中国农村老年人是否参加“新型农业保险”：基于我国老年人健康影响因素跟踪调查数据的实证分析_新农保论文

是否参加“新农保”对中国农村老人的影响——基于中国老年健康影响因素跟踪调查数据的实证分析，本文主要内容关键词为：实证论文,中国论文,中国农村论文,老年论文,跟踪调查论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。

      为了消除城乡二元结构，逐步缩小城乡差距，国务院于2009年9月颁布了《关于开展新型农村社会养老保险试点的指导意见》，新型农村养老保险（以下简称“新农保”）在全国10%的市县开始启动，除北京、上海、天津和重庆4个直辖市外，在全国27个省区首批开展新农保试点的县有320个，①全国覆盖面达11.8%，当年参保人数达7277.3万人（程令国等，2013/[1]。2010年全国27个省、自治区共838个县和4个直辖市的大部分县纳入了新农保试点，2011年试点县扩大到1914个，覆盖面达到67%。到2012年8月31日，新农保已在全国283个县级行政区全部启动试点，基本实现了制度全覆盖。与此同时，新农保参保人数从2010年初的3326万人增加到2012年底的4.6亿人，年均增长140%。最新的数据显示，截至2013年底，全国新农保、城居保参保人数已达到4.98亿人。②

      新农保采取在户籍地自愿参保原则，参保对象为年满16周岁（不含在校学生）、未参加城镇职工基本养老保险的农村居民。新农保试点的基本原则是“保基本、广覆盖、有弹性、可持续”。与以个人缴费为主的自我储蓄型“老农保”不同，新农保参保基金由“个人缴费+集体补助+政府补贴”构成，其中，个人缴费标准分为100元～500元5个档次，中央财政对中西部地区按中央确定的基础养老金标准给予全额补助，对东部地区给予50%的补助（国务院，2009）[2]。新农保养老金待遇采取基础养老金与个人账户相结合的模式，其中，基础养老金由国家标准55元加上地方政府可能加发部分（加发标准根据当地经济发展水平调整），个人账户以个人缴费为主，逐年进行累积。对于达到60岁退休年龄的农村老人，其每月获得的养老金构成包括55元的基础养老金、地方政府可能加发部分和领取个人账户累计全部储蓄除以139的个人账户养老金。新农保制度是完善我国农村社会保障体系的重大部署，对逐步实现农村居民老有所养具有重要的作用。

      目前，已有不少学者对新农保的相关问题进行了研究，常见于三个方面。一是关于新农保制度的可行性、存在问题及对策研究。这方面的研究偏重于理论和案例，认为新农保制度是解决“三农”问题的重要举措（崔红志，2012）[3]，对统筹城乡发展、逐步实现基本公共服务均等化具有重要意义（国务院，2009）[2]建立普惠农民群体的社会养老保障体系尤为重要。与旧农保相比，新农保在制度上进行了创新（Shen & Williamson，2010）[4]，扩大了覆盖范围（苏东海等，2010）[5]，但在实施过程中也发现若干问题，如导致农村居民间收入差距的“逆向”调节（陶继坤，2010）[6]、法律支柱缺失、参保意愿不强烈（刘善槐等，2011）[7]、吸引中低收入群体参保及年轻人普遍参保的积极性不高（鲁欢，2012）[8]。解决这些问题的主要对策包括：建立各级财政补贴资金保障机制、增加政策配套措施、完善个人账户制度和强化政府主导等（刘善槐等，2011；李冬妍，2010）[7，9]。二是关于新农保参保意愿和影响因素研究。这方面的研究成果较多，主要是利用调研数据通过实证分析得出结论。个人特征、家庭特征、社会特征等都是影响农民参保的重要因素（石绍斌等，2009）[10]，如年龄（苏东海等，2010）[5]、文化程度、现存子女数量（肖应钊等，2011）[11]、新农保认知程度、家庭收入（黄阳涛等，2011）[12]、政府行为（高君，2010；罗遐，2012）[13，14]等。三是关于新农保政策的实施效果评估。这方面的研究尚缺乏严肃的学术论证和系统的政策评估（程令国等，2013）[1]，主要是因为缺乏合适的评估方法和大型的实地调研数据，且新农保政策的实施效果还存在一定的时滞性。陈华帅等（2013）利用Tobit、固定效应面板模型等就新农保对家庭代际经济支持的“挤出效应”进行了测算，发现老人领取养老金每增加1元，其子女提供的代际支持大约减少0.8元[15]。程令国等（2013）通过构建一个新古典家庭决策模型，评估了新农保对农村居民养老模式的影响，发现新农保的实施期限虽然不长，但其对我国传统养老模式产生了重要影响[1]。

      以上文献虽然加深了我们对新农保的认识，但尚存以下不足：一是在数据利用方面，由于缺少大型的实地调研数据作为支撑，大部分实证分析仅是基于一个或几个县市的调研数据，样本时间通常只有一期，样本较少且不具有代表性；二是在内容研究方面，有关新农保实施绩效的研究较为薄弱（陈华帅等，2013）[15]，而且缺乏对新农保实施绩效的系统性评估，大部分研究仅局限于某一方面的评估（如代际支持、居住意愿、健康等）；三是在方法使用方面，主要是基于理论测算（邓大松等，2010）[16]，实证分析通常采用Probit、Logit、因子分析等传统方法，这对克服样本的“选择性偏误”具有一定的局限性，估计结果往往“有偏”。

      与已有文献相比，本文的贡献可以归纳为三个方面。一是利用最新的“中国老年健康影响因素跟踪调查”（Chinese Longitudinal Healthy Longevity Survey，以下简称“CLHLS”）2008、2011/2012两期的面板数据，③从时间上确定关键变量的因果关系，在一定程度上减少了内生性问题。同时，数据的样本量很大，能够更好地控制不同地区参保老人的异质性，非常具有代表性。二是不仅从是否参保老人的经济来源、代际支持、居住模式、照料模式等方面对参保绩效进行了总体评估，而且对参保时间、年龄、地区等因素进行了分组，系统评估了新农保政策实施的具体效果差异，弥补了已有文献只针对单方面效果进行评估的不足。三是选取合适的方法——倾向得分匹配方法（Propensity Score Matching，PSM）和Bootstrap法进行实证。在诸多方法中，OLS估计的结果一般有偏，工具变量法则要么难以收集，要么与内生变量存在一定的强弱相关关系，而在虚拟变量下，CMM估计的使用也存在局限性。PSM法既控制了参保样本的“自我选择”问题，又进一步克服了样本可能存在的偏误，对新农保政策绩效的评估更加准确、真实。

      本文的结构安排如下：第二部分是介绍研究方法——倾向得分匹配法和Bootstrap，第三部分是数据说明及描述性统计，第四部分是实证结果与分析，第五部分是稳健性检验，第六部分是主要结论及讨论。

      二、研究方法

      在对新农保政策效果进行评估之前，应该对样本是否参加新农保加以区分。本文将样本区分为两类：参保组——参加新农保的老人；控制组——未参加新农保的老人。之所以利用Rosenbaum等（1983）提出的PSM方法[17]，而没有直接比较参保组与控制组之间的差异，是因为是否参加新农保不是随机分配的，老人参保以后带来的绩效改善即使相对于未参保老人表现得更好，也不能判断是由于参加新农保而直接导致的结果，即存在样本的选择性偏误，关键在于我们无法观测到老人在没有参保之前的绩效是否已经得到改善，这被称之为“反事实情形”。PSM的基本思想是，在评估新农保政策的实施效果时，通过寻找与参保组尽可能相似的控制组来控制样本选择性偏误和内生性问题，利用控制组最大程度地模拟参保组老人的“反事实情形”，从而得到真实的政策效果（Fu et al.，2007）[18]。

      （一）基本原理

      PSM方法通过计算倾向得分值（Propensity Score）来选择配对样本，克服了传统方法的不足。④通过利用一些特殊方法将多个维度特征浓缩成倾向得分值，使多维匹配成为可能。倾向得分值可定义为，在给定样本可观察特征X的情况下，老人选择参加新农保的条件概率，如下式所示：

      

      

      （二）估计

      在实证分析中，由于倾向得分往往不可观测，通常要采用Logit或Probit等概率模型进行估计。运用Logit模型估计的表达式为：

      

      （三）获取Bootstrap稳健标准误

      在计算ATT的统计推断过程中，可能存在一个困难，即参保组相对于控制组的样本较少。为克服参保组由于样本数量带来的偏误对结论产生影响，本文采取Bootstrap（自抽样）统计法获得相关变量的稳健标准误。⑥首先在原始样本中随机抽取n个观察值，并根据最近邻域匹配获得样本的平均政策效果

，然后重复抽样K次（本文中K=500），得到

，

，…，

，最后计算K个平均政策效果的标准差（s.d.），即可得到稳健标准误（s.e）。

      三、数据来源、变量和统计性描述

      （一）数据来源与变量定义

      本文的数据来源于美国杜克大学与北京大学联合组织的“中国老年健康影响因素跟踪调查”（CLHLS），这一大型跟踪调查项目分别于1998、2000、2002、2005、2008和2011/2012年进行。该调查采用多阶段分层抽样方法，在全国具有代表性的23个省、市、自治区随机抽取一半县、市或地区进行入户调查，主要调查对象覆盖了所有老年人群（65岁以上）。本文采用了CLHLS 2008年和2011/2012年两期的数据，其中，2008年的数据包含老人16954人，2011/2012年的数据包含老人9765人。⑦我们将2008、2011/2012两期数据合并成一个面板，保留2008年接受调查的老人存活到2011/2012年再次接受调查的样本，最终得到8425个样本，分布在23个省、市、自治区，具有广泛的地域性和大样本性质。

      本文基于以下原则对样本进行筛选：（1）剔除享受职工离/退休制度待遇样本1747个；⑧（2）剔除参加城镇职工医疗保险或城镇居民医疗养老保险样本444个；⑨（3）剔除在2008/2009年调研之前就已经参保的样本247个；⑩4）根据调查问卷问题F2-4“您是否参加养老保险”和F2-7“如未参加养老保险，原因是”的结果，剔除F2-4选择回答“是”但F2-7选择回答“1不合算；2无必要；3缴不起”，共剔除样本16个；（5）修正样本参保日期发生在该县试点启动日期之前的样本，并对样本中的异常变量进行了修正、剔除。（11）

      经过以上调整后，本文最终得到有效样本5778人，其中，参保组934人，控制组4844人。从县区统计来看，2008、2011/2012两期的调查新农保试点县有394个，未试点县有236个，共计657个县，分布在我国的23个省、市、自治区。从参保时间来看，参保在1年以内的老人共有657人，1～2年的老人有448人，参保2年以上的老人有146人。从样本老人年龄分布来看，60～80岁的老人有1756人，80～100岁的老人有3205人，100～120岁的老人有817人。从性别分布来看，女性占比要比男性占比高20%。具体的结果如表1所示。

      

      在现有研究的基础上，本文将测度新农保政策效果的因变量主要分为五类指标：第一类是反映老人经济来源的指标，包括“主要生活来源依赖自己或配偶”、“主要生活来源依赖子女”及“主要生活来源为社会支持”，采用虚拟变量形式定义；第二类是代际转移支付金额，主要分为“近一年子女给父母的金额”和“近一年父母给子女的金额”，采用绝对值形式；第三类是获得代际支持的可能性，包括“父母获得子女代际支持可能性”和“子女获得父母代际支持可能性”，采用虚拟变量形式定义；第四类是老人居住模式，包括“想独居或与配偶居住”、“想与子女居住”和“想住养老院”；第五类是老人的照料模式，主要包括“老人日常生活照料”和“老人生病时照料”。

      本文考察的主要自变量为“被访老人是否参加新农保”，根据调查问卷的F2-4“您是否参加养老保险”以及F6-4“您目前有哪些社会保障和商业保险”来确定。根据前人的研究成果，本文选择影响“被访老人是否参加新农保”和新农保实施绩效的基期变量包括：（1）人口学特征，包括男性（女性=0）、汉族（少数民族=0）、年龄、有配偶（无配偶=0）、受教育程度、退休前职业（技术或管理类=1，其他=0）、居住在农村（城镇=0）；（2）社会经济条件，包括每年（调整）家庭收入（对数）、（12）老人有房产（无房产=0）、相对贫穷（相对富裕=0）；（3）家庭支持，包括存活儿子数、存活女儿数、老人每年获得的代际支持（对数）、每周老人获得的照料时间（对数）、与家人同住（不同住=0）；（4）健康状况，包括生活自理能力（ADL）、（13）健康自评、（14）生活满意度自评（15）、参加新农合医疗保险（未参加=0）。控制变量主要选择了居住地域（东部=1，中西部=0）。

      （二）描述性统计

      表2给出了2008、2011/2012两期调研样本参保组与非参保组主要变量的描述性统计结果。根据统计结果，可以对这两组之间的差异及参保前后的主要变化情况进行比较。

      

      

      表2显示，在老人获得的经济来源方面，无论是2008年样本还是2011/2012年样本，老人的主要经济来源仍然是依靠子女，但相比于2008年，2011/2012年参保组老人依靠社会支持比控制组提高了3.2%。在代际转移支付金额方面，与2008年相比，2011/2012年参保组与控制组老人在过去一年获得的子女代际支持金额分别增加了188.8元和236.2元，而参保组老人近一年给子女的代际支持分别增加了114.6元和49.7元，说明子女倾向于给未参保老人更多的经济支持，而且参保老人比未参保老人在经济上更加独立。值得注意的是，儿子对老人是否参保在代际支持方面表现得更敏感（陈华帅等，2013）[15]。参保前后，参保老人获得儿子的代际支持不升反降，而控制组却呈现相反的结果。在获得代际支持可能性方面，参保老人在2008年加入新农保之前比控制组老人得到子女的代际支持高出5个百分点，达到92%，且在统计上显著。在老人居住模式方面，相比于2008年，2011/2012年参保组老人想住养老院的比例提高了近1个百分点，但控制组却下降了0.1%。在老年照料模式方面，参保老人的日常照料主要依靠自己，而生病照料主要依靠子女，2011/2012年参保组和控制组的这一比例差距进一步扩大。

      由表2的结果可知，在2008年参保时点之前，参保组比控制组参保年龄平均小2.6岁，居住在乡村的比例多5.3%，获得子女的代际支持金额少151.2元，家庭收入少1083.8元，参加新农合医疗保险高12.8个百分点。由于新农保参保采取了非强制性原则，从统计结果来看，参保老人更多是年龄小、家庭条件较差地区的老人，说明老人是否参加新农保具有明显的“自我选择”性。

      四、实证结果与分析

      （一）样本匹配效果

      应用PSM方法进行新农保的政策效果评估时，首先需要根据模型（4）对样本进行影响新农保参保的Logit回归（详见表3），从而获得PS值，然后根据最近邻域匹配在控制组中选择匹配组。图1中的（a）和（b）子图分别给出了参保组和控制组PS值在匹配前后的核密度。匹配前参保组和控制组的PS值概率分布存在明显的差异，即控制组中既包括满足参保资格、想参保但无法参保的老人，也包括本身不想参保或者不满足资格但想参保的老人。显然，如果不通过匹配而直接比较参保组与控制组之间的效果差异，得到的统计推断结果必然是存在偏误的，OLS和传统的回归方法往往忽略了这一点。（16）从（a）图中不难看出，参保组的倾向得分值分布偏右，平均得分高于控制组；控制组在倾向得分较低部分迅速达到顶峰后急转直下，而参保组的分布更加平缓，两者相交后，参保组的分布始终高于控制组。从匹配后的（b）图中可以发现，在完成匹配后，两组样本PS值的概率分布已经非常接近，这既表明影响老人是否选择参保的因素非常接近，又表明两组老人的最终差异是由是否参加新农保所致。

      

      

      （二）新农保总体实施效果评估

      通过最近邻域匹配为参保组在控制组中找到匹配组后，就可以计算各维度变量的平均净效果AIT，从而可以进行新农保总体实施效果评估。匹配前后新农保实施效果的变化如表4所示。

      

      

      在经济来源方面，匹配前新农保政策的实施使参保老人比未参保老人在生活来源依靠自己或配偶方面降低了2.3个百分点，并且在10%的显著水平下显著，但经过匹配后我们发现，真实的情况是参保使老人依赖自己或配偶的可能性提高了1.4%，尽管这在统计上并不显著。匹配后参保老人依赖子女的概率降低了6.4%，且在1%的显著水平下通过了检验。有趣的是，参保老人获得的社会支持在参保后提高了4.9个百分点，参保前提高了3.2个百分点，均在1%的显著水平下通过了检验，说明经过匹配后，参保老人比未参保老人获得了更多的社会支持。新农保在经济来源方面使参保老人减少了对子女的依赖，增加了社会支持。（17）

      在代际转移支付金额方面，近一年子女给父母的金额在匹配前都不显著，而经过匹配以后，结果都在1%的显著水平下通过了检验，这体现了PSM的优势，即结果更加真实、可靠。新农保使参保老人比未参保老人获得的子女金额支持减少了1379元，其中，儿子的代际支持减少了899元，女儿减少了331元。儿子是传统农村家庭养老的主要负担者，老人参保可以显著减少儿子养老的负担。匹配后虽然参保老人近一年给子女的金额减少了，但在统计上并不显著。值得注意的是，表2显示参保老人每年平均获得的养老金为1069元，明显低于子女少支付给老人的代际支持金额，这也验证了陈华帅等（2013）的结论[15]。同时，在获得代际支持可能性方面结论也是与此类似。

      在老人居住模式方面，匹配后参保老人比未参保老人选择独居或与配偶居住的可能性提高了0.5%，想与子女居住的可能性降低了0.8%，想住养老院的可能性提高了0.6%。这一结果间接表明参保政策在一定程度上提高了老人的独居意愿和实际独居率，但在统计上并不显著。

      在老人照料模式方面，新农保政策使老人的日常生活照料主要依靠配偶或自己的可能性提高了2.8%，且在1%的显著水平下通过了检验。无论是日常照料还是生病照料，参保老人都减少了对子女的依赖性，并提高了雇人照料的可能性，但在统计上并不显著。新农保在日常生活照料方面看似提高了子女照料5.8%的可能性，但经过匹配后，实际的政策效果是降低了子女照料1.6个百分点。农村老人一般都与儿子居住，但儿子、儿媳对老人的照顾不细心，这使得在经济上有一定独立性的老人更倾向于自己照料或雇人照料，而新农保恰恰有助于提高老人的经济独立性。

      （三）新农保具体实施效果评估

      为了探讨新农保对不同群体老人是否参保带来的具体影响，本文从年龄、地区、参保时滞三个方面进行了划分，用以具体评估新农保带来的实际政策效果。

      

      1.年龄和地区效果评估。表5给出了新农保在参保老人年龄和地区间的实施效果差异。从年龄差异来看，年龄相对小的老人比年龄相对大的老人依赖子女的程度下降了5.5%，而社会支持提高了3%，且都通过了相应的检验。在代际转移支付金额方面，年龄相对大的老人获得的代际转移金额下降更多，且年龄相对大的老人对子女的代际支付倾向于降低，而年龄相对小的老人倾向于提高。年龄差别在老人居住模式方面的差异不大，年龄大的老人在一定程度上更加独立，但在统计上不显著。年龄相对小的老人在5%的显著水平下增加了3.7%的独立照料，而年龄相对大的老人在统计上并不显著。

      从地区差异来看，中西部地区在经济来源和代际支持方面的效果明显强于东部地区，即在中西部地区，新农保更倾向于在经济上增强老人的独立性，减少其对子女经济上的依赖。但是，在老人的居住模式和照料模式方面，新农保政策更倾向于提高东部地区老人独居的可能性和改变照料模式，尤其是东部老人生病时子女照料的可能性降低了5.2%。这种差别可能是由于地区经济发展不均衡导致的。整体来看，对于年龄较大、地区经济状况不好的参保老人而言，其更倾向于与子女同住或让子女照顾。

      2.参保时滞效果评估。由于新农保参保政策具有一定的时滞性，参保时间达到半年以上才能体现政策效果（陈华帅等，2013）[15]，因此，本文着重对参保时滞效果进行了检验。由表6的结果可知，在经济来源方面，随着参保时长的增加，老人对子女的经济依赖在减少，而对社会支持的依赖相应增加。在代际转移支持金额和可能性方面，父母获得的代际支持经历了由不显著到显著、再到不显著的过程，说明参保时滞在老人获得的代际支持方面可能存在倒U型曲线关系。在老人居住模式方面，新农保刚实施时提高了21.5个百分点的老人独居意愿，降低了19个百分点的与子女居住意愿，随着参保时间的延长，效果在下降。在老人照料方面，新农保在日常照料方面效果更明显，尤其是对子女照料的依赖性。

      

      

      本文还对性别、婚姻状况、ADL、参加新农合、收入等进行了分组对比分析，其在整体上都表明新农保政策的实施提高了老人经济上的独立性和独居意愿，减少了对子女的依赖，但存在具体的分组差异。由于篇幅所限，这些结果不再一一列出。

      五、稳健性检验

      为了进一步检验结论的正确性，本文还进行了稳健性检验，主要采用了两种方法。

      第一，虽然CLHLS采用多阶段分层抽样方法，但试点县的选取不一定是随机的，可能与各地的经济发展水平、地方政府财政等密切相关，这容易导致参保组和控制组样本存在系统性差异。为了解决这个问题，本文将未试点县的2442个样本删除，只针对试点县内未参保老人进行匹配，匹配结果如图2所示。最终，我们得到的政策评估结果与前文的结果基本一致。

      

      第二，在原有最近邻匹配的基础上，我们采用半径匹配法和核匹配法进行稳健性检验，得到的结果与采用最近邻匹配的结果高度一致，说明本文的结果是可信的。

      六、研究结论及讨论

      本文利用“中国老年健康影响因素跟踪调查”（CLHLS）2008、2011/2012年两期的面板数据，使用PSM方法，从经济来源、代际转移支持金额、可能性、居住模式和照料模式五个方面对是否参加新农保带来的政策效果进行了系统评估，同时还对农村老人年龄、地区、参保时滞等进行了分组，系统检验了不同分组下的政策效果差异。总体来看，新农保政策对老人的经济来源、代际转移支付、居住模式和照料模式等都产生了显著影响，不仅提高了参保老人的经济独立性和居住独立性，而且老人的自我生活照料能力有了一定的提高，减少了子女的照料。具体来看，子女对老人的代际支持可能存在参保时滞效果的倒U型曲线，参保时间、年龄、地区等因素带来的新农保绩效存在差异，评估结果如表6所示。本文采取删除非参保县样本和增加匹配方法进行了进一步的检验，结果表明，新农保对农村老人生活福利的改善有着积极的促进作用，虽然没有改变农村原有依赖子女照顾的“传统模式”，但在一定程度上对于逐步实现农村居民“老有所养，老有所依”具有重要的推动作用。

      

      本文还发现，新农保政策效果与地区间的经济发展密切相关。一方面，政府应加强对公共服务均等化的财政投入，逐步缩小城乡间的收入差距；另一方面，仅仅将新农保定位为“广覆盖、保基本”是远远不够的，应逐步建立“与经济发展及各方承受能力相适应”的养老金制度（程令国等，2013）。因此，国家未来的政策重点仍然是加大财政投入和转移性支付，加快建立统一的城乡居民基本养老保险制度，缩小地区间可能存在的参保制度差异，使农村老人获得更普惠的社会保障制度。另外，本文主要使用PSM和Bootstrap法以克服样本选择性偏误和内生性问题，从而得到了政策上的实际“净效果”。应用PSM对新农保政策进行系统性评估具有“天然”的优势，可以弥补单方面研究的不足，并对相关领域的研究提供了一定的指引作用。

      ①详见网址：http://www.iic.org.cn/D_newsDT/newsDT_read.php?id=41901。

      ②详见网址：http://finance.people.com.cn/n/2014/0226/c1004-24468266.html。

      ③需要强调的是，程令国等（2013）也利用CLHLS数据进行了相关研究，但其使用的数据范围是2008和2011年两期的数据，而本文使用的是最新的2008和2011/2012年两期的数据，数据范围存在明显差别。

      ④传统的配对方法常常导致配对维数越多，配对效果越差，即使配对通过以后，两组样本的特征仍然存在显著性差异，最终无法解决研究中的内生性问题。

      ⑤由于

是一个连续变量，我们很难找到两个倾向得分值完全相同的样本，从而无法实现参保组与控制组之间的匹配。以往的文献提出用多种匹配方法来解决这一问题，常见的方法有最近邻域匹配、半径匹配（Radius Matching）和核匹配（Kernel Matching）。

      ⑥Bootstrap法不需要预先假设统计量的分布特征，详见Abadie等（2006）的研究。

      ⑦2011年的调查中样本老人共有7328人，占比为75%；2012年的调查中样本老人共有2437人，占比为25%。

      ⑧新农保主要面向农村居民，享受离退休政策的人员不适用于新农保。

      ⑨国务院《关于开展新型农村社会养老保险试点的指导意见》（国发[2009]32号）规定：“年满16周岁（不含在校学生）、未参加城镇职工基本养老保险的农村居民，可以在户籍地自愿参加新农保。”因此，参加城镇职工基本养老保险的农村居民不是新农保的参保对象。另外，由于城镇居民医疗保险制度至2008年已经在城镇地区达到全覆盖，这一类样本也不再符合新农保的参保要求。

      ⑩《2008年全国社会保险情况》显示，2008年前全国已经有464个县开展了由地方财政支持的新农保试点，参保农民达到1168万人，详细情况见网址：http://www.gov.cn/gzdt/2009-06/12/content_1338252.htm。

      （11）例如，可根据样本判断养老金异常的情况，并进行更正；将参保年份缺失的样本去除130人等。由于实际处理较为复杂，具体涉及的情况不再一一赘述。

      （12）家庭收入是指被访老人家庭在过去一年的收入之和，参加新农保而获得的养老金也包含在参保老人的家庭收入中，这主要是针对2011/2012年参保组，因此要对家庭收入进行调整，将家庭收入中夫妻双方获得的养老金收入予以扣除，否则可能会高估或低估新农保的政策效果（陈华帅等，2013）。

      （13）CLHLS调查问卷详细考察了老人的生活自理能力（ADL），包括洗澡、穿衣、上厕所、室内活动、吃饭、大小便六个方面，如果老人在这六个方面均能自理，则视“ADL完好”（ADI=1）；若至少有一项需要借助他人帮助才能完成，则视为“ADL受损”（ADL=0）。

      （14）健康自评根据问卷B1-2“您觉得现在您自己的健康状况怎么样”来确定，自评为“1很好；2好”的赋值为1，其他为0。

      （15）生活满意度自评根据问卷B1-1“您觉得现在的生活怎么样”来确定，方法同“健康自评”。

      （16）OLS或传统回归方法相比于PSM法的缺点在于：一是PSM法的使用包含了两个较强的假设，即平行假设（Balancing Assumption）和共同支撑假设（Common Support Condition）；二是模型的内生性问题造成OLS估计有偏。

      （17）根据问题设置，社会支持主要指当地政府或社团给老人的支持和补贴。

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