农村社会保障对农村居民消费影响的门槛效应与区域异质性

肖攀���├盍�友��苏静

摘要：基于1998～2012年的省级面板数据，采用PSTR模型研究了我国农村社会保障整体水平及其个体保障项目对农村居民消费影响的门槛效应和区域异质性。研究结果表明：（1）农村社会保障整体水平、政府财政救济和新农合对农村居民消费的影响都是非线性的，存在显著的门槛特征。其中，农村社会保障能显著促进居民消费增长，并且在人均水平高于499080元的地区对居民消费的促进作用更强；政府财政救济项目和新农合保障项目只有在分别跨越门槛值109489元、323.389元之后，才能对农村居民消费产生显著的促进和拉动作用。（2）农村社会保障对农村居民消费的影响存在显著的区域异质性，经济发展相对落后地区政府财政救济对居民消费的激励效应相对明显，而经济相对发达地区新农合、农村整体社会保障对居民消费的激励效应相对明显。

关键词：农村社会保障；居民消费；门槛特征；区域异质性；PSTR

DOI：10.13956/j.ss.1001-8409.2015.06.04

中图分类号：F840；F323 文献标识码：A 文章编号：1001-8409（2015）06-0015-04

近年来，中国居民消费持续走低：1998～2012年，城乡居民消费率从4648%下降到3669%，年均下降170%；其中，农村居民消费率从1715%下降到815%，年均下降546%。农村消费市场萎靡不振已经成为国民经济可持续增长的阻碍，提振内需尤其是提高农村居民消费水平、释放农村市场消费潜力显得更为重要和迫切。与中国农村居民社会保障缺乏、收入差距加剧及预期不确定性导致的过低消费需求相对应，中国政府正在积极完善我国农村社会保障体系。自2003年开始相继推出了新型农村合作医疗项目（以下简称“新农合”）、农村低保项目、新型农村社会养老保险项目（以下简称“新农保”）。那么，上述完善农村社会保障的政策措施是否如政策预期一样有效释放了居民消费需求？如果是，那在其促进居民消费的过程中又具有怎样的特征？研究和回答这些问题对于检测我国农村社会保障的政策效应，化解我国内需不足的结构性矛盾具有重要的理论与现实意义。

1 文献综述

当前，国外学者在研究社会保障对居民消费的影响问题上尚无定论。Feldstein基于扩展的生命周期模型分析认为养老保险所存在的财富替代效应和引致退休效应对居民消费产生挤入和挤出效应，而净效应则取决于两种效应的相对强弱[1]。同时他对美国的实证研究较好地支持了社会保障对个人储蓄具有替代效应，进而有助于促进居民消费的观点。这一观点随后被一些学者验证和接受（Aydede，2007；Rojas和Urrutia，2008；Gormley等，2010）。但也有学者研究认为社会保障水平提高不会促进消费增加，反而可能增加储蓄。如Hubbard研究认为引致退休效应仅仅是部分抵消了社会保障在资本存量上的替代效应，整体而言社会保障促进了私人储蓄增加[2]。Gruber研究发现失业保险福利在一定程度上能够帮助失业者平衡消费。但这种积极作用不会对永久消费产生影响[3]。Yakita研究认为对更长寿命的预期使人们增加储蓄以保证退休后的消费，任何社会保障的福利都无法改变这种效应 [4]。

国内学者就中国社会保障对居民消费的影响进行了深入探讨，大部分研究认为社会保障对我国居民消费具有促进作用。姜百臣等采用协整和误差修正模型研究发现，中国社会保障对农村居民消费以引致效应为主[5]。段景辉和黄丙志采用变截距模型研究发现，中国社会保障对居民消费需求的影响以挤入效应为主[6]。纪江明等采用面板回归模型研究了中国区域间农村社会保障对居民消费影响的差异，结果发现东、中、西部和东北部地区农村社会保障每增加1%，将分别促进居民消费支出增加0262%、0237%、0087%和0145%[7]。马双等基于预防性储蓄理论分析了新农合对农村居民食物消费的影响，研究发现新农合将显著增加居民热量、碳水化合物以及蛋白质等营养摄入量[8]。白重恩等研究了新农合的获得对农村居民消费的影响，结果发现新农合使得非医疗支出类的家庭消费增加了约56个百分点，且对消费的正向影响在收入较低或健康状况较差的家庭中更强[9]。

综合上述研究发现，多数研究支持社会保障促进居民消费的观点。但现有经验研究中，多以单一社会保障项目水平来替代国家整体社会保障水平，在统一框架下系统分析不同社会保障项目对农村居民消费的影响及其特征的对比研究还相对缺乏；同时，使用线性模型进行变量间关系分析是已有实证研究的一个共同特征，忽略了社会保障与居民消费之间可能存在的非线性结构关系。基于此，本文侧重以在社会保障和消费方面均相对弱势和滞后的农村居民为研究对象，采用1998～2012年的省级面板数据1998年为我国社会保障政策的分水岭，从这一年开始社会保障摆脱单纯为国有企业改革被动配套和市场经济服务的附属角色，成为一项基本的社会制度，是我国社保体系初步形成和全面建设的开始。 ，在非线性统一框架下全面探讨各地区农村不同社会保障项目对农村居民消费的影响及特征，以期为此方面的研究提供一种新的研究平台和研究思路。

理论上，完善的社会保障体系能促进居民收入增长，改善收入分配，降低不确定性，进而促进居民消费支出增加和消费结构升级。但是社会保障体系的不完善、功能的弱化乃至与经济发展水平的严重不匹配也有可能进一步导致居民缩减消费。因此，社会保障水平应该与经济发展阶段相适应。当前，我国城乡二元社会保障结构特征明显，农村社会保障体系相对滞后，保障水平还比较低。农村社会保障水平对居民消费的影响可能会受到当前社会保障强度的制约，在不同的发展阶段对农村居民消费的影响可能不具有一致性，两者之间的关系很可能呈现非线性结构特征。基于此，本文提出：

假设1：中国农村社会保障对居民消费的影响是非线性的，当社会保障水平达到某一临界值时，其对农村居民消费的影响将由一种状态均衡转变为另一种状态均衡。

假设2：中国现行各地区农村社会保障制度和农村社会保障水平不均衡，各地区农村社会保障对农村居民消费影响的地区异质性与区域异质性并存，在部分地区表现为挤入，在部分地区表现为挤出，但整体上起到了扩大居民消费的积极作用。

2 模型设定

国内外研究一般以生命周期模型的扩展形式作为实证分析社会保障保障消费效应的基础：

CSPit=μi+α0SECit+α1ICMit+α2WEAit+εit（1）

式（1）中，CSPit为居民消费支出；SECit为社会保障支出；ICMit为居民可支配收入；WEAit为居民财富存量。μi为地区间差异的非观测效应；εit为随机扰动项。为了捕捉我国农村社会保障与居民消费之间可能存在的非线性关系特征，本文借鉴哥拉勒兹等（Gonázlez等，2005）的研究，引入当前处理变量之间非线性关系的前沿模型——面板平滑转换模型（PSTR），将式（1）形式拓展为：

CSPit=μi+α0SECit+α1ICMit+α2WEAit+（α′0SECit+α′1ICMit+α′2WEAit）hz（qit；γ，c）+εit（2）

式（2）中，解释变量的回归系数由线性部分αj和非线性部分α′j·hz（qit；γ，c）共同组成。hz（qit；γ，c）为转换函数，是关于转换变量qit的取值在0到1之间的连续有界函数。γ为斜率系数，决定转换的速度；c为转换发生的位置参数，决定转换发生的位置。转换函数通常采用的逻辑函数形式为：

hz（qit；γ，c）=1+exp-γ∏mz=1（qit-cz）-1，γ>0，c1

式（3）中，m表示转换函数hz（qit；γ，c）含有的位置参数的个数。一般根据m=1或者m=2来确定体制转换的状态。当m=1时：

hZ（qit；γ，c）=h1（qit；γ，c）={1+exp[-γ（qit-c）]}-1（4）

显然，limqit→-∞h1（qit；γ，c）=0且limqit→+∞h1（qit；γ，c）=1。当h1（qit；γ，c）=0时，对应的PSTR模型式（2）退化为式（1）形式，称之为低体制；当h1（qit；γ，c）=1时，对应的模型式（2）退化为高体制。

CSPit=μi+（α0+α′0）SECit+（α1+α′1）ICMit+（α2+α′2）WEAit+εit（5）

当转换函数hz（qit；γ，c）在两个极值0和1之间连续变化时，回归系数相应地在αj和αj+α′j之间做连续平滑的变化。而对应模型式（2）就在低体制和高体制之间作连续的非线性平滑转换。

在PSTR模型式（2）中， CSPit关于SECit的边际效应可以表示为：

eit=CSPitSECit=α0+α′0hz（qit；γ，c）；i，t（6）

由于0≤hz（qit；γ，c）≤1，所以eit实际上是α0和α′0的加权平均值，系数α′0>0意味着SECit对CSPit的影响效应随着转换变量的增加而增加；系数α′0<0意味着SECit对CSPit的影响效应随着转换变量的增加而减少。

在对PSTR模型进行估计之前，首先需要检验构建PSTR模型的正确性。常用的办法是借助hz（qit；γ，c）在γ=0处的一阶泰勒展开式来构造一个关于线性参数的辅助回归模型，在m=1时，对应于式（2）的辅助回归函数形式分别为：

CSPit=μi+∑2j=0（αj+λ0α′j）COTj，it

+qit（∑2j=0α′jCOTj，it）+εit（7）

式（7）中， α′j是γ的系数；λ0=hz（qit；γ=0，c）=12；μit=εit+R（yit，γ，c）；R（yit，γ，c）为泰勒展开的余项， COTit代表全体解释变量。

根据泰勒展开式的定义，式（2）在辅助回归模型中检验参数联合约束为零的假设H0：r=0等价于式（7）的零假设H0：α′j=0，其中j=0，1……n。为此，零假设的检验可以通过构造渐进等价的LM、LMF或LRT统计量方便地进行LM、LMF或LRT检验就大样本而言三者是渐进等价的；对于小样本而言，LRT检验的渐进性最好，其次是LM 检验，而LMF检验有时会拒绝原假设，其小样本性质不尽如人意。 ，从而间接实现对原零假设H0：r=0的检验。其检验统计量的具体形式为：

LM=TN（SSR0-SSR1）/SSR0（8）

LMF=[（SSR0-SSR1）/mK]/[SSR0/TN-N-m（K+1）]（9）

LRT=-2[log（SSR1）-log（SSR0）]（10）

式（10）中，SSR0和SSR1分别为在原假设H0：r=0和备择假设H1：r=1下的残差平方和，K为解释变量的个数。如果检验接受原假设H0：r=0，表明不存在非线性效应，应采用线性模型进行分析；如果检验拒绝原假设H0：r=0，表明存在非线性效应，意味着适合采用PSTR模型进行分析。这时为了判断非线性效应是否具有唯一性，还需要进一步进行“剩余非线性效应” 检验，以判断是只存在唯一一个转换函数（H0：r=1），还是至少存在两个转换函数（H1：r=2）。如果拒绝原假H0：r=1，表明至少存在两个转换函数，需继续检验原假设H0：r=2与备择假设H1：r=3，……，以此类推，直到不能拒绝原假设H0：r=r*为止，此时r=r*则为PSTR模型包括的转换函数个数。

3 实证分析

鉴于农村现行相关统计数据的可获性，用农村居民人均纯收入中的转移性收入来衡量农村社会保障整体水平。同时，为了增强结论的解释度和稳健性，选取当前农村社会保障的典型保障项目——政府财政救济和新农合作为农村社会保障子项目的两个衡量指标，从整体与个体视角来全面分析我国农村社会保障对农村居民消费的影响及其特征。其中，政府财政救济保障以农村居民人均享有的农村社会救济费和自然灾害救济费来衡量；新农合发展水平以各地区农村新农合人均筹资额来衡量。居民可支配收入用剔除了转移性收入之后的农村居民人均纯收入来表示；居民财富存量采用农户人均储蓄来替代。实证分析农村社会保障整体水平、政府财政救济和新农合对农村居民消费影响的模型分别定义为模型A、B、C模型A和模型B指标数据跨度为1998～2012年，由于新农合于2007年才实现全覆盖，全面的统计从2008年才开始，因此模型C指标数据跨度为2008～2012年。 。数据均来自相关年份《中国农村统计年鉴》《中国金融年鉴》《中国民政统计年鉴》。实证分析时所有数据均予以对数处理。

分别对三套指标进行检验，所得结果如表1所示。模型A、B、C对应的LM、LMF、LRT统计量均在5%的水平下拒绝了r=0的原假设，表明在三种情况下，解释变量与被解释变量之间的非线性关系特征明显，验证了采用PSTR模型进行估计的正确性。同时，相应检验的三个统计量在15%的显著性水平下均不能拒绝r=1的原

假设， 表明三种情况下均不存在“非线性剩余”， 模型均

只存在一个转换函数，故取r=1。同时，由于三个模型在m=1的BIC和AIC值均小于m=2的情况，因此，最优位置参数选择取m=1。

表2给出了模型A、模型B和模型C的估计结果。结果显示农村社会保障整体水平、政府财政救济和新农合对农村居民消费影响的门槛效应都是显著存在的，且各门槛值前后核心解释变量的符号α0和α′0也相同。表明模型A、模型B和模型C的估计结果稳健、可信。为此，就表2的结果作如下解读：

农村整体社会保障对农村居民消费影响的门槛值为499080（对应于位置参数6213）。在门槛值前后，农村整体社会保障均能显著促进居民消费支出增加，但在跨越门槛值499080之后，其对居民消费的促进作用将进一步增强。表明社保水平较高的地区农村社会保障对居民消费的促进作用更强。就区域异质性来看，仅北京、上海2个地区农村社会保障水平跨越了门槛值499080，表明考察期间这两个地区农村社保支出对居民消费的促进作用强度要明显大于其他地区；但就2012年数据来看，跨越了这一门槛值的地区有22个，主要为经济较发达地区。

政府财政救济对农村居民消费影响的门槛值为109489（对应于位置参数4696），在门槛值前后，政府财政救济支出对农村居民消费的影响均为正，但仅门槛值之后的估计系数显著。表明只有当政府财政社会救济跨越109489的门槛水平之后才能给农村居民消费带来显著的促进作用，低强度的政府财政救济显然无益于农村居民消费增长。同样根据门槛值分析政府财政救济支出对居民消费影响的地区异质性：发现仅广西、贵州、云南、甘肃、青海、宁夏6个省区政府财政救济的平均水平跨越了门槛值109489，表明考察期内我国大部分地区政府财政救济未显著促进居民消费，但就2012年当年来看，跨越了这一门槛值的地区有15个，主要为经济欠发达地区。

新农合对农村居民消费影响的门槛值为323.389（对应于位置参数5780），在门槛值前后，新农合对农村居民消费的影响均表现为促进，但是仅门槛值之后的估计系数显著，表明只有当新农合人均筹资额跨越门槛值323.389之后，其对农村居民消费的促进作用才能有效显现。根据门槛值发现新农合对农村居民消费影响的地区异质性同样显著：仅有北京、上海2个省区农村新农合人均筹资额的平均水平跨越了门槛值323.389，意味着考察期内各地区新农合对农村居民消费的激励效应极其有限。但就2012年数据来看，北京、上海、江苏、浙江、青海、宁夏6个省区跨越了门槛值323.389，表明整体而言，新农合对农村居民消费的激励效应还有相当大的提升空间与潜力。