新型农村社会保障制度对中国农民消费影响研究

●程闻硕

新型农村社会保障制度对中国农民消费影响研究

●程闻硕

在经验性判断的基础上，提出新型农村社会保障制度的实施促进了农民生活消费支出水平的提升这一假设。基于2001-2012年的31省市面板数据，对这一假设展开了实证检验。结果表明，作为新型农村社会保障制度重要内容之一的新农合的实施，显著地促进了农民生活消费支出水平的提升；与此不同，新农保的实施，并没有显著地促进农民生活消费支出水平的提升。

新型农村社会保障制度 农民 生活消费

一、引言

自1978年实施改革开放至今，中国的经济总量实现了30多年的高增长，在经济发展方面缩小了与发达国家之间的差距，期间人民群众的生活水平、收入水平等方面也都取得了有效提升，这使得中国在步入本世纪初期后就如期完成了建设总体小康社会的阶段性发展目标。在此背景下，党的十六大确立了全面建设小康社会的新一阶段的经济发展目标，党的十八大又在此基础上提出了全面建成小康社会的改革和发展目标。然而从现阶段来看，制约中国全面建成小康社会的体制和机制问题在现实中并未完全得到解决，这其中表现得最为突出和严峻的，就是中国的城乡经济社会二元结构问题。在二元结构的限制下，即便是步入本世纪以来，广大农村地区的居民在生活水平、收入水平、基本公共服务水平，以及消费水平等方面也一直与城市居民之间存在较大的差距。

应该说，十六大召开后，党和国家在加快推进城乡经济社会一体化、同步化进程方面进行了不懈探索和努力。这其中极具代表的，就是以新型农村合作医疗制度（简称“新农合”）和新型农村养老保险制度（简称“新农保”）为主要内容的新型农村社会保障制度的建设。自2003年开始，中央启动了由个人缴费、集体补助、国家资助三者相结合所构成的新农合试点工作，进而事实上迈出了新型农村社会保障制度在广大农村地区的建设步伐。随后几年间，新农合试点工作在我国大陆地区各省市稳步展开和推进。有研究显示，截止到2006年底，在中国的大陆地区，共有超过1400多个县（市、区）推行了新农合试点工作；截至2012年底，我国大陆地区参加新农合的总人数达到了8亿以上，广大农民群众的总体参合率达到95%以上，基本实现了新农合在广大农民群众这一群体的全覆盖。与此同时，自2009年起，中央又在我国的农村地区启动了由个人缴费、集体补助和政府补贴三者相结合所构成的新农保试点工作，并与新农合一样，随后几年间在我国大陆地区各省市稳步开展和推进，截至2012年底基本实现了广大农民群众这一群体的全覆盖。

很多研究都表明，对于处在市场化改革进程中的中国而言，广大农民群众有着较强的预防性储蓄行为（刘建国，1999；Zhang &Wan，2004；杨霞，2010），也就是说，因对自身未来的身体健康状况、个人发展，以及收入水平等方面有着较强的不确定性，会在一定程度上削减当前的消费支出。而从福利经济学关于社会保障的基本理论来看，新型农村社会保障制度在我国广大农村地区的实施，不仅有利于一定程度上降低广大农民群众对于自身未来收入预期的不确定性，也有利于降低其对于自身未来支出的不确定程度。因此新型农村社会保障制度的实施，除了被各界赋予解决农民未来养老，以及看病难、看病贵等问题外，还被寄予了降低广大农民群众对于未来收入和支出的不确定性，继而提升其当前消费支出水平这一厚望。然而到目前为止，关于新型农村社会保障制度的实施是否通过降低广大农民群众对于未来的不确定性，而对其当前的消费支出水平产生了显著的积极影响，尚缺少系统性的研究和论证。

二、经验性判断与核心假设

如前所述，新型农村社会保障制度的建设起始于新农合，而新华每日电讯2006年4月12日的一篇报道显示，自新农合在我国大陆地区的各省市开始试点以来，一个显著的变化是试点地区农民的就诊人次和住院人次明显增加，其直接带来的当然就是试点地区的农民在医疗保健方面的消费支出水平得到了一定提升。逻辑上来看，当农民现阶段总的消费预算支出水平固定的情况下，医疗保健方面消费支出水平的提高，很可能会对农民其他方面的消费支出产生“挤压”效应，也即导致农民其他方面的消费支出水平相应降低。另一方面，按照凯恩斯的边际消费倾向递减规律，一般来说，随着人们收入水平的提高，人们的消费支出水平虽然会在总体上随之提高，但消费支出在收入中所占的比重，则会出现下降的趋势。

这两方面的逻辑，似乎使得我们能够做出一个如下的判断：随着近年来农民收入水平在事实上的逐年提升，并且在其他外界条件没有发生改变的情况下，新型农村社会保障制度在广大农村地区的实施，会因促进农民群众医疗保健方面消费支出水平的提升，而相应地降低农民群众其他方面的消费支出（为方便论述，本文在下面统一将其称之为生活消费支出）在农民收入中所占的比重。

然而事实的情况并非如我们所判断的那样，通过应用2000-2013年中国统计年鉴提供的相关数据进行统计后的结果显示，1999-2012年间，虽然中国农民的人均纯收入水平逐年提升，且2003年新农合实施后，中国农民医疗保健方面的消费支出水平取得了较大提升，但在新农合实施后的几年间，中国农民生活消费支出占农民人均纯收入水平的比重并没有较之前的几年出现明显下降。这尤其体现在新农合实施后的三年间。在这三年间，中国农民生活消费支出占人均纯收入的比重还出现了明显的上升趋势。

尽管在2006年以后，农民生活消费支出占人均纯收入的比重出现了下降，而且在2009年新农保开始实施后，继续保持了下降趋势，但是这一比重也并没有显著地低于农民收入处于相对较低水平、新农合实施之前的那几年（见图1）。当然，这里有必要强调的是，因农民参与新农保是以支付确定数量、较大规模的“保费”为前提的，因此与新农合所产生的可能不同的效应是：新农保的实施，逻辑上也很可能会因使农民在“保费”上发生较大规模的支出而对农民其他方面的消费支出形成挤压效应。

图1 1999-2012年农民人均生活消费支出占人均可支配收入比重及人均可支配收入

表1 样本数据的主要统计性描述

尽管如此，前述这一有悖于逻辑上判断的现实结果的出现，很可能直接说明了如下的问题，也即我们所提出的一个核心假设：随着新型农村社会保障制度的实施，因在一定程度上降低了农民对于未来收入、支出等方面的不确定性，因而在助推了农民医疗保健方面消费支出水平提升的同时，也促进了农民生活消费支出水平的提升。

三、实证检验

为进一步验证前面经验性判断中所提出的核心假设是否现实中真正成立，我们进一步构建了相关的计量经济模型，并应用相关数据，围绕新型农村社会保障制度的实施是否对农民生活消费支出水平产生了影响，以及到底产生了什么样的实质性影响这两个问题展开了实证探索。

（一）核心变量的确定

如前所述，按照边际消费倾向递减规律，现实中，人们的消费支出占收入的比重一般会伴随收入水平的提高出现逐渐减小的趋势。这也就是说，在探讨农民消费支出的影响因素时，必须对农民收入和农民收入的平方这两个基本变量加以考虑。

与此同时，一般来说，现实中人口抚养负担方面的变化，也会对人们的生活消费行为和方式产生一定的影响，例如，在同等收入水平、家庭人口数量相同的情况下，拥有老人和儿童数量较多的家庭，一方面可能会在生活消费方面直接就具有较高的需求和支出水平；一方面也很可能因在医疗保健方面具有较高的支出水平而对本家庭的生活消费总支出产生一定的“挤压”效应。当然，现实中的情况究竟是两种结果中的哪一种，尚需后面进行具体的实证检验。

此外，物价水平也是一个需要充分加以考虑的影响农民消费的因素，虽然在很多研究中，学者们都采用了以之前某一年份为基期的价格指数来反映当年的物价水平，但王宇鹏（2011）的一项研究却发现，与通过以固定年份为基期而计算得到的物价水平相比，以相对于上一年的物价指数所代表的价格水平，对中国居民消费行为和消费支出水平产生的影响更大。这无疑为我们对于如何选择价格水平这一因素提供了一个新的思路和准则。

最后，从宏观层面来看，为实证探索新型农村社会保障制度的实施是否对农民的生活消费支出产生了影响，采用虚拟变量法是一个较为直观和合理的做法：通过将新型农村社会保障制度中某项具体制度开始实施之前的年份设定为0，将该项制度开始实施及实施之后的年份设定为1，就可以对这项具体制度的落实是否对农民的生活消费产生影响展开定量盘查。

（二）样本选取

为避免宏观层面的其他政策或体制变迁对农民生活消费所可能形成的系统性影响。我们首先将研究的时段界定在2001年中国加入世界贸易组织（WTO）之后。以此为基础，进一步结合数据上的可得性，并以样本数量满足实证分析的要求为导向，我们最终选择了以中国大陆地区31个省市2001-2012年的相关数据作为样本。

（三）模型设定与数据说明

以前面所界定的核心变量和选取的样本为支撑，我们构建了如下所述的面板数据模型：

其中，C代表农民的人均消费支出水平，i代表样本中的31个省市，t代表2001-2012年12个年份，x代表前述的人均收入、人均收入的平方、人口抚养比等可能影响农民生活消费支出的系列变量，以及代表新农合、新农保两项制度是否实施的两个虚拟变量。当然，除此之外，该模型中的a代表每一个横截面个体（各省市）不同的常数项，μ则代表具有正态分布特征的随机误差项。

在指标数据的选取方面，虽主要是以现实中数据的可得性为主要导向，但同时也全面考虑了指标数据对所对应的解释变量的反映程度。这其中涉及到的原始数据，全部来自2002-2013年的中国统计年鉴、2002-2006年的中国人口统计年鉴，以及2007-2013年的中国人口和就业统计年鉴。简要说明如下：

各省市2001-2012年的农民人均生活消费支出，以各省市2001-2012年农村居民除医疗保健消费支出外的人均生活消费支出代表。

各省市2001-2012年的农民人均收入和人均收入的平方，以各省市2001-2012年的农村居民人均可支配收入（元）和农村居民人均可支配收入的平方（元）两个数据代表。

各省市2001-2012年的农民家庭人均抚养比，以各省市2001-2012年农民家庭平均人口总抚养比（少儿抚养比和老年抚养比之和）来代表。

各省市2001-2012年的农村地区物价指数，以各省2001-2012年农村（相对于上一年的）居民消费价格指数代表。

新农合和新农保，均以虚拟变量来代表。通过查阅相关统计资料后我们发现，在中国大陆地区，除辽宁省自2004年开始实施新农合试点外，余下30个省市均是自2003年开始就实施了新农合试点工作，因此除辽宁省的虚拟变量是从2004年起开始设定为1，将2004年之前设定为0外，其他30个省市均是将虚拟变量从2003年起开始设定为1，将2003年之前设定为0。进一步地，相关统计资料还显示，自2009年开始，新农保在大陆地区的31个省市全部开始试点实施，为此，对于反映新农保的虚拟变量，我们是通过将各省市2009年以前的年份设定为0，将各省市2009年及随后的各年设定为1来实现的。样本数据的主要统计性描述见下表1。

（四）控制变量的加入

除前述几个核心因素外，很多研究表明，现实中影响农民消费的因素还有很多，如市场经济体制改革进程、基础设施建设水平、信息化建设水平、金融体系完善程度等等。因此为较为准确地定量考察前述核心变量对农民生活消费产生的影响，不仅要考虑现实中可能影响农民生活消费支出的其他诸多因素，而且还需要将这些因素对农民生活消费产生的影响在模型中反映和剔除出来。但是应该说，无论是从数据可得性上看，还是从因素的确定和选择上看，倘若我们试图将这些因素全部找出来并以相应的数据反映出来，继而加入到模型之中，那么注定将是非常艰难的，而且也容易引致控制变量选择的随意性问题以及内生性问题。两方面的权衡之下，我们借鉴了栾大鹏和欧阳日辉（2012）的做法，即基于改革开放以来中国市场化改革所具有和表现出的自东向西推进的梯度推移特征，按照国家统计局对于东、中、西三大区域的划分，在模型中加入I1、I2、I3三个反映市场经济体制改革进程、基础设施建设水平等所存在的地区性特征的虚拟变量，借此来控制核心变量外的一系列其他因素对我国农民生活消费支出产生的影响。比如，对于I1来说，若某一省市属于东部地区，那么就将其设定为1；若某一省市不属于东部地区，那么就将其设定为0。对于代表中部地区虚拟变量的I2和代表西部地区虚拟变量的I3，设定的逻辑同样如此。

（五）模型形式确定

按照有关的统计学原理，对于面板数据模型，可依据误差项与解释变量是否有正交关系，而进一步地被划分为固定效应模型和随机效应模型。特别是当截面个体数多于年份长度时，对于面板数据模型具体形式的确定至观重要。因为在这种情况下，基于两种形式对以同样数据为样本的面板数据模型展开回归，得到的结果很可能出现非常大的差异。

为确定我们前面所设定的面板数据模型的具体形式，我们应用了豪斯曼（Hausman）检验法。检验结果拒绝了模型具有随机效应这一原假设，也就是说，应将我们所设定的面板数据模型进一步确定为固定效应模型。

表2 豪斯曼检验基本结果

确定了所设定的面板数据模型属于固定效应模型后，就可进一步结合所选取的样本数据，围绕新型农村社会保障制度的实施对农民生活消费的影响展开回归分析。由于文化、资源禀赋条件、区位和环境差异等因素的存在，现实中代表各省市的误差项的方差可能会出现不一致性的情况，这使得如果对模型直接展开回归，那么很可能会导致实证回归的结果与现实中的情形存在偏差。

为避免这一可能情况，我们采用了怀特截面方法。并通过进一步地采用广义最小二乘法，得到了如下表3所示的主要回归结果：

表3 主要回归结果

其中，调整后的R2达到了0.988，说明模型的整体拟合情况非常好。从回归结果中各解释变量的具体系数及其显著性上来看，第一，农民人均纯收入前面的系数不仅表现为正，而且通过了显著性检验；农民人均纯收入平方前面的系数不仅表现为负，而且也通过了显著性检验，这些都与我们前面作出的基本描述相一致。

第二，农民家庭人均抚养比前面的系数不仅在数值上表现为负，而且也通过显著性检验，这证明了我们在前面对于农民家庭人口抚养比影响农民生活消费所作出的后一种假设，即随着农民家庭在人口抚养负担上的加重，不仅农民家庭会在医疗保健消费方面更多地支出，而且也会相应地挤压继而减少生活消费方面的支出水平。

第三，农村居民消费价格指数前面的系数，虽没有通过显著性检验，却在数值上显著地表现为负。直观上来看，这一结果虽然与我们前面所作出的基本描述并不一致，然而应该注意到的是，其仍能够说明随着消费价格指数的提高，通货膨胀水平的加剧，尽管不一定会降低农民的生活消费支出水平，但在消费支出水平保持固定的情况下，价格水平的上升也就直接意味着农民对于相关商品购买数量的减少。

第四，从地区来看，代表东部地区的虚拟变量前面的系数表现为负，且通过显著性检验，代表中部地区和西部地区的两个虚拟变量前面的系数，均未能通过显著性检验。因此总体的回归结果说明了，近年来，中部地区和西部地区的农民群众，较东部地区的农民群众相比有着更高的消费需求。

第五，我们所最为关心的新型农村社会保障制度中，代表新农合的虚拟变量前面的系数不仅表现为正，而且通过了显著性检验；与此种情况不同，代表新农保的虚拟变量前面的系数，并没有通过显著性检验。这说明随着新农合的实施，在促进农民群众医疗保健消费支出水平提升的同时，也因降低了农民群众对于未来的不确定性而促进了农民生活消费支出水平的提升；而随着新农保的实施，虽然也在一定程度上降低了农民群众对于未来的不确定性，但是由于农民在“保费”上产生了较大支出，因而也就未能进一步地促进农民生活消费支出水平的提升。

四、结论与启示

综合经验判断基础上所提出的核心假设，并开展相关的实证研究，我们发现，对于新型农村社会保障制度，因能够降低农民群众对于未来收入和支出方面的不确定性，因而总体上会在促进农民群众医疗保健消费支出水平的提升的同时，显著地促进农民群众生活消费支出水平的提升。而在这其中，真正发挥作用的则是新农合制度。对于新农保制度，因农民参保或付出一定数量和规模的“保费”，因而该项制度的实施虽会降低农民群众对于未来收入和支出的不确定性，但是在支付确定数量“保费”所产生的“挤压”效应下，并未能够促进农民群众消费支出水平的提升。这一总体研究结论的政策意义在于：继续完善落实新农合制度，解决新农合制度落实过程中所出现的各种不合理的矛盾和问题，将能够进一步促进广大农民群众生活消费支出水平的提升，继而进一步促进国内总体消费支出水平的提升。

我们的实证研究还发现，与东部地区的农民群众相比，中部地区和西部地区的农民群众有着更高的消费需求。为此在今后，以中央提出的继续落实西部大开发战略、努力形成中部地区新的增长极等政策方针为契机，促进中西部地区农民群众收入水平更加快速的提升，则是提高中西部地区广大农民群众消费支出水平，乃至提高国内整体消费需求水平的又一条重要途径。

[本文系国家社科基金项目“农业土地经营制度创新评估与改革取向研究（13BJY095）阶段性成果。]

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（责编：贾伟）

F014.5

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1004-4914(2014)11-013-04

程闻硕，中国社会科学院研究生院政府政策系博士研究生 北京 102488）