新型農村社會保障制度對中國農民消費影響研究

摘 要：在經驗性判斷的基礎上，提出新型農村社會保障制度的實施促進了農民生活消費支出水平的提升這一假設。基于2001-2012年的31省市面板數據，對這一假設展開了實證檢驗。結果表明，作為新型農村社會保障制度重要內容之一的新農合的實施，顯著地促進了農民生活消費支出水平的提升；與此不同，新農保的實施，并沒有顯著地促進農民生活消費支出水平的提升。

關鍵詞：新型農村社會保障制度 農民 生活消費

中圖分類號：F014.5 文獻標識碼：A

文章編號：1004-4914（2014）11-013-04

一、引言

自1978年實施改革開放至今，中國的經濟總量實現了30多年的高增長，在經濟發展方面縮小了與發達國家之間的差距，期間人民群眾的生活水平、收入水平等方面也都取得了有效提升，這使得中國在步入本世紀初期后就如期完成了建設總體小康社會的階段性發展目標。在此背景下，黨的十六大確立了全面建設小康社會的新一階段的經濟發展目標，黨的十八大又在此基礎上提出了全面建成小康社會的改革和發展目標。然而從現階段來看，制約中國全面建成小康社會的體制和機制問題在現實中并未完全得到解決，這其中表現得最為突出和嚴峻的，就是中國的城鄉經濟社會二元結構問題。在二元結構的限制下，即便是步入本世紀以來，廣大農村地區的居民在生活水平、收入水平、基本公共服務水平，以及消費水平等方面也一直與城市居民之間存在較大的差距。

應該說，十六大召開后，黨和國家在加快推進城鄉經濟社會一體化、同步化進程方面進行了不懈探索和努力。這其中極具代表的，就是以新型農村合作醫療制度（簡稱“新農合”）和新型農村養老保險制度（簡稱“新農保”）為主要內容的新型農村社會保障制度的建設。自2003年開始，中央啟動了由個人繳費、集體補助、國家資助三者相結合所構成的新農合試點工作，進而事實上邁出了新型農村社會保障制度在廣大農村地區的建設步伐。隨后幾年間，新農合試點工作在我國大陸地區各省市穩步展開和推進。有研究顯示，截止到2006年底，在中國的大陸地區，共有超過1400多個縣（市、區）推行了新農合試點工作；截至2012年底，我國大陸地區參加新農合的總人數達到了8億以上，廣大農民群眾的總體參合率達到95%以上，基本實現了新農合在廣大農民群眾這一群體的全覆蓋。與此同時，自2009年起，中央又在我國的農村地區啟動了由個人繳費、集體補助和政府補貼三者相結合所構成的新農保試點工作，并與新農合一樣，隨后幾年間在我國大陸地區各省市穩步開展和推進，截至2012年底基本實現了廣大農民群眾這一群體的全覆蓋。

很多研究都表明，對于處在市場化改革進程中的中國而言，廣大農民群眾有著較強的預防性儲蓄行為（劉建國，1999；Zhang & Wan，2004；楊霞，2010），也就是說，因對自身未來的身體健康狀況、個人發展，以及收入水平等方面有著較強的不確定性，會在一定程度上削減當前的消費支出。而從福利經濟學關于社會保障的基本理論來看，新型農村社會保障制度在我國廣大農村地區的實施，不僅有利于一定程度上降低廣大農民群眾對于自身未來收入預期的不確定性，也有利于降低其對于自身未來支出的不確定程度。因此新型農村社會保障制度的實施，除了被各界賦予解決農民未來養老，以及看病難、看病貴等問題外，還被寄予了降低廣大農民群眾對于未來收入和支出的不確定性，繼而提升其當前消費支出水平這一厚望。然而到目前為止，關于新型農村社會保障制度的實施是否通過降低廣大農民群眾對于未來的不確定性，而對其當前的消費支出水平產生了顯著的積極影響，尚缺少系統性的研究和論證。

二、經驗性判斷與核心假設

如前所述，新型農村社會保障制度的建設起始于新農合，而新華每日電訊2006年4月12日的一篇報道顯示，自新農合在我國大陸地區的各省市開始試點以來，一個顯著的變化是試點地區農民的就診人次和住院人次明顯增加，其直接帶來的當然就是試點地區的農民在醫療保健方面的消費支出水平得到了一定提升。邏輯上來看，當農民現階段總的消費預算支出水平固定的情況下，醫療保健方面消費支出水平的提高，很可能會對農民其他方面的消費支出產生“擠壓”效應，也即導致農民其他方面的消費支出水平相應降低。另一方面，按照凱恩斯的邊際消費傾向遞減規律，一般來說，隨著人們收入水平的提高，人們的消費支出水平雖然會在總體上隨之提高，但消費支出在收入中所占的比重，則會出現下降的趨勢。

這兩方面的邏輯，似乎使得我們能夠做出一個如下的判斷：隨著近年來農民收入水平在事實上的逐年提升，并且在其他外界條件沒有發生改變的情況下，新型農村社會保障制度在廣大農村地區的實施，會因促進農民群眾醫療保健方面消費支出水平的提升，而相應地降低農民群眾其他方面的消費支出（為方便論述，本文在下面統一將其稱之為生活消費支出）在農民收入中所占的比重。

然而事實的情況并非如我們所判斷的那樣，通過應用2000-2013年中國統計年鑒提供的相關數據進行統計后的結果顯示，1999-2012年間，雖然中國農民的人均純收入水平逐年提升，且2003年新農合實施后，中國農民醫療保健方面的消費支出水平取得了較大提升，但在新農合實施后的幾年間，中國農民生活消費支出占農民人均純收入水平的比重并沒有較之前的幾年出現明顯下降。這尤其體現在新農合實施后的三年間。在這三年間，中國農民生活消費支出占人均純收入的比重還出現了明顯的上升趨勢。

盡管在2006年以后，農民生活消費支出占人均純收入的比重出現了下降，而且在2009年新農保開始實施后，繼續保持了下降趨勢，但是這一比重也并沒有顯著地低于農民收入處于相對較低水平、新農合實施之前的那幾年（見圖1）。當然，這里有必要強調的是，因農民參與新農保是以支付確定數量、較大規模的“保費”為前提的，因此與新農合所產生的可能不同的效應是：新農保的實施，邏輯上也很可能會因使農民在“保費”上發生較大規模的支出而對農民其他方面的消費支出形成擠壓效應。

盡管如此，前述這一有悖于邏輯上判斷的現實結果的出現，很可能直接說明了如下的問題，也即我們所提出的一個核心假設：隨著新型農村社會保障制度的實施，因在一定程度上降低了農民對于未來收入、支出等方面的不確定性，因而在助推了農民醫療保健方面消費支出水平提升的同時，也促進了農民生活消費支出水平的提升。

三、實證檢驗

為進一步驗證前面經驗性判斷中所提出的核心假設是否現實中真正成立，我們進一步構建了相關的計量經濟模型，并應用相關數據，圍繞新型農村社會保障制度的實施是否對農民生活消費支出水平產生了影響，以及到底產生了什么樣的實質性影響這兩個問題展開了實證探索。

（一）核心變量的確定

如前所述，按照邊際消費傾向遞減規律，現實中，人們的消費支出占收入的比重一般會伴隨收入水平的提高出現逐漸減小的趨勢。這也就是說，在探討農民消費支出的影響因素時，必須對農民收入和農民收入的平方這兩個基本變量加以考慮。

與此同時，一般來說，現實中人口撫養負擔方面的變化，也會對人們的生活消費行為和方式產生一定的影響，例如，在同等收入水平、家庭人口數量相同的情況下，擁有老人和兒童數量較多的家庭，一方面可能會在生活消費方面直接就具有較高的需求和支出水平；一方面也很可能因在醫療保健方面具有較高的支出水平而對本家庭的生活消費總支出產生一定的“擠壓”效應。當然，現實中的情況究竟是兩種結果中的哪一種，尚需后面進行具體的實證檢驗。

此外，物價水平也是一個需要充分加以考慮的影響農民消費的因素，雖然在很多研究中，學者們都采用了以之前某一年份為基期的價格指數來反映當年的物價水平，但王宇鵬（2011）的一項研究卻發現，與通過以固定年份為基期而計算得到的物價水平相比，以相對于上一年的物價指數所代表的價格水平，對中國居民消費行為和消費支出水平產生的影響更大。這無疑為我們對于如何選擇價格水平這一因素提供了一個新的思路和準則。

最后，從宏觀層面來看，為實證探索新型農村社會保障制度的實施是否對農民的生活消費支出產生了影響，采用虛擬變量法是一個較為直觀和合理的做法：通過將新型農村社會保障制度中某項具體制度開始實施之前的年份設定為0，將該項制度開始實施及實施之后的年份設定為1，就可以對這項具體制度的落實是否對農民的生活消費產生影響展開定量盤查。

（二）樣本選取

為避免宏觀層面的其他政策或體制變遷對農民生活消費所可能形成的系統性影響。我們首先將研究的時段界定在2001年中國加入世界貿易組織（WTO）之后。以此為基礎，進一步結合數據上的可得性，并以樣本數量滿足實證分析的要求為導向，我們最終選擇了以中國大陸地區31個省市2001-2012年的相關數據作為樣本。

（三）模型設定與數據說明

以前面所界定的核心變量和選取的樣本為支撐，我們構建了如下所述的面板數據模型：

Cit=βxit+ai+μit

其中，C代表農民的人均消費支出水平，i代表樣本中的31個省市，t代表2001-2012年12個年份，x代表前述的人均收入、人均收入的平方、人口撫養比等可能影響農民生活消費支出的系列變量，以及代表新農合、新農保兩項制度是否實施的兩個虛擬變量。當然，除此之外，該模型中的a代表每一個橫截面個體（各省市）不同的常數項，μ則代表具有正態分布特征的隨機誤差項。

在指標數據的選取方面，雖主要是以現實中數據的可得性為主要導向，但同時也全面考慮了指標數據對所對應的解釋變量的反映程度。這其中涉及到的原始數據，全部來自2002-2013年的中國統計年鑒、2002-2006年的中國人口統計年鑒，以及2007-2013年的中國人口和就業統計年鑒。簡要說明如下：

各省市2001-2012年的農民人均生活消費支出，以各省市2001-2012年農村居民除醫療保健消費支出外的人均生活消費支出代表。

各省市2001-2012年的農民人均收入和人均收入的平方，以各省市2001-2012年的農村居民人均可支配收入（元）和農村居民人均可支配收入的平方（元）兩個數據代表。

各省市2001-2012年的農民家庭人均撫養比，以各省市2001-2012年農民家庭平均人口總撫養比（少兒撫養比和老年撫養比之和）來代表。

各省市2001-2012年的農村地區物價指數，以各省2001-2012年農村（相對于上一年的）居民消費價格指數代表。

新農合和新農保，均以虛擬變量來代表。通過查閱相關統計資料后我們發現，在中國大陸地區，除遼寧省自2004年開始實施新農合試點外，余下30個省市均是自2003年開始就實施了新農合試點工作，因此除遼寧省的虛擬變量是從2004年起開始設定為1，將2004年之前設定為0外，其他30個省市均是將虛擬變量從2003年起開始設定為1，將2003年之前設定為0。進一步地，相關統計資料還顯示，自2009年開始，新農保在大陸地區的31個省市全部開始試點實施，為此，對于反映新農保的虛擬變量，我們是通過將各省市2009年以前的年份設定為0，將各省市2009年及隨后的各年設定為1來實現的。樣本數據的主要統計性描述見下表1。

（四）控制變量的加入

除前述幾個核心因素外，很多研究表明，現實中影響農民消費的因素還有很多，如市場經濟體制改革進程、基礎設施建設水平、信息化建設水平、金融體系完善程度等等。因此為較為準確地定量考察前述核心變量對農民生活消費產生的影響，不僅要考慮現實中可能影響農民生活消費支出的其他諸多因素，而且還需要將這些因素對農民生活消費產生的影響在模型中反映和剔除出來。但是應該說，無論是從數據可得性上看，還是從因素的確定和選擇上看，倘若我們試圖將這些因素全部找出來并以相應的數據反映出來，繼而加入到模型之中，那么注定將是非常艱難的，而且也容易引致控制變量選擇的隨意性問題以及內生性問題。兩方面的權衡之下，我們借鑒了欒大鵬和歐陽日輝（2012）的做法，即基于改革開放以來中國市場化改革所具有和表現出的自東向西推進的梯度推移特征，按照國家統計局對于東、中、西三大區域的劃分，在模型中加入I1、I2、I3三個反映市場經濟體制改革進程、基礎設施建設水平等所存在的地區性特征的虛擬變量，借此來控制核心變量外的一系列其他因素對我國農民生活消費支出產生的影響。比如，對于I1來說，若某一省市屬于東部地區，那么就將其設定為1；若某一省市不屬于東部地區，那么就將其設定為0。對于代表中部地區虛擬變量的I2和代表西部地區虛擬變量的I3，設定的邏輯同樣如此。

（五）模型形式確定

按照有關的統計學原理，對于面板數據模型，可依據誤差項與解釋變量是否有正交關系，而進一步地被劃分為固定效應模型和隨機效應模型。特別是當截面個體數多于年份長度時，對于面板數據模型具體形式的確定至觀重要。因為在這種情況下，基于兩種形式對以同樣數據為樣本的面板數據模型展開回歸，得到的結果很可能出現非常大的差異。

為確定我們前面所設定的面板數據模型的具體形式，我們應用了豪斯曼（Hausman）檢驗法。檢驗結果拒絕了模型具有隨機效應這一原假設，也就是說，應將我們所設定的面板數據模型進一步確定為固定效應模型。

確定了所設定的面板數據模型屬于固定效應模型后，就可進一步結合所選取的樣本數據，圍繞新型農村社會保障制度的實施對農民生活消費的影響展開回歸分析。由于文化、資源稟賦條件、區位和環境差異等因素的存在，現實中代表各省市的誤差項的方差可能會出現不一致性的情況，這使得如果對模型直接展開回歸，那么很可能會導致實證回歸的結果與現實中的情形存在偏差。

為避免這一可能情況，我們采用了懷特截面方法。并通過進一步地采用廣義最小二乘法，得到了如下表3所示的主要回歸結果：

其中，調整后的R2達到了0.988，說明模型的整體擬合情況非常好。從回歸結果中各解釋變量的具體系數及其顯著性上來看，第一，農民人均純收入前面的系數不僅表現為正，而且通過了顯著性檢驗；農民人均純收入平方前面的系數不僅表現為負，而且也通過了顯著性檢驗，這些都與我們前面作出的基本描述相一致。

第二，農民家庭人均撫養比前面的系數不僅在數值上表現為負，而且也通過顯著性檢驗，這證明了我們在前面對于農民家庭人口撫養比影響農民生活消費所作出的后一種假設，即隨著農民家庭在人口撫養負擔上的加重，不僅農民家庭會在醫療保健消費方面更多地支出，而且也會相應地擠壓繼而減少生活消費方面的支出水平。

第三，農村居民消費價格指數前面的系數，雖沒有通過顯著性檢驗，卻在數值上顯著地表現為負。直觀上來看，這一結果雖然與我們前面所作出的基本描述并不一致，然而應該注意到的是，其仍能夠說明隨著消費價格指數的提高，通貨膨脹水平的加劇，盡管不一定會降低農民的生活消費支出水平，但在消費支出水平保持固定的情況下，價格水平的上升也就直接意味著農民對于相關商品購買數量的減少。

第四，從地區來看，代表東部地區的虛擬變量前面的系數表現為負，且通過顯著性檢驗，代表中部地區和西部地區的兩個虛擬變量前面的系數，均未能通過顯著性檢驗。因此總體的回歸結果說明了，近年來，中部地區和西部地區的農民群眾，較東部地區的農民群眾相比有著更高的消費需求。

第五，我們所最為關心的新型農村社會保障制度中，代表新農合的虛擬變量前面的系數不僅表現為正，而且通過了顯著性檢驗；與此種情況不同，代表新農保的虛擬變量前面的系數，并沒有通過顯著性檢驗。這說明隨著新農合的實施，在促進農民群眾醫療保健消費支出水平提升的同時，也因降低了農民群眾對于未來的不確定性而促進了農民生活消費支出水平的提升；而隨著新農保的實施，雖然也在一定程度上降低了農民群眾對于未來的不確定性，但是由于農民在“保費”上產生了較大支出，因而也就未能進一步地促進農民生活消費支出水平的提升。

四、結論與啟示

綜合經驗判斷基礎上所提出的核心假設，并開展相關的實證研究，我們發現，對于新型農村社會保障制度，因能夠降低農民群眾對于未來收入和支出方面的不確定性，因而總體上會在促進農民群眾醫療保健消費支出水平的提升的同時，顯著地促進農民群眾生活消費支出水平的提升。而在這其中，真正發揮作用的則是新農合制度。對于新農保制度，因農民參保或付出一定數量和規模的“保費”，因而該項制度的實施雖會降低農民群眾對于未來收入和支出的不確定性，但是在支付確定數量“保費”所產生的“擠壓”效應下，并未能夠促進農民群眾消費支出水平的提升。這一總體研究結論的政策意義在于：繼續完善落實新農合制度，解決新農合制度落實過程中所出現的各種不合理的矛盾和問題，將能夠進一步促進廣大農民群眾生活消費支出水平的提升，繼而進一步促進國內總體消費支出水平的提升。

我們的實證研究還發現，與東部地區的農民群眾相比，中部地區和西部地區的農民群眾有著更高的消費需求。為此在今后，以中央提出的繼續落實西部大開發戰略、努力形成中部地區新的增長極等政策方針為契機，促進中西部地區農民群眾收入水平更加快速的提升，則是提高中西部地區廣大農民群眾消費支出水平，乃至提高國內整體消費需求水平的又一條重要途徑。

[本文系國家社科基金項目“農業土地經營制度創新評估與改革取向研究（13BJY095）階段性成果。]

參考文獻：

[1] 王艷玲，欒大鵬.新農合與中國農民食物消費：經驗判斷和實證研究[J].天府新論，2014（4）

[2] 劉建國.我國農戶消費傾向偏低的原因分[J].經濟研究，1999（3）

[3] Zhang，Y.and G.Wan. Liquidity Constraint，（下轉第21頁）（上接第15頁）Uncertainty and Household Consumption in China[J]. Applied Economics，2004（19）

[4] 楊霞.我國農村居民預防性儲蓄行為研究[J].大眾商務，2010（6）

[5] 王婭妮.360億：農村合作醫療消費需求等待“釋放”[EB/OL].大眾科技網，http：//www.cpst.net.cn/dzkjb/2006/0430/10%A3%AD2.htm，2006.4.30

[6] 王宇鵬.人口老齡化對中國城鎮居民消費行為的影響研究[J].中國人口科學，2011（1）

[7] 欒大鵬，歐陽日輝.生產要素內部投入結構與中國經濟增長[J].世界經濟，2012（6）

[8] 王艷玲.新農合與中國農民食物消費：經驗判斷和實證研究.廣西社會科學，2014（5）

[9] 丁正智，趙士祥.提高農民收入與增值稅政策的協調.稅收與企業，2003（11）

（作者簡介：程聞碩，中國社會科學院研究生院政府政策系博士研究生 北京 102488）

（責編：賈偉）