1、1新型农村养老保险对中国农民消费的影响研究内容提要：以中国大陆地区 31 个省市的面板数据为样本，通过开展相关的实证分析，发现新型农村养老保险的实施显著地促进了农民生活消费水平的提升。为此，进一步全面落实新型农村养老保险政策，通过各种制度性的激励，提高农民参加新型农村养老保险的积极性，是提升农民消费支出水平、拉动农村地区内需水平的一条有效途径。 关键词：新型农村养老保险 农民 消费 中图分类号C913；F047.3 文献标识码A 文章编号0447-662X（2014）04-0117-06 一、引言 构建完善的农村社会保障制度体系是建设社会主义新农村的一项主要任务，也是衡量全面建设农村小康社会，
2、以及全面建成小康社会的关键性指标之一。而新型农村养老保险，是相对于以前我国各农村地区实施的传统农村养老保险而言的，其与新型农村合作医疗制度一起，构成了完善的农村社会保障制度的重要基础和支撑，也是完善农村经济社会体制，以及完善社会主义市场经济体制的重要组成部分之一。根据党的十七大的基本精神和党的十七届三中全会的基本要求，2009 年，国务院发布了关于在全国范围内开展新型农村社会养老保险试点工作的指导意见，继而在事实上推动了以个人缴费、集体补助、政府补贴三大支柱为基础的新型农村养老保险在我国部分农村地区的落实，促进了农村经济2社会体制改革的进一步向前深化。人力资源社会保障部公布的相关数据显示，截止
3、到 2010 年底，全国大陆地区的 31 个省市全部落实了新型农村养老保险的试点工作，在广大的农村地区，共有 1.03 亿的农民参加了新型农村养老保险，其发展的速度和规模，都远远超出了党和国家的预期水平，在短时期内取得了显著的成效。 已有的相关实证研究表明，对于农业人口众多、农业生产尚未完全摆脱传统小规模的家庭经营模式的中国而言，广大农村居民长期以来都具有着很强的预防性储蓄动机和心理，而且在城乡二元经济社会结构长期存在的背景下，由于对未来的收入、养老等问题充满着不确定性，在现实中，广大农民群众有较强的预防性储蓄行为。这使得虽然近年来中国农村居民的收入水平一直在快速提升，但无论是在绝对量上，还是
4、在相对量上，中国农村居民的消费支出始终处于一个较低的水平。伴随农村劳动力向城市的转移，中国农业从业人员已经呈现出老龄化、文化程度低、以女性为主的特点，杨天荣：中国农业生产主体探索 ，人文杂志2013 年第 11 期。在这种背景下，作为农村社会保障体系的重要构成部分，新型农村养老保险的落实，一方面是为了贯彻落实覆盖城乡居民的社会保障体系全面建立这一基本要求，逐步解决我国农村居民的基本养老问题，使广大农民群众能够老有所养、老有所依；另一方面则是为了能够在我国经济发展方式逐步转型的背景下，促进广大农村地区的消费需求水平的不断提升，提高广大农村地区的内需水平，以此来进一步提高我国的整体内需水平。有鉴于
5、此，在中共中央新一轮全面深化社会主义市场经济体制改革各项政策相继启动和落实的过程中，探3索近几年新型农村养老保险政策的落实是否对我国农民的消费水平产生了实际影响，以及其落实对我国农民的消费水平究竟产生了哪种影响，在当前无疑有着十分重要的现实意义，其能够为党和国家贯彻落实相关的政策，以及进一步完善相关的政策方针，提供重要的理论参考和现实依据。然而到目前为止，关于这方面的相关研究还很少。 二、经验性判断 按照凯恩斯所建立的基本消费理论，随着收入水平的提升，人们的边际消费倾向和边际消费水平是逐渐递减的，即在现实中，随着人们收入水平的不断提高，其新增单位收入中用于消费的数额，将表现为逐渐地减少。因此按
6、照凯恩斯的消费理论，在现实中，随着人们收入水平的提高，人们消费支出占收入的比重也将表现为逐渐地下降。然而，根据20072011 年中国统计年鉴提供的关于我国农村居民人均纯收入和人均可支配收入所展开的相关统计和计算显示，在 20062010 年这五年时间里，虽然中国农村居民的人均纯收入水平取得了逐年攀升，但农村居民人均纯收入中用于生活消费支出所占的比重，下降的幅度并不是十分显著。尽管在 2010 年，中国农村居民的人均可支配收入达到了 5919 元，相比于 2006 年增长了 65%，但是该期间中国农村居民人均消费支出占农村居民人均可支配收入的比重，仅从 2006 年的 0.789 略微下降到了
7、 2010年的 0.75，其下降的幅度与农村居民人均收入水平的增长幅度形成较大反差。特别是在 2009 年，随着我国农村居民人均纯收入水平的提高，农村居民人均生活消费支出占人均收入水平的比重，还出现了略微地上升。数据来源于 20072011 年中国统计年鉴。这一消费支出占农村居民人均4纯收入比重变动的数据事实，似乎能够使我们做出一个初步的经验性判断，即由于各地区在 2009 年开展了新型农村养老保险试点工作，因此在一定程度上促进了我国广大农民群众消费水平的提升。当然，为了进一步验证这一判断是否在事实上真正成立，还需要结合相关的数据资料，展开相关的实证探索和检验。 三、实证检验 1.实证方法的设
8、定与样本的选取 已有研究表明，中国社会变革有着较强的渐进性与秩序性导向，即各领域、各方面的体制和制度变迁在现实中持续发生。刘燕：中国转型模式：一个制度经济学的分析视角 ， 人文杂志2012 年第 3 期。自2003 年党的十六届三中全会召开以来，中国经济社会体制改革的速度较之前明显加快，改革所涉及的领域也更多元化。与此同时，自 2003 年以来，在中央连续发布的十个中央一号文件的持续推动下，我国广大农村地区的经济社会改革进度也明显加快，在这一过程中，农村的生产生活方式、农业的生产经营模式，以及农村的各项经济社会制度，都在持续地发生着变迁。因此，为了能够尽量避免其他制度和体制方面的变革对我国农民
9、消费水平所产生的影响，决定了我们在实证探索新型农村养老保险对我国农民消费水平所产生的影响时，应该在满足能够展开实证分析和回归分析的需求的前提下，把研究的时间区间尽量缩短。另一方面，由于党和国家自 2003 年起开始在我国广大的农村地区逐步落实了新型农村合作医疗制度，并在 2006 年底开始在全国的广大农村地区普遍推广，因此如果时间区间涵盖了 20032006 年这三年，那么就必须对新型农村5合作医疗制度对于我国农民消费支出水平的影响加以考虑，这无疑将为我们的研究增添不必要的负担。因此综合权衡这两方面的因素，我们首先将实证研究的时间区间界定在了 20062010 年这五年时间里。需要说明的是，虽
10、然进入到本世纪之后，中央就制定并在我国广大农村地区落实了农村税费制度改革，但该项制度对广大农民群众所带来的影响，是直接提高了农民的确定性收入水平，除此之外，长远来看，其并不会对农民对于未来收入和支出的不确定性产生任何实质性的影响，因此可以推定，农村税费改革制度的落实，并不会通过改变农民对于未来的不确定性而间接地影响其当前的消费支出水平。与此同时，为了能够满足实证分析对于样本量的需求，并使得实证分析的结果具有较强的稳健性和一般性，我们选取 20062010 年我国大陆地区 31 个省市的面板数据作为实证分析的样本。为了尽可能准确地测定出新型农村养老保险对我国农民消费水平产生的实际影响，在开展实证
11、分析的过程中，我们采取了虚拟变量法，也就是在解释变量中添加了一个代表新型农村养老保险是否开始实施的虚拟变量，并以 2009 年作为时间节点，将 2009 年以前的各个年份设定为 0，将 2009 年和 2010 年设定为 1。 2.变量的选择与样本数据的说明 关于其他变量的选择方面，是严格地以新古典经济学关于消费的基本理论以及已有的相关实证研究为基础而展开的。首先，按照新古典经济学的经典收入理论，尽管现实中有诸多的因素会影响一个人的消费行为和消费支出水平，但是影响一个人消费水平的最为核心因素，还是其自身的收入水平，因此当对我国农民的消费问题展开实证研究时，必须6对农民自身的收入水平这一变量加以
12、考虑；其次，按照凯恩斯的收入理论，人们的边际消费倾向是递减的，这也就意味着，在线性关系的表述下，对于消费支出水平而言，除了与收入水平有关之外，还可能与收入的平方之间存在着反向的关系，因此在开展实证研究的过程中，也就需要对这种关系加以考虑；再次，根据近年来国内有关学者的研究，对于正处于完善社会主义市场经济体制过程中的中国而言，由于市场机制本身的不完善等问题，使得除收入水平之外，诸如人口的抚养比，万广华、史清华、汤树梅：转型经济中农户储蓄行为：中国农村的实证研究 ，经济研究2003 年第 5 期。以及社会的消费价格指数等因素，在很多时候也会影响到人们的消费心理和消费支出水平。比如当一个农村家庭的老
13、年人口和儿童人口数量较多时，往往该家庭的消费支出水平也相对较高，而当社会的消费价格指数较高时，人们往往可能会降低当期的消费支出水平。与此同时，虽然在已有的很多相关研究中，主要是通过采用以某一固定的年份为基期而经过计算所得到的各年的价格指数来反映社会消费品价格指数的变动情况，但是王宇鹏所开展的一项实证研究发现，在现阶段的中国，与通过前述这种方法所计算出来的社会消费品价格指数相比，以同比和环比所代表的消费价格指数，对广大人民群众的消费意愿和消费支出水平所具有的影响实际上更大。王宇鹏：人口老龄化对中国城镇居民消费行为的影响研究 ， 中国人口科学2011 年第1 期。最后，最新的相关研究表明，从宏观层
14、面来看，一个地区的人口性别比也会在很大程度上影响该地区农村居民的平均消费水平。例如，哈继铭就曾指出，男女比例的失衡和不协调，会导致很多男性在适龄的时7候难以娶到老婆。这使得在我国的农村地区，有了大房子、大彩电，才算是有了娶老婆的资本。哈继铭：性别比出现问题将促进消费增长 ，参见腾讯财经网，2009 年 11 月 6 日，http：/ Cit=xit+ai+it 具体而言，在该面板数据模型中，C 被用来代表各省市农民的人均消费支出水平，i 被用来代表我国大陆地区的各省市（i=1，2， ， ，31） ，t被用来代表不同的年份（t=2006，2007， ， ，2010） ，x 被用来代表影响农民消费
15、支出的诸多解释变量（其中也包括用来反映新型农村养老保险政策是否落实的虚拟变量） ， 被用来代表各解释变量的系数，也就是模型中有待估计的参数集合。此外，根据面板数据模型的基本分析原理，在该模型中， 被用来代表每一个个体（各省市）所具有的不同的常数项， 则被用来代表一些不可观测、但是却可能会对农民的消费支出水平产生影响的随机干扰项。 在设定了具体面板数据模型的基础上，结合前述关于各变量选择的基本讨论，以及结合现实中数据的可得性，通过对 20072011 年的中国8统计年鉴、中国人口和就业统计年鉴中的相关数据展开进一步的计算，我们分别选定以 20062010 年各省市农村居民人均生活消费支出水平（元
16、） 、人均可支配收入水平（元） 、人均可支配收入的平方（元） 、人口老年和儿童的总抚养比、男女性别比，以及各地区的农村居民消费价格指数，来分别作为该期间各省市农村居民人均消费支出、人均收入、人均收入的平方、人口抚养比、男女性别比，以及各省市农村地区消费价格指数的代表。同时，需要说明的是，在下面的整个实证研究过程中，我们所应用的都是 EVIEWS6.0 统计分析软件。各样本数据的具体统计性描述如表 1 所述。 3.豪斯曼检验 按照计量经济学的基本原理和面板数据模型本身所具有的基本特征，一般来说，对于研究中所设定的面板数据模型来说，基于代表各横截面个体不同的常数项是否与各解释变量之间存在一定的相关
17、性，可被具体划分为固定影响模型和随机影响模型两种主要的类型。而且通常来说，在使用相同样本数据的情况下，以两种模型形式对同一面板数据模型展开回归分析，在回归的结果上也很可能会出现很大的差异。虽然有研究表明，在横截面个数与时间序列的个数相当或大于时间序列个数的情况下，基于两种模型形式对同一面板数据模型展开回归分析后所得到的结果并不会存在太大差异，但是不管怎么说，只要存在差异，那么不管差异或大或小，对模型形式的鉴定同样非常必要。所以，为了能够提高回归结果的准确性，在开展具体的回归分析之前，还要先确定我们研究中所设定的面板数据模型具体属于前面两者中的哪一类。在这方面，通过9采取为很多学者所曾采用过的豪
18、斯曼（Huasman）检验法，即首先对所设定的面板数据模型在随机影响的情况下展开回归，并在回归的基础上施以豪斯曼检验，可以发现，EVIESW6.0 输出的豪斯曼检验的卡方统计值达到 16.82，相关的 D.F 值达到 6，反映拒绝原假设犯错误可能性的概率P，则在数值上仅达到 0.0096，远小于 0.05 的通用临界概率值，因此，检验的结果无疑拒绝了我们所设定的模型属于随机影响模型这一假设，也就是说，对于本文所设定的面板数据模型，应具体属于固定影响模型。4.回归分析与结果的解读 在确定面板数据模型具体形式的基础上，就可以结合所选取的样本数据，对面板数据模型展开具体的回归分析。对于我们所设定的面板数据模型，在回归的过程中，通过采取固定影响回归方法，并采取怀特（White）加权法和广义最小二乘（OLS） ，我们得到了如下表 2 所示的基本回归结果。在现实中，由于受到文化、地理位置、自然环境等因素的影响，各省市之间的随机干扰项的方差很可能会出现不一致，因此在回归的过程中，我们选择了怀特截面加权和广义最小二乘法，以尽量消除模型中所可能存在的异方差问题。
