＲＤ有效性检验

　　在ＲＤ估计部分，我们采用了多种带宽和多种年龄控制函数形式，对ＲＤ估计的稳健性做了初步检验，显示估计结果十分稳健。在本小节，我们依照ＲＤ相关理论和实证文献所提出和采用的检验方法，进一步对ＲＤ识别策略的有效性进行严格的检验。

　　ＲＤ识别策略的有效性首先要求经济个体不能操纵或者至少不能完全操纵驱动变量。检验驱动变量是否被操纵的一种方法是检验其密度函数的连续性（ＭｃＣｒａｒｙ，２００８；ＬｅｅａｎｄＬｅｍｉｅｕｘ，２０１０）。我们在图２给出了年龄的密度函数，显示年龄密度函数在６０岁附近非常平滑，没有任何跳跃的迹象，表明检验ＲＤ识别策略有效性的另一种方法是检验前定控制变量的连续性（ＬｅｅａｎｄＬｅｍｉｅｕｘ，２０１０）。直觉上讲，处理变量（此处为养老金收入）不应当对６０岁之前已经发生的事情有影响。我们在表５中对控制变量的连续性进行了检验，回归的设定同前文的简约型方程相同，但是将因变量换做原先的控制变量。结果显示，政策年龄规定对教育、婚姻和是否有日常活动能力障碍均无显著影响，进一步支持了ＲＤ识别策略的有效性。

　　样本限制在所在社区已经开展新农保试点的农村户籍人口，并且剔除了参与其他类型养老保险的受访者。剔除了年龄等于６０．２５岁和６０．５岁的受访者，以避免对政策年龄前后定义的模糊性。

　　最后，我们进行一个证伪检验（ｆａｌｓｉｆｉｃａｔｉｏｎｔｅｓｔ）。具体的，我们选取所在社区尚未实施新农保政策的受访者，采用同样的模型设定估计简约型方程，即估计养老金领取的年龄规定对各因变量的影响。由于受访者所在地区未开展试点，即使他们的年龄超过６０周岁也不可能领取养老金收益，因此，我们不应当看到年龄规则对各个因变量有任何显著性影响。报告了证伪检验的估计结果，显示对年龄断点的估计在所有的模型设定下都不具有显著性，再次支持了ＲＤ估计的有效性。

　　（二）ＤＩＤ有效性检验

　　ＤＩＤ识别策略的有效性依赖于年龄趋势的影响或地区特征的影响在不同组别个体中相同。这一假设意味着在不存在政策影响的情况下，对方程（９）进行估计的交叉项系数应当是不显著的。由于我们无法同时观测到经济个体在实施政策和不实施政策两种状态下的表现，因此无法直接验证ＤＩＤ识别策略所依赖的假设是否成立。然而，ＤＩＤ识别假定的一个推论却可以被间接地进行检验（Ｄｕｆｌｏ，２００１）。我们进行如下的证伪检验２７：我们选取年龄在５０岁到５９岁的受访者，按照年龄是否大于等于５５岁定义年龄组虚拟变量Ｔ，重新对方程（９）进行估计。由于所有５９岁以下的受访者都没有资格领取养老金，ＤＩＤ的识别假定，即年龄趋势的影响或地区特征的影响在不同组别同质，意味着估计得到的交叉项系数应当不显著。报告了证伪检验的结果，显示交叉项只对抑郁指数有边际上显著的影响，对于其他变量均无显著影响，从而在很大程度上支持了ＤＩＤ识别所依赖的假定。

　　（三）政策效果的异质性问题

　　前文已经指出，ＲＤ估计的是局部平均处理效应（ＬＡＴＥ），是否等同于总体平均处理效应取决于政策影响是否在所有个体间是同质的。因此对政策效果异质性的考察有助于我们理解ＲＤ估计的含义。ＤＩＤ估计虽然识别了政策的平均处理效应２８，但是考察哪一个群体受到的政策影响更大，对于政策评估和政策方案的调整本身具有重要意义。因此，我们有必要就政策效果的异质性问题进行考察。限于篇幅，本文将不对政策影响的异质性做全面的讨论，只以受访者健康状况这一个维度对样本进行分组，对政策效果的异质性问题做初步的考察。我们按照受访者是否有日常活动能力（ＡＤＬ／ＩＡＤＬ）障碍将受访者分为两个组，以检验政策效果是否存在异质性，并回答哪一个群体受到的影响更大。虽然我们只是从健康一个维度出发考察政策影响的异质性，但是由于健康状况同消费、收入、劳动供给等社会经济状况（ＳＥＳ）之间存在显著的相关性（Ａｄａｍｓｅｔａｌ．，２００３；Ｓｔｒａｕｓｓｅｔａｌ．，２０１０），按健康分组得到的结论可以很容易地加以推广。需要指出的是，ＣＨＡＲＬＳ数据中的健康指标非常多，包括自评健康和一系列慢性病诊断情况，本文之所以按照是否有ＡＤＬ／ＩＡＤＬ障碍作为分组标准，是由于该指标是健康指标中最为客观的，其他健康指标可能受到新农保政策影响，是内生变量，不适宜用作分组标准。

　　采用ＲＤ方法的分组估计结果在表８Ａ和表８Ｂ中给出。对比而言，新农保的收入效应在健康较差的组中更大，对于消费的影响则仅在健康较差的组中显著。对于劳动供给的影响只在健康状况较好的组中显著，这可能反映了具有较好社会经济状况的个体劳动供给的收入弹性更大。总体来看，新农保政策对健康状况较差的个体的影响更大更显著，唯一的例外是消费支出。在健康状况较好的组中，新农保政策使家户总消费支出和人均消费支出分别显著增加了１４．５％和１２．１％，但是在健康状况较差的组中，估计结果在统计上不显著。２９这一方面可能是由于消费支出测量误差较大，另一方面也可能反映出低收入人口在获得转移支付收入后更多地将其储蓄起来而非消费掉。分组估计结果显示政策影响的异质性确实存在，两组估计结果的差异基本上符合理论预期，间接表明了本文估计结果的可靠性。此外，分组估计结果也反映出，受到政策影响较大的恰恰是作为首要政策目标人群的弱势群体，反映了政策效果另一个“好”的方面。

　　七、总结

　　在我国农村社会养老保险制度初创的历史性阶段，本文使用全国性微观家户调查数据，从收入、贫困、消费、主观福利和劳动供给等多个角度估计了新农保的政策影响，为检验政策效果和修改、完善政策实施方案提供了重要的经验依据。本文的研究结果显示，新农保政策的实施显著提高了农村老年人的收入水平、减少了贫困的发生、提高了其主观福利，并且在一定程度上促进了家庭消费和减少了老年人劳动供给。而且，进一步的研究显示，理应作为首要政策目标人群的健康状况较差的老年人受到的政策影响更大、更显著。本文的研究结论表明新农保政策已经取得了初步成效，对提高农民收入、促进农民消费、促进农村家户和谐和实现农民老有所养发挥了积极作用。

　　然而，另一方面，我们也应该看到，新农保政策对农村家庭消费和农村老年人劳动供给所产生的影响在规模上十分有限，就切实促进农民消费和最终实现农民老有所养而言，新农保制度建设仍然任重道远。

　　新农保政策效果在规模上的有限性毫无疑问主要源于当前较低的养老保障水平。尽管由于各级政府的积极推动和大力支持，新农保制度建设在短期内取得了巨大成就，在短短四年间就覆盖了全国所有县（市），但是不可否认的是养老金支付水平仍然很低，政策覆盖浅，能够发挥的作用有限。目前，新农保基础养老金支付仅相当于人均家户纯收入样本均值和样本中位数的大约５．４％和９．５％。同新农保形成鲜明对比的是，南非在２０世纪８０年代末完成其社会养老保险改革后，其养老金支付标准是同期南非黑人人均收入中位数的两倍（Ｐｏｓｅｌｅｔａｌ．，２００６）。未来新农保制度建设的重点在于逐步合理提高养老金待遇，只有这样才能有效实现政策目标。

　　新农保养老金待遇的提高，一方面需要落实《指导意见》规定，根据经济发展和物价变动等情况，适时调整基础养老金支付标准；另一方面，需要鼓励农民早参保、多缴费，从而提高个人账户养老金支付水平。从本文的研究来看，由于整体参保率不高，缴费水平偏低，导致个人账户基金积累不足，限制了新农保政策效果。因此，如何调整新农保政策实施方案，鼓励农民早参保和多缴费应当是未来新农保政策调整的重点之一。最近由雷晓燕等（２０１３）所做的研究显示，改变新农保基金管理和运营模式，在确保基金安全的前提下积极开展商业化运营，提高个人账户基金收益率是为农民提供参保缴费激励的重要途径之一。