其中 Y i 为因变量， 代表第 i 个农民的人均年消费支出， 具体分为基础性消费和高层次消费两类。 InY i 表示第 i 个农民消费支出的自然对数， 其含义是在其他变量不变的情况下， 自变量变化引起因变量变化的百分比。 instur i 为自变量， 代表第 i 个农民的参保情况。 X i 是一系列控制变量的向量， 包括个体特征、 家庭特征、 经济特征等控制变量。 着 i 为随机误差项， 代表那些无法测量的影响农民消费支出的因素， 如消费心理和既有消费模式等。

在实证分析方法上， 由于计量模型的因变量消费支出为数值型变量， 可以使用普通最小二乘法 （ OLS ） 对模型进行回归分析， 获得有效的估计结果。 在实证分析思路上： 首先， 从总体上考察新农保制度对农民消费支出的影响 ；其次， 考虑到 60 岁是领取新农保养老金的分界线， 达到 60 岁后， 参保人不仅不需要缴纳养老保险费， 而且还可以按月领取一定数量的养老金， 新农保制度对这部分参保农民消费支出的影响效应可能更为明显。 因此以 60 岁为标准将总体样本分为 60 岁以下和 60 岁及以上两个子样本， 进一步考察新农保制度对不同年龄段人群消费支出影响的结构性差异。 实证分析使用的分析工具为 stata12.0 。

四、 实证结果分析

根据实证分析思路， 分别从总体样本和分群体样本两个层次分别考察新农保制度对农民消费的影响。 总体样本和分群体样本的回归结果分别见表 2 和表 3 。

（一） 新农保对农民消费支出的影响——总体回归分析

如表 2 所示， 在控制其他变量的情况下， 参加新农保对农民的基础性消费支出和高层次消费支出均有明显的抑制作用， 回归结果在 5% 的水平上显著。 这一结果与描述性统计结果吻合， 但与本文提出的假说 1 不符。 其可能的原因有两个：第一， 现有新农保制度的参保缴费标准相对于农民的收入水平来说仍然偏高， 在农民试图维持参保缴费状态的情况下， 剩余财富无法使其消费保持在参保前的水平； 第二， 现有新农保制度的待遇标准相对于当前的生活成本来说仍然偏低， 虽然领取养老金能够增加农民的可支配收入， 但随着农村地区的发展， 农民的生活成本和需求项目随之增加， 养老金对收入的微弱提升在满足多样化需求时显得 “力不从心”， 在这种情况下， 农民“不敢花钱” 的消费心理可能会延续， 使得消费支出水平不升反降。

从表 2 中新农保变量的回归系数可以看到，参加新农保制度会使农民的基础性消费支出和高层次消费支出分别降低 4.5% 和 0.6% 。 为什么新农保对农民基础性消费的抑制作用要比高层次消费高？ 可能的解释是农民的可支配收入本就偏低，他们对较高层次的消费品尤其是对旅游休闲、 汽车等奢侈品的消费能力较弱。 面对参加新农保的缴费压力， 农民只能通过 “省吃俭用” 的方式，在筹集参保费用和满足日常需求之间寻求合理的收入分配均衡点。 因此， 参保缴纳形成的财富挤压效应主要体现在农民日常性消费支出的缩减上，而对高层次消费支出的影响不大。

此外， 表 2 中一些控制变量的回归结果同样值得关注。 除性别外， 其他控制变量对农民消费支出均有显著的影响。 较高的受教育程度和家庭人均收入水平、 在婚状态将会同时提高农民的基础性消费支出和高层次消费支出。 值得关注的是年龄和家庭人口数量两个变量的回归结果， 年龄与基础性消费显著负相关， 而与高层次消费显著正相关， 这是因为随着年龄的增长， 个人 （或家庭） 财富增加， 根据边际消费倾向递减规律， 人们将逐渐降低日常消费支出比例， 同时为追求更高的生活品质而增加对一些奢侈品的消费。 家庭人口数量与基础性消费显著正相关， 而与高层次消费显著 负相关，这是因为家庭人口规模越大， 对基础性消费品的需求就越大， 在一定的预算约束条件下， 必然会对高层次消费产生抑制作用。