农村社会养老保险政策的准公共产品属性使其既具普惠性，又需通过制度设计来平衡供给与需求。在新型农村社会养老保险试点后，依据试点情况将新农保与城居保合并实施，建立城乡一体的城乡居民基本养老保险制度。故分析农村社会养老保险政策影响相对贫困需要从政策设立与并轨两个阶段着手。

缓解相对贫困是基于中国特色反贫困理论指引脱贫攻坚战取得全面胜利后的接续目标，也是中国特色反贫困理论在新时代背景下指引中国实现共同富裕的阶段目标。依据反贫困理论，以追求剩余价值为目的的初次分配造成了我国城乡差距大、相对贫困状况存在的现状，而农村社会养老保险制度立足中国特色的反贫困理论，通过二次分配为农村地区处于相对贫困的农村老年人发放养老金，直接增加农村老年人的可支配收入，并通过平滑创业风险、减轻家庭负担等机制间接增加农村青年人的可支配收入，进而缓解相对贫困。

农村社会养老保险政策作为增进民生福祉、推进共同富裕的重要部署，以其基础性的保障作用为缓解相对贫困贡献了重要力量。故本研究分析农村社会养老保险政策的设立和并轨两次制度革新对缓解相对贫困的影响效应，以期为缩小城乡差距、促进共同富裕提供理论依据。

已有研究多肯定了农村养老保险政策实施的正向影响。新农保政策对农村低收入家庭的贫困脆弱性具有显著削弱作用^[16]，提高了农村老人的收入^[17]，缓解了农村群体的相对贫困；新农保政策能够通过发放养老金提高农村60岁及以上群体的可支配收入，通过财富替代效应和降低创业风险的渠道提高农村60岁以下群体的收入^[18]；参加农村社会养老保险能使农村60岁及以上群体增加46.2%~53%的个人收入，使60岁以下群体增加34%~40%的个人收入^[3]，提高农村居民可支配收入，显著提高农村人民生活水平，缓解其相对贫困状况。据此，提出有待验证的假说H₁和H₂，理论框架如图 1所示：

假说H₁：农村社会养老保险政策的设立能够降低相对贫困指数，缓解相对贫困。

假说H₂：农村社会养老保险政策的并轨能够降低相对贫困指数，缓解相对贫困。

农村社会养老保险政策与乡村振兴战略的实施关系密切^[19]。农村地区是缓解相对贫困的主要战场^[20]，农村老年人作为相对贫困的主体是实现共同富裕过程的重点关注对象^[21]。农村地区相对贫困的治理需与乡村振兴有效衔接。一方面，农村社会养老保险政策的风险保护功能平滑了农户的创业风险，在14.48%的水平上提升了农村劳动力的创业概率^[22]，带动了人口流动与劳动力的非农转移^[23]，进一步提高了农村地区第二三产业的比例，多渠道增加农民收入，缓解其相对贫困状态；另一方面，乡村振兴促进了农村地区的三产融合，提高了农村地区的经济发展水平，增加了财政收入，提高了养老金中地方财政补贴水平，增强了社会保障的支付能力^[24]，增加了农村老年人的转移性收入，缓解其相对贫困。第二三产业比例的提高意味着第一产业比例的减少，故引入第一产业比例为调节变量，对假说H₁与H₂进行调节效应分析，提出如下研究假说H₃和H₄，理论框架如图 2所示：

H₃：第一产业比例的减少在农村社会养老保险政策设立缓解相对贫困的效应上具有正向调节作用。

H₄：第一产业比例的减少在农村社会养老保险政策并轨缓解相对贫困的效应上具有正向调节作用。

第七次人口普查数据表明，中国60岁及以上的老年人数已超全国人口总数的18%，人口老龄化是目前我国社会不可忽视的问题，提高农村老年人可支配收入的农村社会养老保险政策是有效应对人口老龄化的重要政策。农村是我国人口老龄化程度最严重的地区，这会增加有关医疗卫生方面的需求与支出，增加医疗卫生资源对农村地区的供给。一方面，医疗卫生财政支出的增加，能够优化医疗资源的空间分布，提高乡镇医疗服务质量，降低农民异地就医的成本，减轻其就医负担，间接地增加农村居民在其他方面的可支配收入，并通过加快基本公共服务均等化缩小城乡差距^[25]，缓解相对贫困；另一方面，医疗卫生财政支出的增加本质上是国家对劳动者的健康和人力投资，有利于促进农户减贫^[26]，且医疗卫生财政支出对农村居民收入增幅作用显著^[27]，能提升农村地区低收入群体的“造血”能力，缓解农村低收入群体的相对贫困状态。故引入医疗卫生财政支出为调节变量，对假说H₁与H₂进行调节效应分析，提出如下研究假说H₅和H₆，理论框架如图 3所示：

H₅：医疗卫生财政支出的增加在农村社会养老保险政策设立缓解相对贫困的效应上具有正向调节作用。

H₆：医疗卫生财政支出的增加在农村社会养老保险政策并轨缓解相对贫困的效应上具有正向调节作用。

已有研究表明，农村社会养老保险政策对相对贫困的缓解效应由于群体特征、个体特性等因素，大多呈现出明显的异质性，且各地政府会根据当地的经济发展水平制定基础养老金补贴水平，但给付水平会因具体经济发展状况的不同而存在差异，对政策效应产生影响。基于此，本研究依据中国四大经济区域划分将纳入样本的22个省份划分为4个区域(东北地区、东部地区、中部地区、西部地区)单独进行断点回归，对假说H₁与H₂进行相对贫困缓解效应的空间异质性检验，提出如下研究假说H₇和H₈：

H₇：农村社会养老保险政策设立对缓解相对贫困的效应具有空间异质性。

H₈：农村社会养老保险政策并轨对缓解相对贫困的效应具有空间异质性。

本研究选取全国17个省、1个自治区和4个直辖市(由数据可得性，排除内蒙古、青海、宁夏、新疆、西藏、山东、云南、吉林、海南、香港、澳门、台湾)，共22个省份的面板数据，数据主要来源于各省统计年鉴和国家统计局官网。以1995-2022年作为样本观察期，共获得样本观测值616个。利用各省统计年鉴中1995-2022年城市及农村居民收入五等份分组数据，参考文献[28]的算法计算各省相对贫困指数，以衡量4个区域相对贫困指数。1995-2022年各省社会养老保险财政支出、第一产业比例和医疗卫生财政支出等数据来自国家统计局官网。

为考察新农保政策能否缓解相对贫困，将相对贫困指数定义为被解释变量。基于各省统计年鉴的数据，采用文献[28]的测算方法计算相对贫困指数，并利用复合指标测度相对贫因，此方法在研究相对贫困的文献中被多次肯定^[29-30]。用40%最高收入组的加权平均收入水平与60%以下收入组的加权平均收入水平的比值来衡量社会相对贫困的程度，用位于社会平均收入水平60%的人口数量占所有人口数量的比例衡量社会相对贫困的发生率，最后用两者的乘积作为相对贫困指数，具体指数计算可表示为式(1)-(3)：

式中：rpr、rpe、rpi分别表示相对贫困发生率、相对贫困程度和相对贫困指数；n、m和y分别表示总人数、按照收入从低到高的40%高收入群体中最低收入群体在总体样本水平中的排序、居民平均收入水平。

由于部分省份数据缺失，为尽可能全面分析农村社会养老保险政策对相对贫困的缓解效应，运用EM插补法及曲线估计法对残缺值进行填补。

本研究的核心议题是考察农村社会养老保险政策的设立和并轨产生的相对贫困缓解效应，因此将2009年设为第一个断点，2014年设为第二个断点。年份定义为year，取值区间为1995-2022年；年份与断点(2009以及2014)的差值定义为year_，取值区间为-19~13，为方便模型的处理，将year_=0处设置为模型的断点，此变量作为模型的驱动变量；是否实施政策的虚拟变量D定义为tyear，取值0或1。

农村社会养老保险的财政支出水平能够直观地测量农村社会养老保险政策的发展进程。选取各省份、各年度的农村社会养老保险财政支出水平为协变量，通过其变化反映政策的执行力度，从侧面反映农村社会养老保险政策的发展情况，将其定义为养老金基金支出。

为增强模型结果的可靠性，将经济发展水平、农村地区居民生活水平和农村人口状况等会对相对贫困指数带来影响的相关因素作为控制变量。其中，各省经济发展水平由各省地区生产总值及各地区农林牧渔业生产总值衡量，农村地区居民生活水平由农村居民人均纯收入及农村居民消费价格指数衡量，农村人口状况由农村人口数量衡量。

将第一产业比例与医疗卫生财政支出作为调节变量。第一产业比例是指第一产业占GDP的比例，即农业产值在GDP中所占的比例。医疗卫生财政支出是指各级政府对卫生事业投入的资金。具体变量定义、赋值及描述性统计如表 1所示。

断点回归是一种准自然实验式研究，被认为是最接近随机试验的准随机模式的一种，适用于政策评价的实证研究。本研究采用模糊断点回归(F-RD)模型评估农村社会养老保险政策缓解相对贫困的效应。设定政策平均处理效应(ATE)可通过断点前与断点后无限靠近样本因变量期望值间的差值来确定，设定方程如下：

式中：Y_1i是断点日期后政策处理的个体；Y_0i是断点日期前的对照组个体；ATE是政策平均处理效应；c为因变量期望值。以政策平均处理效应评价农村社会养老保险政策的相对贫困缓解效应。

采用全局面板回归模型来设计F-RD模型，考虑关于农村社会养老保险政策对相对贫困缓解效应的面板模型如下：

式中：因变量Y_i为待研究处理效应的相对贫困指数；α_i是个体固定效应，驱动变量为X_it；D_it为解释变量政策设立及并轨时点；个体其他相关控制变量为Z_it；f(·)和g(·)分别代表驱动变量的多项式及驱动变量与处理变量交乘项的多项式。

F-RD模型估计的基准回归即为全局回归模型，为获得较好的拟合，在1~4次方内全部多项式阶都会被报告。将2009年作为断点，估计结果如表 2所示，在未加控制变量的1阶式中相对贫困缓解效应为-0.012 2，且在p=0.05水平上有统计学意义，即2009年后的相对贫困指数相较2009年前的相对贫困指数降低了0.012 2。进一步引入经济发展水平、农村地区居民生活水平和农村人口状况控制变量后，系数下降至-0.048 5，意味着农村社会养老保险政策的设立能在4.85%的水平上缓解相对贫困。据此H₁得以验证。

进一步将2014年作为断点，检验新农保与城居保合并后农村社会养老保险政策的相对贫困缓解效应，估计结果如表 3所示。在未加控制变量的4阶式中，相对贫困缓解效应为-0.002 2，且在p=0.05水平上有统计学意义，即2014年后的相对贫困指数相较2014年前的相对贫困指数降低了0.002 2。引入经济发展水平、农村地区居民生活水平和农村人口状况控制变量后，系数下降至-0.005 1，意味着新农保与城居保合并即农村社会养老保险政策的并轨在0.51%的水平上缓解相对贫困。据此H₂得以验证。

采用断点回归模型进行分析要求断点周围无明显人为操控，已有文献大多通过观测断点两边样本分布的均匀程度进行说明。对616个样本做核密度检验，如图 4所示，驱动变量year_在断点0左右的核密度分布较为均匀，并无明显操纵，检验通过。

采用断点回归模型进行分析要求断点前后样本应类似，对协变量进行局部平滑性检验，所有协变量对断点周围均不应产生处理效应。对第一个断点(2009年)，本研究选择二次多项式拟合的方法进行检验，并汇报检验得到的处理效应的p值。根据检验结果，政策设立断点处的拟合检验p值为0.974，不在p=0.1的显著性水平上，未发现任何协变量会在断点周围区域出现明显跳跃现象，满足假说前提。按照驱动变量值平均分割进行多项式拟合画图，如图 5a所示，在year_=0处(即2009年)，被解释变量相对贫困指数有明显跳跃，故认定该解释(驱动)变量存在断点，且为农村社会养老保险政策设立的年份2009年。

对第二个断点(2014年)进行同样操作，选择二次多项式拟合的方法进行检验，并汇报检验得到的处理效应的p值。政策并轨断点拟合检验结果显示，p值为0.822，不在p=0.1的显著性水平上，满足假说前提。按照驱动变量值平均分割进行多项式拟合画图，如图 5b所示，在year_=0处(即2014年)，被解释变量相对贫困指数有明显跳跃，故认定该解释(驱动)变量存在断点，且为农村社会养老保险政策并轨的年份2014年。

带宽长短对回归分析的效果有较大影响，要取得较好的效果，就必须要求带宽的敏感度较小。根据现有研究做法，分别根据最优带宽的0.5倍、1倍、2倍进行局部线性回归，并绘制局部线性回归图，以检验断点回归估计量对带宽的依赖。分别对本研究设定的设立与并轨断点进行检验，结果如图 6所示。回归结果基本保持一致且显著，说明结果较为可靠。

第一产业比例调节农村社会养老保险政策设立的相对贫困缓解效应检验结果如表 4所示。在考虑控制变量影响下，政策设立后第一产业比例与相对贫困指数具有明显的正相关关系，这表明第一产业比例减少对农村社会养老保险政策的相对贫困缓解效应具有显著正向调节作用，与主效应一致，强化了政策效应。模型检验结果表明农村社会养老保险政策设立后，第一产业比例的减少能够在0.92%的水平下增强农村社会养老保险政策的相对贫困缓解效应。据此H₃得以验证。

第一产业比例调节农村社会养老保险政策并轨的相对贫困缓解效应检验结果如表 5所示。在考虑控制变量影响下，政策并轨后第一产业比例减少对农村社会养老保险政策的相对贫困缓解效应具有显著正向调节作用，与主效应一致，强化了政策效应。模型检验结果表明农村社会养老保险政策并轨后，第一产业比例的减少能够在8.78%的水平下增强农村社会养老保险政策的相对贫困缓解效应。据此H₄得以验证。

模型中第一产业比例的减少实际是全面推进乡村振兴的成效，乡村振兴促进二三产业发展，三产融合进程加快，促进农村地区经济快速发展，为农村地区低收入群体提供更多工作机会，增加其收入，缓解其相对贫困状态。

医疗卫生财政支出调节农村社会养老保险政策设立的相对贫困缓解效应检验结果如表 6所示。在考虑控制变量影响下，政策设立后医疗卫生财政支出增加对农村社会养老保险政策的相对贫困缓解效应具有显著正向调节作用，与主效应一致，强化了政策效应。模型检验结果表明农村社会养老保险政策设立后，医疗卫生财政支出的增加在4.78%的水平下增强农村社会养老保险政策的相对贫困缓解效应。据此H₅得以验证。

医疗卫生财政支出调节农村社会养老保险政策并轨的相对贫困缓解效应检验结果如表 7所示。在考虑控制变量影响下，政策并轨后医疗卫生财政支出增加对农村社会养老保险政策的相对贫困缓解效应具有显著正向调节作用，与主效应一致，强化了政策效应。模型检验结果表明农村社会养老保险政策并轨后，医疗卫生财政支出的增加在2.73%的水平下增强农村社会养老保险政策的相对贫困缓解效应。据此H₆得以验证。

模型中医疗卫生财政支出的增加，意味着通过对劳动者健康和人力资本的投资，增强居民的人力资本积累和获取更多收入的能力，提升农村地区低收入群体的“造血”能力，缓解农村低收入群体的相对贫困状态，降低相对贫困指数。

根据前文实证分析结果，农村社会养老保险政策的设立与并轨对降低相对贫困指数、缓解相对贫困具有意义。但考虑政策效果会因地理位置、经济发展水平的不同而有差异，故采用中国四大经济区域划分将22个省份划分为4个区域，对4个区域单独进行断点回归检验，如表 8所示。

政策设立后，4个区域的相对贫困指数呈现出显著的负向关系，农村社会养老保险政策的设立分别使东北地区、东部地区、中部地区、西部地区的相对贫困指数降低了0.096 8、0.082 2、0.044 3、0.037 9。呈现出空间异质性。据此H₇得以验证。

政策并轨后，4个区域的相对贫困指数呈现出显著的负向关系，农村社会养老保险政策的并轨分别使东北地区、东部地区、中部地区、西部地区的相对贫困指数降低了0.094 0、0.084 5、0.042 8、0.017 3。呈现出空间异质性。据此H₈得以验证。

本研究基于1995-2022年22个省份的面板数据计算相对贫困指数，构建28年的兼顾时间异质性与空间异质性的农村社会养老保险政策缓解相对贫困的观察面板，分别估计农村社会养老保险政策设立与并轨过程中的相对贫困缓解效应，并引入第一产业比例与医疗卫生财政支出为调节变量，分析其中机制，进一步将22个省份划分为4个区域，分析农村社会养老保险政策对相对贫困缓解效应的空间异质性。

研究发现，农村社会养老保险政策的设立与并轨分别使相对贫困指数下降0.048 5和0.005 1，说明农村社会养老保险政策的设立及并轨对缓解相对贫困具有显著意义。进一步的机制检验发现，第一产业比例的减少能在0.92%的水平下加强农村社会养老保险政策设立对缓解相对贫困的作用，在8.78%的水平下加强政策并轨对缓解相对贫困作用；医疗卫生财政支出的增加能在4.78%的水平下加强农村社会养老保险政策设立对缓解相对贫困的作用，在2.73%的水平下加强政策并轨对缓解相对贫困的作用。同时农村社会养老保险政策降低相对贫困指数、缓解社会相对贫困的效应具有明显的空间异质性。

基于上述研究结论，提出如下对策建议：

第一，加快农村社会养老保险政策的完善与改革。农村社会养老保险政策的发展能够显著缩小收入差距，缓解相对贫困，应提高农村社会养老保险财政支出水平，发展农村社会养老保险制度新动能，进一步改革完善农村社会养老保险政策，加强制度的顶层设计，更大地发挥出农村社会养老保险政策缓解相对贫困的作用。

第二，加快农村地区产业结构转型发展，完善乡村振兴投入机制。第一产业比例的减少能够强化农村社会养老保险政策对相对贫困的缓解效应，应在保障粮食安全和主要农产品供给的基础上，将农村产业发展重心转至二三产业，实现农村地区一二三产业的高质量融合，发展新型农村集体经济，促进农民增收，增加税收和集体经济收益，提高农村人均可支配收入，缩小收入差距，更大程度地缓解相对贫困。

第三，适当增加医疗卫生财政支出。医疗卫生财政支出的增加能够增强农村社会养老保险政策对相对贫困的缓解效应，应当在提高医疗卫生效率的前提下健全基本医疗保险筹资机制，增加医疗卫生财政支出，以健康等人力资本投入的增加助力农村居民增收，缓解相对贫困。

第四，因地制宜地调整农村社会养老保险政策以适应当地发展趋势。农村社会养老保险政策对相对贫困缓解效应具有明显的空间异质性，各地政府在实施农村社会养老保险政策时，应根据不同地区的具体情况实施，提高政策执行的灵活性。