張艷, 金煒皓,2

(1. 江蘇師范大學 商學院, 江蘇 徐州 221116; 2. 南京師范大學 教育科學學院, 江蘇 南京 210024)

一、問題的提出

“十四五”時期是我國經(jīng)濟由高速增長轉入高質量發(fā)展的攻關期。面對當前不穩(wěn)定性不確定性較強的經(jīng)濟形勢,迫切需要以加快形成強大國內市場為核心暢通國內大循環(huán),推動構建新發(fā)展格局[1]。形成強大國內市場要求從民眾最終需求角度出發(fā)拓展內需潛力。黨的二十大報告強調,“著力擴大內需,增強消費對經(jīng)濟發(fā)展的基礎性作用”。居民消費是內需的基礎,是社會總產(chǎn)品價值實現(xiàn)的重要環(huán)節(jié)[2],因而促進居民消費是暢通國內大循環(huán)的重點。而與二元分割的經(jīng)濟體制相對應,我國城鄉(xiāng)居民消費也呈現(xiàn)出“二元”特征。已有研究表明,盡管我國城鄉(xiāng)居民消費水平均不斷提高,但農(nóng)村居民的消費額和消費層次都顯著低于城鎮(zhèn)居民,城鄉(xiāng)消費差距明顯[3]。據(jù)國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù),2022年我國城鎮(zhèn)居民人均消費支出30391元,農(nóng)村居民人均消費支出16632元,城鄉(xiāng)消費支出比為1.83。由此,提振農(nóng)村消費是擴大內需進而推動高質量發(fā)展的關鍵之舉,也是發(fā)展成果由人民共享的應有之義。

影響農(nóng)村居民消費的因素是錯綜復雜的,而社會保障無疑是其中十分重要的一項。根據(jù)已有研究,無論是發(fā)達國家還是發(fā)展中國家,當家庭面臨健康沖擊時,其消費支出均將顯著下降[4-6],且這一效應在發(fā)展中國家更為明顯[7]。此外,對未來收入和支出的不確定性也將增加家庭的預防性儲蓄并降低消費[8]。農(nóng)村家庭的脆弱性使得疾病和養(yǎng)老等問題對消費的影響更加突出?；诖?在關于擴大農(nóng)村居民消費的研究上,社會保障作為托住民生的“安全網(wǎng)”,一直是學者們關注的重點。而在新冠疫情沖擊導致經(jīng)濟中的不確定性不穩(wěn)定性增強的背景下,對社會保障與農(nóng)村居民消費的關系展開研究具有更為重要的現(xiàn)實意義。對此,本文擬在揭示影響機理的基礎上,定量測度社會保障影響農(nóng)村居民消費的數(shù)量關系。具體而言,擬重點分析三個問題:一是以“社會保障滿意度”作為解釋變量,從整體層面測度社會保障對農(nóng)村居民消費的影響;二是引入“是否參加農(nóng)村基本養(yǎng)老保險”和“是否參加新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險”兩個虛擬變量,從細分層面測度不同的社會保障項目對農(nóng)村居民消費的不同影響;三是采用分位數(shù)回歸方法,進一步測度不同消費層次上社會保障對農(nóng)村居民消費的影響。相關研究結論為完善我國農(nóng)村社會保障制度提供了可能的參考。

二、文獻回顧

居民消費與微觀經(jīng)濟學中個體效用以及宏觀經(jīng)濟學中社會總需求等均相關,學界已對其展開了大量的研究。從上世紀30年代中期開始,消費有關理論的演進大致可分為確定性條件下和不確定性條件下的消費理論,自50年代開始對居民消費決策的研究由即期拓展到了跨期。在消費需求理論方面,Modigliani的生命周期理論、Friedman的持久收入假說以及Hall的隨機游走假說等具有代表性和劃時代意義,為后續(xù)對居民消費的研究奠定了基礎。基于這些理論,國內學者結合實際情況研究了我國居民的消費行為,并取得了一些較有價值的成果,比如李曉西、姜百臣等[9-11]。這些研究成果為深入分析我國農(nóng)村居民消費行為提供了良好的基礎。

隨著我國農(nóng)村社會保障制度的逐步完善,其對居民消費的影響也日益成為關注的重點。早期研究大多采用經(jīng)驗歸納法和統(tǒng)計分析法研究兩者的關系[12-14],并得出一致結論:社會保障對農(nóng)村居民消費具有促進作用。政府的福利保障開支提高了居民的邊際消費能力,因而加快社會保障體系建設是啟動農(nóng)村居民消費的關鍵。然而,這些研究結論缺乏相應的理論分析框架,更缺少基于理論所構建模型的實證檢驗,說服力略顯不足?，F(xiàn)階段不少學者開始建立社會保障影響居民消費的模型,在此基礎上通過實證檢驗測度兩者間的數(shù)量關系。大部分研究認為社會保障對農(nóng)村居民消費具有促進作用。如唐娟莉和倪永良以生命周期理論為基礎構建模型并進行實證檢驗,發(fā)現(xiàn)在我國東中西部地區(qū)社會保障對農(nóng)村居民消費均存在正向影響。其中,東部地區(qū)的正向影響最強,中部地區(qū)次之,西部地區(qū)最弱[15]。這一結論與紀江明和趙毅[16]的研究結果較為一致。范辰辰和李文采用山東省135個縣(市、區(qū))2007-2012年的面板數(shù)據(jù)進行實證研究,發(fā)現(xiàn)新農(nóng)保對農(nóng)村居民消費具有顯著的刺激效應,其作用機制主要為提高居民的消費意愿,而對其消費能力并無明顯影響[17]。姜百臣等通過構建協(xié)整模型和誤差修正模型進行分析,發(fā)現(xiàn)社會保障對農(nóng)村居民消費行為具有引致效應,且短期影響較弱,長期影響更強[18]。與之不同,涂玉華以生命周期理論為基礎的實證研究卻表明,長期內社會保障支出將提高農(nóng)村居民的消費,而短期內這一影響并不顯著[19]。

也有部分研究得出了相反的結論。謝文建立協(xié)整和向量誤差修正模型進行實證分析,發(fā)現(xiàn)社會保障支出對農(nóng)村居民消費具有擠出效應[20]。劉新、劉偉和胡寶娣的實證研究發(fā)現(xiàn)社會保障支出對消費不存在Granger影響,社會保障支出增加不僅未消除居民的不確定性預期,反而擠出了居民消費[21]。白重恩等的研究表明盡管養(yǎng)老保險覆蓋率的提升有助于刺激消費,但在繳費前收入水平和覆蓋率狀況給定的情況下,提高保險繳費率會抑制家庭消費[22]。楊芷晴和袁玉潔基于生命周期理論進行實證研究,發(fā)現(xiàn)社會保障與農(nóng)村居民消費之間長期存在的關系在一定程度上抑制了當前消費[23]。楊天宇和王小婷的研究發(fā)現(xiàn),社會保障制度存在靜態(tài)缺陷,現(xiàn)階段社會保障體系還不完善,其中保障制度的變革致使消費降低,主要體現(xiàn)在居民資產(chǎn)替代效應“擠出”部分的居民消費[24]。

此外,還有部分研究發(fā)現(xiàn)社會保障對農(nóng)村居民消費的影響具有門檻效應以及階段性和地域性差異等。如肖攀等采用PSTR模型研究發(fā)現(xiàn),在門檻值4.181和5.001前后,社會保障促進了農(nóng)村居民的通訊和交通支出以及食品消費支出;在門檻值5.085前后,社會保障對農(nóng)村居民衣著消費的影響由抑制轉為促進。同時,社會保障對農(nóng)村居民消費的影響具有顯著的地域差異。經(jīng)濟相對落后地區(qū),政府財政救濟對農(nóng)村居民消費的促進作用更為顯著;而經(jīng)濟相對發(fā)達地區(qū),新農(nóng)合、農(nóng)村整體社會保障對居民消費的促進作用更強[25]。曹普橋和李冰楓的研究則表明當社會保障支出低于某一臨界值時將掉入“吉芬陷井”,此時社會保障支出并不能促進農(nóng)村居民的消費[26]。楊志明以生命周期理論為基礎構建模型并進行實證研究,發(fā)現(xiàn)短期內社會保障對農(nóng)村居民消費有擠出效應,且存在地區(qū)差異性,長期來看,社會保障總體和局部對農(nóng)村居民消費均起到正向促進作用[27]。

綜合而言,現(xiàn)有關于社會保障對農(nóng)村居民消費的影響的研究有這樣幾個特點:一是在研究對象上,多是以農(nóng)村居民作為一個整體展開研究,考察農(nóng)村居民消費層次的差異以及與之相對應的影響的差異的文獻還很少。二是在指標選取上,絕大多數(shù)研究以轉移性收入或政府的社會保障支出作為社會保障的度量指標,在此基礎上定量測度社會保障與農(nóng)村居民消費的數(shù)量關系。但是,結合實際情況來看,以轉移性收入作為度量指標可能存在一定的不足:一是轉移性收入除涉及國家、社會團體等對居民家庭的轉移性支付外,還包括居民家庭間的收入轉移,以這一指標作為社會保障的度量變量擴大了“社會保障”概念的外延;二是轉移性收入指標未能充分反映農(nóng)村居民所承擔的社會保障成本。社會保障中的養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險等保障項目是以個人參保繳費為前提的,以轉移性收入作為社會保障的度量指標可能會忽視個人參保支出引發(fā)的“損失感”和流動性約束效應等對其消費支出的影響。但是政府的社會保障支出很少能夠細分到農(nóng)村居民這一層次上,所以以這一指標來研究農(nóng)村社會保障略顯不足。

基于對現(xiàn)有文獻的分析,本文的研究嘗試從以下方面進行創(chuàng)新:一是在研究對象上,將農(nóng)村居民按照消費層次進行細分,在此基礎上采用分位數(shù)回歸方法測度社會保障對不同消費層次農(nóng)村居民的消費的影響。二是以“社會保障滿意度”作為社會保障的度量指標進行實證分析。社會保障滿意度是居民在綜合考慮社會保障的繳費負擔、覆蓋面、補助標準和服務質量等多項指標后的主觀評價[28-30],能夠較為全面地反映社會保障通過調節(jié)收入分配和穩(wěn)定預期①等渠道對居民消費的影響。這一綜合性指標在一定程度上克服了采用諸如覆蓋率、轉移性收入和補助標準等單一指標時所可能存在的片面性。三是本文引入了“是否參加農(nóng)村基本養(yǎng)老保險”和“是否參加新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險”兩個虛擬變量進行分析,以區(qū)分不同的社會保障項目對農(nóng)村居民消費的影響。通過對影響的差異進行比較,嘗試為農(nóng)村社會保障制度改革找到著力點與側重點。

三、影響機理分析

從影響機理來看,社會保障對農(nóng)村居民消費具有促進和抑制兩個方向的作用,而凈效應取決于兩個作用的相對大小。其中,促進作用主要體現(xiàn)為收入分配效應和預防性儲蓄效應,而抑制作用主要體現(xiàn)為引致退休效應和流動性約束效應。如圖1所示。

圖1 社會保障影響農(nóng)村居民消費的傳導機理

(一)社會保障促進農(nóng)村居民消費的機理分析

1.社會保障通過收入分配效應促進農(nóng)村居民消費

收入分配效應指通過縮小居民的收入差距,提高整體居民的邊際消費傾向,從而增加全社會的消費。對于整個社會而言,社會保障是國家干預經(jīng)濟社會運行的一種重要手段。借助于社會保險、社會福利、社會救助和社會捐贈等項目,社會保障在初次分配、再分配和三次分配等環(huán)節(jié)調節(jié)著整個社會中的居民收入分配,其總體趨勢是實現(xiàn)了收入由較高者向較低者的轉移,縮小了收入差距。根據(jù)凱恩斯的絕對收入理論,邊際消費傾向隨著收入的增加而降低。因而,窮人比富人具有更高的邊際消費傾向。當社會保障通過收入分配功能縮小了居民的收入差距時,整個社會的邊際消費傾向提高,消費增加。

2.社會保障通過預防性儲蓄效應促進農(nóng)村居民消費

預防性儲蓄效應指社會保障在一定程度上替代了居民為應對未來不確定性而進行的儲蓄,從而增加了居民的當前消費。理性的消費者在進行消費決策時是以實現(xiàn)一生效用最大化為目標的,由于未來的收入和支出具有一定的不確定性,消費者會將部分收入儲蓄起來用于跨期消費,即進行預防性儲蓄。而社會保障對預防性儲蓄有一定的替代作用:一方面,醫(yī)療保險、生育保險、教育培訓福利等緩解了農(nóng)村居民對未來支出的不確定性;另一方面,養(yǎng)老保險、失業(yè)保險、最低生活保障等緩解了農(nóng)村居民對未來收入的不確定性。加之,社會保障具有一定的杠桿作用,即較少的社會保障支出就可以替代較多的預防性儲蓄[18],因而當擁有社會保障時,居民的預防性儲蓄下降,當期消費增加。

(二)社會保障抑制農(nóng)村居民消費的機理分析

1.社會保障通過引致退休效應抑制農(nóng)村居民消費

引致退休效應由美國經(jīng)濟學家Matin Feldstein提出,指社會保障降低了參保者對未來收入的不確定性預期,由于未來有穩(wěn)定的收入來源,參保者傾向于減少工作年限,提前退休。已有關于失業(yè)、醫(yī)療保險[31]和養(yǎng)老保險[32]的研究也證明了這一觀點。一方面,提前退休導致沒有工資收入的年份增加,為平滑一生的消費,參保者會減少當前消費以增加儲蓄用于跨期消費。另一方面,受引致退休效應影響,退休人員數(shù)量增加,社會保障支出壓力增大。為填補社會保障資金的不足,政府需要加大征稅,這就減少了居民的可支配收入,從而抑制了當期消費。對農(nóng)村居民而言,引致退休效應引申為外出務工、家庭種養(yǎng)等的減少,從而導致工資性收入、經(jīng)營性收入等的下降,進而消費下降。

2.社會保障通過流動性約束效應抑制農(nóng)村居民消費

流動性約束效應指由于經(jīng)濟活動主體的貨幣資金量不足,且難以從外部獲得(金融機構融資等)而導致的有效消費需求不足。社會保障的運作是以社會保障金的籌集為前提的,居民首先要繳納一定標準的社會保障費用,這在一定程度上減少了居民現(xiàn)期的可支配收入。加之農(nóng)村的金融機構不健全,融資渠道有限,流動性約束效應更為明顯。長期來看,即使社會保障制度增加了居民整個生命周期中的總收入,其一生的消費總量也可能因為個人不同時期的邊際消費傾向不同而有所降低。

以上具體分析了社會保障影響農(nóng)村居民消費的傳導機理,其凈效應取決于促進與抑制作用的相對大小。本文將采用中國綜合社會調查(CGSS)的微觀調研數(shù)據(jù)對我國社會保障與農(nóng)村居民消費之間的數(shù)量關系展開實證檢驗。考慮到已公開發(fā)布的CGSS家戶調查數(shù)據(jù)最新一期為2017年,但該期數(shù)據(jù)中沒有“社會保障滿意度”這一指標,為滿足研究需求,我們選擇了(CGSS)2015年的家戶調查數(shù)據(jù)。

四、實證檢驗與結果解釋

(一)變量設置與數(shù)據(jù)來源

1.變量設置

以西方經(jīng)典消費需求理論和上述影響機理的分析為基礎,結合我國農(nóng)村社會保障的發(fā)展實際,本著重要性和可獲得性等原則,設置以下變量進行分析,見表1。

表1 研究變量的設置

對于被解釋變量農(nóng)村居民消費,以農(nóng)村居民消費支出來度量。對于解釋變量社會保障,根據(jù)不同的研究需要,將分別選取不同的度量指標。在整體層面的研究上,將以“社會保障滿意度”作為度量指標,以考察社會保障制度對農(nóng)村居民消費的影響;在細分層面的研究上,即考察不同的社會保障項目對農(nóng)村居民消費的影響,將以“是否參加農(nóng)村基本養(yǎng)老保險、是否參加新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險”作為度量指標。經(jīng)過幾十年的改革與發(fā)展,我國農(nóng)村社會保障取得了較為顯著的發(fā)展,初步形成了以社會保險為主、高覆蓋的社會保障體系,而在各種社會保障項目中,養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險的覆蓋率、影響力排在前兩位[33]。并且隨著人口老齡化的加重、“空巢老人”的增加,這兩類保險的需求量也在不斷加大。因此,分析養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險兩個社會保障項目的影響兼具重要性和代表性。

除核心變量外,本文還控制了其他可能影響農(nóng)村居民消費的因素:居民可支配收入、年齡和受教育年限等。居民收入是影響其消費的首要因素。根據(jù)凱恩斯的絕對收入假說,較短時間內,居民的消費支出水平與現(xiàn)期收入水平呈正相關,并且居民的邊際消費傾向與收入水平負相關。根據(jù)實際經(jīng)驗,相比于中老年人,青年人具有更高的消費傾向;隨著受教育年限的提高,消費逐漸趨于理性并愈加穩(wěn)定。相關控制變量的影響將由實證結果檢驗。

2.數(shù)據(jù)來源及處理

研究數(shù)據(jù)來源于中國綜合社會調查(CGSS)2015年數(shù)據(jù)。該項目由中國人民大學發(fā)起組織,是中國第一個全國性、綜合性、連續(xù)性的大型社會調查。調查涉及收入和消費、社會保障、健康、生育意向、子女數(shù)量以及受訪者的個人信息,如性別、教育、年齡、民族、婚姻等多項指標。2015年CGSS在結合歷年調查經(jīng)驗的基礎上,采取分層多階段不等概率抽樣方法,對全國上百個市(縣)、上千個居(村)民委員會、上萬戶家庭中的個人進行調查。文章根據(jù)研究目的,選取調查中有關消費、收入、年齡、受教育年限、社會保障滿意度和是否參加社會保障等相關指標的數(shù)據(jù),進行實證分析。根據(jù)選定的變量指標,剔除與研究無關、無回答和無效回答的樣本,文章共選出1027個農(nóng)村居民樣本,所有變量和數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計如表2所示。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

從樣本特征來看,全部被訪者的平均年齡在51歲左右,平均消費支出與平均可支配年收入分別為7847.67元和11317.89元,與國家宏觀統(tǒng)計數(shù)據(jù)中分別為8382.6元和10488.9元②比較接近;農(nóng)村基本養(yǎng)老保險和新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險的參保率分別為69%和94%,與全國范圍內分別為74%和98%③的參保率也比較接近。可以看出,樣本數(shù)據(jù)與國家宏觀統(tǒng)計數(shù)據(jù)具有較高的吻合度,樣本的代表性較好。

(二)實證分析

1.實證一:基于“社會保障滿意度”指標的整體層面的分析

“社會保障滿意度”是居民對整個社會保障體系的綜合評價,涵蓋了社會保障覆蓋面、繳費水平、補助標準、服務質量以及調整居民對未來的不確定性預期等多個方面對居民消費的影響。表3是對樣本中“社會保障滿意度”這一指標的JB正態(tài)性檢驗結果:均值70.501分,滿意度總體不高;標準差18.348分,滿意度分布的離散程度較大,即居民對社會保障體系主觀評價的差異較大;峰度4.032>3,表明滿意度兩端分布占比較大,即對社會保障體系很滿意和不滿意的人群占有較大比例;JB正態(tài)性檢驗P值0.000<0.005,偏度為-0.839,表明滿意度為左偏分布。

表3 農(nóng)村居民“社會保障滿意度”的JB正態(tài)性檢驗結果

圖2是非參數(shù)核密度方法估計出的社會保障滿意度分布?？梢?與JB正態(tài)性檢驗的結果相一致:滿意度成左偏分布,80分左右的評價最多且兩端分布占有較大比例。此外,由樣本數(shù)據(jù)計算可得,我國東部省份農(nóng)村居民的社會保障滿意度均值為72.3分,中部省份的均值為69.5分,西部省份的均值為70.1分。中西部省份的社會保障滿意度略微偏低。

圖2 農(nóng)村居民“社會保障滿意度”分布

為定量分析社會保障滿意度與農(nóng)村居民消費的關系,現(xiàn)構建如下模型:

lncons=c+α1lnincome+α2lnsati+

α3lnage+α4lnedu+ε

(1)

其中,lncons、lnincome、lnsati、lnage和lnedu分別表示農(nóng)村居民消費支出、可支配年收入、社會保障滿意度、年齡以及受教育年限的對數(shù)。α1、α2、α3、α4分別表示各變量的參數(shù)估計系數(shù);c為截距項;ε為服從正態(tài)分布的隨機誤差項。對變量進行對數(shù)變換,主要是為了減少模型中多重共線性的影響。同時,鑒于農(nóng)村居民消費支出呈右偏分布,現(xiàn)構建以下分位數(shù)回歸模型分析在不同消費層次上,社會保障滿意度對農(nóng)村居民消費支出的影響:

Qτ{lncons|lnincome,lnsati,lnage,lnedu}=Qτ,0+

Qτ,1lnincome+Qτ,2lnsati+Qτ,3lnage++Qτ,4lnedu+ε

(2)

其中,Qτ{lncons|lnincome、lnsati、lnage和lnedu}表示農(nóng)村居民消費支出在第τ(τ=0.1～0.9)個分位數(shù)上的對數(shù)值;lnincome、lnsati、lnage、lnedu的含義與式(1)相同;Qτ,0、Qτ,1、Qτ,2、Qτ,3、Qτ,4分別表示各變量參數(shù)估計的分位系數(shù);為服從正態(tài)分布的隨機誤差項。

對模型在不同分位點上進行回歸后得到如表4所示的結果。

表4 社會保障滿意度影響農(nóng)村居民消費的回歸結果

如表4所示:總體上,社會保障滿意度在5%的顯著性水平下對農(nóng)村居民消費存在正向影響,影響系數(shù)為0.273,影響程度不高;分不同消費層次來看,在0.1～0.8分位點上,社會保障滿意度對農(nóng)村居民消費支出存在顯著的正向影響,且隨著消費層次的提高,影響程度逐漸降低。其中,在0.1～0.6分位點上,影響系數(shù)均大于OLS回歸系數(shù),這表明相比于高消費層次的農(nóng)村居民而言,社會保障滿意度對中低消費層次農(nóng)村居民的消費支出影響更大,因而提高這類人群的社會保障滿意度能在更大程度上促進整個社會的消費。出現(xiàn)這一結果的主要原因在于高消費層次農(nóng)村居民的收入水平相對較高,對社會保障的需求并沒有那么強烈。而中低消費層次農(nóng)村居民的收入相對有限,對未來的不確定性預期更強。特別是部分低消費層次的農(nóng)村居民對社會保障的需求仍處于維持生計的階段,對這類人群而言,社會保障的收入分配效應和預防性儲蓄效應更為明顯。尤其表現(xiàn)在,中低消費層次的農(nóng)村居民對最低生活保障和教育培訓等社會救助及社會福利項目需求度高,通過提高補助標準、擴大保障覆蓋面等途徑來提高他們對這些項目的滿意度,能在很大程度上促進其消費。這也為加快社會保障制度改革以提振農(nóng)村消費提供了著力點與側重點。

此外,由回歸結果可以看出,收入仍是影響農(nóng)村居民消費的首要因素,且對中低消費層次農(nóng)村居民的影響更大,這表明我國農(nóng)村居民的消費行為符合凱恩斯關于邊際消費傾向的論斷:邊際消費傾向隨收入的增加而降低。這與李鵬和曾光的實證分析結論相一致[34]。年齡對農(nóng)村居民的消費存在著顯著的負向影響,且對中低消費層次居民的影響更大,這與實際經(jīng)驗比較吻合。受教育年限對中低消費層次農(nóng)村居民的消費存在顯著的正向影響,而對高消費層次農(nóng)村居民的影響并不明顯,并且其邊際影響隨著消費水平的提高而降低。這一結論與劉子蘭等的研究相一致[35]。

2.實證二:基于“不同的社會保障項目”的細分層面的分析

實證一從“社會保障滿意度”這一整體層面研究了當前社會保障對農(nóng)村居民消費的影響。在此基礎上,實證二將研究進一步深入,區(qū)分不同的社會保障項目對農(nóng)村居民消費的影響。具體而言引入了“是否參加農(nóng)村基本養(yǎng)老保險”和“是否參加新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險”兩個虛擬變量,并構建如下模型:

lncons=c+β1lnincome+β2medicare+β3endowment+

β4lnage+β5lnedu+εlnage、lnedu

(3)

其中,lncons、lnincome、lnage、lnedu的含義與式(1)相同;medicare、endowment為虛擬變量,分別表示有無醫(yī)療保險和有無養(yǎng)老保險;c為截距項;ε為服從正態(tài)分布的隨機誤差項;β1、β2、β3、β4、β5分別表示各變量的參數(shù)估計系數(shù)。

運用最小二乘法(OLS)估計后得到表5所示結果。

表5 不同社會保障項目影響農(nóng)村居民消費的OLS回歸結果

由回歸結果可以看出,不同的社會保障項目對農(nóng)村居民消費的影響不同:有無醫(yī)療保險對農(nóng)村居民消費的影響并不顯著,而有無養(yǎng)老保險對農(nóng)村居民消費存在顯著的正向影響。這主要緣于兩類社會保障項目內容與性質的差異:新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險旨在為農(nóng)村居民提供醫(yī)療服務方面的保障,是一種支出補償性收入[36],需以一定的醫(yī)療支出為前提。在醫(yī)療保險發(fā)揮作用的情況下,農(nóng)民的凈收入并未增加,因為就醫(yī)的農(nóng)民事先已支付了醫(yī)療費用,醫(yī)療保險只是給予一定比例的報銷補償。所以,醫(yī)療保險能否促進農(nóng)村居民消費主要取決于其是否能有效發(fā)揮預防性儲蓄的作用,即能否有效緩解農(nóng)村居民對未來支出的不確定性預期。從實際情況來看,當前我國醫(yī)療保險普遍存在補償標準低、不及時、手續(xù)復雜等問題。尤其是異地醫(yī)保統(tǒng)籌尚未全面實現(xiàn),加大了異地就醫(yī)和報銷等的難度。此外,新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險以大病統(tǒng)籌為主,小病支出仍由個人負擔。保障范圍的不全面進一步弱化了其保障功能,并凸顯出繳費壓力。因而,醫(yī)療保險的最終影響在模型回歸結果上表現(xiàn)為對農(nóng)村居民消費成微弱的抑制作用,但這一作用并不顯著。與此不同的是,農(nóng)村基本養(yǎng)老保險是達到一定的年齡界限時就可獲得的確定性收入,是直接的現(xiàn)金補償,并且養(yǎng)老保險金可自由支配使用。因而,養(yǎng)老保險穩(wěn)定預期的作用更為明顯,能在一定程度上促進居民的當前消費。

此外,在影響農(nóng)村居民消費的控制變量中:可支配收入對居民消費呈顯著的正向影響,且影響程度最高。年齡對農(nóng)村居民消費存在著顯著的負向影響,表明隨著年齡的增長,居民的消費愈加謹慎。受教育年限對農(nóng)村居民消費存在著顯著的正向影響,表明隨著教育層次的提高,居民的消費水平也逐步提高。

OLS回歸反映了各變量對農(nóng)村居民消費的平均影響,以下將采用分位數(shù)回歸方法進一步分析在不同消費層次上,不同的社會保障項目對農(nóng)村居民消費的影響。圖3是根據(jù)樣本數(shù)據(jù),采用非參數(shù)核密度方法估計出的無養(yǎng)老保險和有養(yǎng)老保險的農(nóng)村居民的消費分布圖,兩者之間呈現(xiàn)出顯著的差異:無養(yǎng)老保險的農(nóng)村居民消費的峰度較高,表明其消費支出集中在5000元左右,且大額支出較少;有養(yǎng)老保險的農(nóng)村居民消費的尾部較厚,表明這一類居民的高消費支出更多。圖4反映的是不同分位點下,有、無養(yǎng)老保險的農(nóng)村居民消費情況的對比?？梢?在低分位點,即低消費層次上,有、無養(yǎng)老保險的農(nóng)村居民消費支出相差不大。而在中高分位點(即中高消費層次)上,有養(yǎng)老保險的農(nóng)村居民的消費支出要明顯高于無養(yǎng)老保險的農(nóng)村居民。

圖3 有、無養(yǎng)老保險農(nóng)村居民的消費支出

圖4 不同分位數(shù)下有、無養(yǎng)老保險農(nóng)村居民的消費支出

對此,構建如下分位數(shù)回歸模型:

Qτ{lncons|lnincome,medicare,endowment,lnage,lnedu}=

(4)

表6是農(nóng)村居民消費的分位數(shù)回歸結果?？梢钥闯?各消費層次上醫(yī)療保險對農(nóng)村居民消費的影響均不顯著,這一結果與表5中的OLS回歸結果基本吻合。養(yǎng)老保險在5%的顯著性水平下,對中高消費層次農(nóng)村居民的消費有正向影響,而對低消費層次居民的消費影響并不顯著。其可能的原因在于低消費層次的農(nóng)村居民屬于生存型消費者,受購買能力限制,其絕大部分消費都用于購買維持生存的必需品。即使在獲得養(yǎng)老保險的情況下,他們當前的購買能力并沒有得到有效提高。加上受到一直以來謹慎的消費習慣的影響,社會保障的收入分配效應等并不明顯,養(yǎng)老保險的獲得并不能顯著刺激額外消費;而中高消費層次的農(nóng)村居民屬于發(fā)展型消費者,購買能力相對較高,養(yǎng)老保險的獲得能降低其對未來的不確定性預期,這在一定程度上替代了預防性儲蓄。于是,中高消費層次的農(nóng)村居民有增加消費數(shù)量,尤其是提升消費結構的能力與動力,在模型回歸結果上表現(xiàn)為養(yǎng)老保險對其消費存在顯著的正向影響。此外,收入對數(shù)等控制變量對居民消費的影響與表4結果基本吻合。

表6 不同社會保障項目影響農(nóng)村居民消費的分位數(shù)回歸結果

五、結論與政策建議

社會保障體系作為社會的“安全網(wǎng)”和“穩(wěn)定器”,對調節(jié)收入分配、降低居民對未來的不確定性預期等具有十分重要的作用。在現(xiàn)階段經(jīng)濟形勢不穩(wěn)定性不確定性較強的情況下,健全農(nóng)村社會保障體系是提振居民消費從而推動國內大循環(huán)的重要方向。本文的研究結果表明:當前我國農(nóng)村居民對社會保障的滿意度還有較大的提升空間,且社會保障對居民消費有促進作用,但總體上作用不強。相比于高消費層次的農(nóng)村居民,社會保障對中低消費層次農(nóng)村居民的消費促進作用更大。另一方面,不同的社會保障項目對農(nóng)村居民消費的影響不同。具體而言,醫(yī)療保險對居民消費的影響并不明顯,而養(yǎng)老保險對居民消費則存在顯著的正向影響。并且相比于低消費層次的居民,養(yǎng)老保險對中高消費層次居民的消費促進作用更大。

基于上述研究結論,從提振農(nóng)村居民消費的角度提出如下政策建議:

第一,提高農(nóng)村居民對社會保障的滿意度,重點解決好滿意度差距大、不平衡的問題。具體而言,要加大農(nóng)村社會保障政策向中西部地區(qū)的傾斜。與東部地區(qū)相比,中西部地區(qū)農(nóng)村居民的消費層次較低,因而社會保障滿意度對消費支出的影響更大。并且,該地區(qū)社會保障滿意度偏低,提升空間更大。對此,可適當加大農(nóng)村社會保障政策向中西部地區(qū)的傾斜。鑒于農(nóng)村社會保障的準公共品性質,對于最低生活保障等純公共品及養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險等準公共品的供給,中央政府既要承擔起制度設計及制度實施的責任,更要加大財政轉移支付的力度。

第二,進一步提高農(nóng)村養(yǎng)老保險的覆蓋率,并根據(jù)經(jīng)濟社會發(fā)展情況建立養(yǎng)老金的動態(tài)調整機制。根據(jù)文中的實證分析結果,養(yǎng)老保險對農(nóng)村居民消費具有顯著的正向影響,而截至2018年,我國農(nóng)村養(yǎng)老保險覆蓋率為82.64%[37],離實現(xiàn)全覆蓋仍有較大的距離。對此,政府需要進一步提升養(yǎng)老保險在農(nóng)村地區(qū)的覆蓋率,同時,財政需要增加養(yǎng)老金額度,逐步構建養(yǎng)老金動態(tài)調整機制,縮小受益不均等。此外,在滿足農(nóng)村老年人基本經(jīng)濟需求的前提下,要充分發(fā)揮社會養(yǎng)老保險的主觀福利效應,適當提升養(yǎng)老金發(fā)放標準,以切實增強老年人的獲得感并提升年輕人對未來的收入預期,從而促進其消費。

第三,加快推進農(nóng)村基本醫(yī)療保險制度改革。實證結果表明,當前我國農(nóng)村醫(yī)療保險對居民消費的促進作用并不明顯,根據(jù)對其原因的分析,可以從以下方面推動醫(yī)療保險制度改革:一是加快推動從“大病統(tǒng)籌為主”向“大病小病兼顧”的轉變,擴大保障范圍。同時,進一步強化醫(yī)保制度的福利性特征,使制度參與者獲得更多的“好處”,盡可能減少制度因素對參保人受益空間的擠壓。具體措施上,可以在保持醫(yī)?；鹗罩胶獾那疤嵯?優(yōu)化補償模式,如降低起付線,提高封頂線,增加補償比例等。二是加快推進異地醫(yī)保統(tǒng)籌。在異地醫(yī)保聯(lián)網(wǎng)結算持續(xù)推進的同時,既要不斷破解技術壁壘,也要繼續(xù)攻克管理難題,重點做好參保人員流動管理、異地醫(yī)保基金安全保障、統(tǒng)籌地區(qū)政策標準差異、提高網(wǎng)絡信息化解決能力和醫(yī)保管理人員政策解讀水平等工作。

注釋：

① 穩(wěn)定預期渠道:當居民對社會保障的滿意度較高時,其對未來收入和支出的不確定性下降、對未來更有信心,因而更敢于在當前消費。反之,亦然。

② 數(shù)據(jù)來源于2015年《中國統(tǒng)計年鑒》。

③ 數(shù)據(jù)根據(jù)2015年《中國統(tǒng)計年鑒》和2014年《中國人力資源和社會保障事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報》中相關數(shù)據(jù)計算而得。