中國區(qū)域間農村社會保障對居民消費的影響

紀江明 趙毅

(1.上海交通大學國際與公共事務學院，上海 200030;2.四川大學公共管理學院，四川 成都 610064)

當代中國的社會轉型，是經(jīng)濟、政治、文化等諸領域多極聯(lián)動的總體性變遷過程，其中最為基礎性的變革，就是“國家－社會”關系模式的調整。這一時期，全社會的生存性壓力逐步減弱，發(fā)展性壓力日益凸顯，其中，地區(qū)之間、城鄉(xiāng)之間的基本公共服務差距問題(即公共服務均等化問題)日益凸顯。以農村社會保障為例，在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平存在差異的情況下，實行屬地化管理方式的農村社會保障在區(qū)域之間存在顯著差異，在一定程度上，使得本應以促進社會公正為目標的社會保障制度，在我國反而變成了導致社會不平等的來源，反映在對農村居民消費方式的影響上，就是導致中西部農村地區(qū)消費支出(或生活水平)的下降。本文將研究區(qū)域間農村社會保障對居民消費的影響。

1 理論與經(jīng)驗研究述評

關于社會保障與居民消費之間的理論關系，學者們的爭論焦點在于社會保障是否可以縮小居民社會差距(含消費差距)、促進居民消費支出。

早期的學者一般認為社會保障通過收入再分配，調節(jié)了地區(qū)居民收入差距，緩解了地區(qū)貧富差距，擴大了貧困地區(qū)居民的邊際消費能力。1920年，福利經(jīng)濟學的創(chuàng)始人庇古指出，1］，可以通過向窮人進行直接轉移收入，如舉辦一些社會保障和社會服務設施，來減輕貧富差距;凱恩斯［2］也極力推舉實施政府干預，如實行“普通福利”政策，來解決收入分配不公平問題。二次大戰(zhàn)結束以后，社會保障制度在西方得到迅速發(fā)展。其中，北歐多數(shù)國家以“福利國家”著稱，為國民提供了“從搖籃到墳墓”的福利計劃。福利政策的推行極大地刺激了這些國家消費需求的增長，對經(jīng)濟發(fā)展起到了重要的促進作用。

貝利提出［3］，政府部分加大公共物品和公共服務支出，能促進私人消費。菲爾德斯坦提出養(yǎng)老社會保障對居民儲蓄有兩種效應［4］，即替代效應和引致退休效應，并運用擴展的生命周期假說模型，選取1929－1971年美國的總量數(shù)據(jù)，考察了美國養(yǎng)老社會保障與居民消費之間的關系，實證結果表明，沒有社會保障體系與存在社會保障的情況相比，居民儲蓄將增加50%－100%。丹齊格等的研究支持了費爾德斯坦的結論，但認為社會保障對消費的正效應并沒有費爾德斯坦估計的那么大。達杰克和井堀利宏分別通過實證研究，分析了政府支出的臨時性增加和持久性增加對促進私人消費的不同影響。

然而，有許多學者發(fā)現(xiàn)，社會保障可能減少居民消費。布林德運用兩種方法檢驗了收入分配、再分配與總消費的關系，結果發(fā)現(xiàn)收入再分配(含社會保障)或者對居民消費沒有影響，或者減少了居民消費［5］。科特里科夫采用橫截面數(shù)據(jù)進行實證檢驗，發(fā)現(xiàn)社會保障減少了消費。雷默爾和萊斯諾伊指出費爾德斯坦模型構建的一個主要缺陷是他對那些將有資格成為各種不同社會保障收益享有者人數(shù)的估計，特別是他的模型的計算程序存在著眾多缺陷:給定制度內人口的就業(yè)現(xiàn)狀，模型沒有隨著確定收益的條件概率的變化而作出調整;忽視了女性參加工作的比例的重大變化;沒有包括當前領取福利金的女性。雷默爾和萊斯諾伊的進一步研究表明，社會保障可能減少消費。

雖然社會保障對居民消費的影響既有積極的一面，也存在消極的一面，但許多學者認為，在中國經(jīng)濟社會轉型期，社會保障作為國家或政府調節(jié)居民收入的一種手段，其主要作用是改善中西部貧困地區(qū)居民、低收入階層的收入狀況，改善人們的心理預期，對居民的收入水平和收入路徑以及對未來的預期產生影響，從而滿足居民的基本需求、促進消費支出。實證研究也表明，社會保障制度與居民消費行為存在密切聯(lián)系，健全社會保障制度有利于擴大居民消費;作為對國民收入進行再次分配和使用的一種特殊形式，社會保障會對社會成員的外部環(huán)境和內在主體設定產生影響，進而影響到居民的消費行為［6］。美國俄亥俄州立托列多大學亞洲研究所張欣教授通過建立數(shù)學模型得出結論:社會保障支出對促進消費、增加產出的作用非常明顯，即中國每增加100億元社會保障支出，可以增加155億元的產出。

就當前來說，由于我國地區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展的差距，帶來社會保障財政負擔、社會保障支出水平的地區(qū)差異，比如有的地區(qū)社會保險結余資金上百億元，有的地區(qū)社會保險連年赤字，基本支付難以保證。這一差異勢必會影響社會保障財政負擔重的地區(qū)政府的其他財政支出，這可能會進一步擴大各區(qū)域之間的經(jīng)濟和社會福利差距，從而進一步擴大地區(qū)居民之間的收入差距、消費差距。另外，在社會轉型期，不同地區(qū)的文化背景、城市化進程和收入分配公平性(GINI系數(shù))對社會保障改革發(fā)展、居民消費的影響也不同，這些都加大了地區(qū)社會保障與居民消費支出關系的復雜性。雖然前人對社會保障與居民消費的關系進行了大量研究，但鮮有人研究農村社會保障差異對農村居民消費支出的影響。

2 研究設計

2.1 假設

根據(jù)以上分析，提出假設:轉型期省級農村社會保障對農村居民消費支出有重要影響，這一影響又存在明顯的區(qū)域差異，表現(xiàn)在不同的影響效應(正向或負向)、不同的影響程度。

2.2 變量設計

為便于研究，對我國各地區(qū)域進行劃分，主要分為東部、東北、中部和西部4個地區(qū)。東部地區(qū)包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南;東北地區(qū)包括:遼寧、吉林、黑龍江;中部地區(qū)包括山西、河南、湖北、湖南、安徽、江西;西部地區(qū)包括內蒙古、廣西、重慶、四川、云南、貴州、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。這種劃分不包括我國港、澳、臺地區(qū)。

由于各類統(tǒng)計年鑒上無農村社會保障支出數(shù)據(jù)，一般用人均轉移性收入數(shù)據(jù)來衡量社會成員享受社會保障待遇的高低程度［7］。1991年國家統(tǒng)計部門才開始設立城鄉(xiāng)轉移性收入統(tǒng)計項目，所以本文研究1991－2008年農村社會保障對居民消費支出影響的區(qū)域差異。根據(jù)新轉型理論［8］，我國現(xiàn)階段的轉型主要是指經(jīng)濟和社會發(fā)展方式的轉型，包括收入分配領域、城市化模式和產業(yè)升級路徑的改革，所以本文將人均GDP、居民收入GINI系數(shù)、城市化率作為控制變量。主要變量的描述性統(tǒng)計見表1。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計Tab.1 Descriptive statistics of main variables

針對本文提出的假設，建立以下模型進行分析:

GINI系數(shù)用來衡量地區(qū)農村居民收入的公平性;城市化率(城市人口占總人口比重)用來衡量地區(qū)城市化進程對居民消費的不同影響。

2.3 數(shù)據(jù)來源

根據(jù)1991－2008年《國家統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)，采集歷年各省農村人均轉移性收入數(shù)據(jù)。

根據(jù)國家統(tǒng)計局提供的GINI系數(shù)計算方法，計算歷年農村居民收入的GINI系數(shù);根據(jù)歷年《國家統(tǒng)計年鑒》、各省市統(tǒng)計年鑒，計算歷年各省城市化率(城市人口占總人口比重)。以1991年價格指數(shù)為100。

2.4 研究方法

本研究將利用Panel Data模型，深入分析省級農村社會保障對居民消費支出影響的地區(qū)差異。

Panel Data模型的一般形式為:

其中，α為截距系數(shù)，β為斜率系數(shù)，ut為隨機誤差項，且ut～iid(0，σ2)。下標n代表不同個體(地區(qū))，t代表時間(年)。

3 實證分析

3.1 構建模型

根據(jù)上述研究方法，為了衡量省級農村社會保障對居民消費支出影響的區(qū)域差異，將模型(2)表示為:

為了因變量、自變量、控制變量的數(shù)值處于一個量綱上，以及數(shù)據(jù)的平滑性，對方程兩邊變量取自然對數(shù):

其中，α為截距系數(shù)，β為斜率系數(shù);D為控制變量;ut為隨機誤差項，且ut～iid(0，σ2);下標 n代表不同個體(地區(qū))，t代表時間(年)。

面板數(shù)據(jù)模型可以劃分為3種形式:無個體影響的不變系數(shù)模型(混合回歸模型)、含有個體影響的變截距模型和含有個體影響的變系數(shù)模型。通過F檢驗，樣本數(shù)據(jù)符合變系數(shù)模型。

再應用Hausman提出的基于隨機效應估計量與固定效應估計量兩者差異的檢驗，確定選擇固定效應模型。

為避免偽回歸問題，采用ADF檢驗方法對 X，Y，D1，D2，D3進行平穩(wěn)性檢驗。結果表明，4個地區(qū)的X，Y，D1，D2，D3均在5%的顯著水平下拒絕單位根假設，均為平穩(wěn)性列，可以用于回歸分析。

3.2 面板數(shù)據(jù)模型參數(shù)估計

由于各地區(qū)農村社會保障和居民消費支出結構存在一定差異，為消除異方差性和序列相關性現(xiàn)象的影響，選擇Cross Section Weights估計方法對模型(4)進行參數(shù)估計。

(1)東部地區(qū)農村社會保障對居民消費支出影響的回歸結果見表2。模型1不包括控制變量D1、D2、D3，結果表明，在沒有控制變量的情況下，1991－2008年，X(農村人均轉移性收入)對Y(農村居民人均消費支出)的影響均具有高度的統(tǒng)計顯著性(P＜0.01)。

表2 東部地區(qū)農村社會保障對居民消費支出影響的回歸結果Tab.2 Cross Section Weights regression results in eastern region

模型2、模型3、模型4分別表示每增加一個控制變量，X對Y的影響。模型4是包括各控制變量的完整模型，結果表明，X，D1(人均 GDP)，D2(GINI系數(shù))對 Y 的影響達到極顯著水平(P＜0.01)，D3(城市化率)對Y沒有影響。

(2)東北地區(qū)農村社會保障對居民消費支出影響的回歸結果見表3。模型1不包括控制變量D1，D2，D3，結果表明，在沒有控制變量的情況下，1991－2008年，X(農村人均轉移性收入)對Y(農村居民人均消費支出)的影響均具有高度的統(tǒng)計顯著性(P＜0.01)。

模型2、模型3、模型4分別表示每增加一個控制變量，X對Y的影響。模型4是包括各控制變量的完整模型，結果表明，X，D1(人均GDP)，D3(城市化率)對 Y的影響達到極顯著水平(P＜0.01)，D2(GINI系數(shù))對Y沒有影響。

(3)中部地區(qū)農村社會保障對居民消費支出影響的回歸結果見表4。模型1不包括控制變量D1，D2，D3，結果表明，1991－2008年，X(農村人均轉移性收入)對Y(農村居民人均消費支出)的影響均具有高度的統(tǒng)計顯著性(P＜0.01)。

表3 東北地區(qū)農村社會保障對居民消費支出影響的回歸結果Tab.3 Cross Section Weights regression results in northeast region

表4 中部地區(qū)農村社會保障對居民消費支出影響的回歸結果Tab.4 Cross Section Weights regression results in middle region

模型2、模型3、模型4分別表示每增加一個控制變量，X對Y的影響。模型4是包括各控制變量的完整模型，結果表明，X，D1(人均GDP)對Y的影響達到極顯著水平(P＜0.01)或顯著水平(P＜0.05)，而 D2(GINI系數(shù))、D3(城市化率)對Y沒有影響。

(4)西部地區(qū)農村社會保障對居民消費支出影響的回歸結果見表5。模型1不包括控制變量D1、D2、D3，結果表明，1991－2008年，X(農村人均轉移性收入)對Y(農村居民人均消費支出)的影響具有高度的統(tǒng)計顯著性(P＜0.01)。

模型2、模型3、模型4分別表示每增加一個控制變量，X對Y的影響。模型4是包括各控制變量的完整模型，統(tǒng)計結果表明，X、D1(人均 GDP)、D3(城市化率)對 Y的影響達到極顯著水平(P＜0.01)，D2(GINI系數(shù))對Y沒有影響。

表5 西部地區(qū)農村社會保障對居民消費支出影響的回歸結果Tab.5 Cross Section Weights regression results in middle region

因此，在存在D1，D2，D3控制變量的情況下，不同區(qū)域X對Y的影響有不同的系數(shù)(均為正數(shù))，充分表明農村社會保障對居民消費支出的影響程度存在顯著的區(qū)域差異。本文提出的假設只得到了部分驗證，即轉型期農村社會保障對農村居民消費支出的影響程度存在明顯的區(qū)域差異，但影響效應都是正向的。

4 結論與討論

由于受地方經(jīng)濟發(fā)展水平和地方政府的財政狀況的限制，當前中國農村居民最低生活保障的覆蓋面和保障力度具有明顯的區(qū)域差別。

各地區(qū)農村社會保障對其農村居民消費支出均有不同程度的顯著影響。具體來說，東部地區(qū)的農村社會保障系數(shù)為0.262，說明東部地區(qū)農村社會保障每增加1%，會促進居民消費支出增加0.262%;中部地區(qū)的農村社會保障系數(shù)為0.237，說明中部地區(qū)農村社會保障每增加1%，會促進居民消費支出增加0.237%;東北地區(qū)的農村社會保障系數(shù)為0.145，說明東北地區(qū)農村社會保障每增加1%，會促進居民消費支出增加0.145%;西部地區(qū)的農村社會保障系數(shù)為0.087，這說明西部地區(qū)農村社會保障每增加1%，會促進居民消費支出增加0.087%。可見，東部地區(qū)的這一影響程度最大，西部地區(qū)最小，但影響效應都是正向的。

另外，不同區(qū)域農村居民收入公平性、城市化進程、經(jīng)濟發(fā)展水平不同，對農村居民消費支出的影響也不同。我國地域遼闊，不同區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平差距很大，一般而言，在經(jīng)濟比較發(fā)達的東部沿海地區(qū)，農村社會保障水平較高，而西部地區(qū)農村社會保障水平很低，對農村居民消費支出帶來影響。由于區(qū)域間農村社會保障發(fā)展基礎、發(fā)展條件以及對社會保障的要求等存在著差異，完全的均衡發(fā)展也不現(xiàn)實。農村社會保障具有準公共品的性質(最低生活保障制度屬于純公共品;農村養(yǎng)老保險制度和農村醫(yī)療保障制度則屬于準公共品)，中央政府在公共物品供給方面應當承擔更大的責任［11］，既要承擔制度設計和制度實施的責任，更要加大財政轉移支付力度，因地制宜地發(fā)展農村社會保障:在經(jīng)濟較發(fā)達地區(qū)，重點發(fā)展社會保險項目和社會福利項目，以農村合作性的保障為主;在欠發(fā)達地區(qū)重點發(fā)展社會救濟和社會福利，以地方政府的保障為主，逐步縮小區(qū)域間農村社會保障差距，促進中西部貧困農村地區(qū)消費支出和生活水平的提高。

References)

［1］Keynes J M.The General Theory of Employment，Interest，and Money［M］.New York:Harcourt，Brace，and Co.，1936:92－98.

［2］Bailey M National Income and Price Level［M］.New York:Mcgraw hill，1971:154－170.

［3］Feldstein M.Social Security，Induced Retierment and Aggregate Capital Accumulation［J］.Journal of Political Economy，1974，82(5):905－926.

［4］Leimer D R，Lesnoy S D.Social Security and Private Saving:New Time-series Evidence［J］.Journal of Political E－ conomy，1982，90(3):606－629.

［5］Blinder A S.A Model of Inherited Wealth［J］.Quarterly Journal of Economics，1975，(87):946－970.

［6］田建軍.農村社會保障對農村消費需求的拉動分析［J］.現(xiàn)代經(jīng)濟探討，2007，(1):43－45.［Tian Jianjun.Analysis on the Impact of Rural Social Security on Rural Consumption［J］.Modern Economic Research，2007，(1):43－45.］

［7］劉志英.社會保障與貧富差距研究［M］.北京:中國勞動社會保障出版社，2006.［Liu Zhiying.Research on Social Security＆ Gap between the Rich and the Poor［M］.BeiJing:China Human Resources and Social Security Publishing Group，2006.

［8］陳憲.轉型就是改革［N］.解放日報，2010－12－21.［Chen Xian.Transformation is to Reform［N］.JieFang Daily，2010－12－21.］

［9］Musgrave R.Public Finance in Theory and Practice［M］.New York:McGraw-Hill Book Co.1989:445－456.