中國(guó)區(qū)域間農(nóng)村社會(huì)保障對(duì)居民消費(fèi)的影響

紀(jì)江明 趙毅

(1.上海交通大學(xué)國(guó)際與公共事務(wù)學(xué)院，上海 200030;2.四川大學(xué)公共管理學(xué)院，四川 成都 610064)

當(dāng)代中國(guó)的社會(huì)轉(zhuǎn)型，是經(jīng)濟(jì)、政治、文化等諸領(lǐng)域多極聯(lián)動(dòng)的總體性變遷過(guò)程，其中最為基礎(chǔ)性的變革，就是“國(guó)家－社會(huì)”關(guān)系模式的調(diào)整。這一時(shí)期，全社會(huì)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(wù)差距問(wèn)題(即公共服務(wù)均等化問(wèn)題)日益凸顯。以農(nóng)村社會(huì)保障為例，在區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在差異的情況下，實(shí)行屬地化管理方式的農(nóng)村社會(huì)保障在區(qū)域之間存在顯著差異，在一定程度上，使得本應(yīng)以促進(jìn)社會(huì)公正為目標(biāo)的社會(huì)保障制度，在我國(guó)反而變成了導(dǎo)致社會(huì)不平等的來(lái)源，反映在對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)方式的影響上，就是導(dǎo)致中西部農(nóng)村地區(qū)消費(fèi)支出(或生活水平)的下降。本文將研究區(qū)域間農(nóng)村社會(huì)保障對(duì)居民消費(fèi)的影響。

1 理論與經(jīng)驗(yàn)研究述評(píng)

關(guān)于社會(huì)保障與居民消費(fèi)之間的理論關(guān)系，學(xué)者們的爭(zhēng)論焦點(diǎn)在于社會(huì)保障是否可以縮小居民社會(huì)差距(含消費(fèi)差距)、促進(jìn)居民消費(fèi)支出。

早期的學(xué)者一般認(rèn)為社會(huì)保障通過(guò)收入再分配，調(diào)節(jié)了地區(qū)居民收入差距，緩解了地區(qū)貧富差距，擴(kuò)大了貧困地區(qū)居民的邊際消費(fèi)能力。1920年，福利經(jīng)濟(jì)學(xué)的創(chuàng)始人庇古指出，1］，可以通過(guò)向窮人進(jìn)行直接轉(zhuǎn)移收入，如舉辦一些社會(huì)保障和社會(huì)服務(wù)設(shè)施，來(lái)減輕貧富差距;凱恩斯［2］也極力推舉實(shí)施政府干預(yù)，如實(shí)行“普通福利”政策，來(lái)解決收入分配不公平問(wèn)題。二次大戰(zhàn)結(jié)束以后，社會(huì)保障制度在西方得到迅速發(fā)展。其中，北歐多數(shù)國(guó)家以“福利國(guó)家”著稱，為國(guó)民提供了“從搖籃到墳?zāi)埂钡母＠?jì)劃。福利政策的推行極大地刺激了這些國(guó)家消費(fèi)需求的增長(zhǎng)，對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到了重要的促進(jìn)作用。

貝利提出［3］，政府部分加大公共物品和公共服務(wù)支出，能促進(jìn)私人消費(fèi)。菲爾德斯坦提出養(yǎng)老社會(huì)保障對(duì)居民儲(chǔ)蓄有兩種效應(yīng)［4］，即替代效應(yīng)和引致退休效應(yīng)，并運(yùn)用擴(kuò)展的生命周期假說(shuō)模型，選取1929－1971年美國(guó)的總量數(shù)據(jù)，考察了美國(guó)養(yǎng)老社會(huì)保障與居民消費(fèi)之間的關(guān)系，實(shí)證結(jié)果表明，沒(méi)有社會(huì)保障體系與存在社會(huì)保障的情況相比，居民儲(chǔ)蓄將增加50%－100%。丹齊格等的研究支持了費(fèi)爾德斯坦的結(jié)論，但認(rèn)為社會(huì)保障對(duì)消費(fèi)的正效應(yīng)并沒(méi)有費(fèi)爾德斯坦估計(jì)的那么大。達(dá)杰克和井堀利宏分別通過(guò)實(shí)證研究，分析了政府支出的臨時(shí)性增加和持久性增加對(duì)促進(jìn)私人消費(fèi)的不同影響。

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

雖然社會(huì)保障對(duì)居民消費(fèi)的影響既有積極的一面，也存在消極的一面，但許多學(xué)者認(rèn)為，在中國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)轉(zhuǎn)型期，社會(huì)保障作為國(guó)家或政府調(diào)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(yù)期，對(duì)居民的收入水平和收入路徑以及對(duì)未來(lái)的預(yù)期產(chǎn)生影響，從而滿足居民的基本需求、促進(jìn)消費(fèi)支出。實(shí)證研究也表明，社會(huì)保障制度與居民消費(fèi)行為存在密切聯(lián)系，健全社會(huì)保障制度有利于擴(kuò)大居民消費(fèi);作為對(duì)國(guó)民收入進(jìn)行再次分配和使用的一種特殊形式，社會(huì)保障會(huì)對(duì)社會(huì)成員的外部環(huán)境和內(nèi)在主體設(shè)定產(chǎn)生影響，進(jìn)而影響到居民的消費(fèi)行為［6］。美國(guó)俄亥俄州立托列多大學(xué)亞洲研究所張欣教授通過(guò)建立數(shù)學(xué)模型得出結(jié)論:社會(huì)保障支出對(duì)促進(jìn)消費(fèi)、增加產(chǎn)出的作用非常明顯，即中國(guó)每增加100億元社會(huì)保障支出，可以增加155億元的產(chǎn)出。

就當(dāng)前來(lái)說(shuō)，由于我國(guó)地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的差距，帶來(lái)社會(huì)保障財(cái)政負(fù)擔(dān)、社會(huì)保障支出水平的地區(qū)差異，比如有的地區(qū)社會(huì)保險(xiǎn)結(jié)余資金上百億元，有的地區(qū)社會(huì)保險(xiǎn)連年赤字，基本支付難以保證。這一差異勢(shì)必會(huì)影響社會(huì)保障財(cái)政負(fù)擔(dān)重的地區(qū)政府的其他財(cái)政支出，這可能會(huì)進(jìn)一步擴(kuò)大各區(qū)域之間的經(jīng)濟(jì)和社會(huì)福利差距，從而進(jìn)一步擴(kuò)大地區(qū)居民之間的收入差距、消費(fèi)差距。另外，在社會(huì)轉(zhuǎn)型期，不同地區(qū)的文化背景、城市化進(jìn)程和收入分配公平性(GINI系數(shù))對(duì)社會(huì)保障改革發(fā)展、居民消費(fèi)的影響也不同，這些都加大了地區(qū)社會(huì)保障與居民消費(fèi)支出關(guān)系的復(fù)雜性。雖然前人對(duì)社會(huì)保障與居民消費(fèi)的關(guān)系進(jìn)行了大量研究，但鮮有人研究農(nóng)村社會(huì)保障差異對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)支出的影響。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 假設(shè)

根據(jù)以上分析，提出假設(shè):轉(zhuǎn)型期省級(jí)農(nóng)村社會(huì)保障對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)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(yīng)(正向或負(fù)向)、不同的影響程度。

2.2 變量設(shè)計(jì)

為便于研究，對(duì)我國(guó)各地區(qū)域進(jìn)行劃分，主要分為東部、東北、中部和西部4個(gè)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(nèi)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(guó)港、澳、臺(tái)地區(qū)。

由于各類統(tǒng)計(jì)年鑒上無(wú)農(nóng)村社會(huì)保障支出數(shù)據(jù)，一般用人均轉(zhuǎn)移性收入數(shù)據(jù)來(lái)衡量社會(huì)成員享受社會(huì)保障待遇的高低程度［7］。1991年國(guó)家統(tǒng)計(jì)部門才開始設(shè)立城鄉(xiāng)轉(zhuǎn)移性收入統(tǒng)計(jì)項(xiàng)目，所以本文研究1991－2008年農(nóng)村社會(huì)保障對(duì)居民消費(fèi)支出影響的區(qū)域差異。根據(jù)新轉(zhuǎn)型理論［8］，我國(guó)現(xiàn)階段的轉(zhuǎn)型主要是指經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)型，包括收入分配領(lǐng)域、城市化模式和產(chǎn)業(yè)升級(jí)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(jì)見表1。

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

針對(duì)本文提出的假設(shè)，建立以下模型進(jìn)行分析:

GINI系數(shù)用來(lái)衡量地區(qū)農(nóng)村居民收入的公平性;城市化率(城市人口占總?cè)丝诒戎?用來(lái)衡量地區(qū)城市化進(jìn)程對(duì)居民消費(fèi)的不同影響。

2.3 數(shù)據(jù)來(lái)源

根據(jù)1991－2008年《國(guó)家統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)，采集歷年各省農(nóng)村人均轉(zhuǎn)移性收入數(shù)據(jù)。

根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局提供的GINI系數(shù)計(jì)算方法，計(jì)算歷年農(nóng)村居民收入的GINI系數(shù);根據(jù)歷年《國(guó)家統(tǒng)計(jì)年鑒》、各省市統(tǒng)計(jì)年鑒，計(jì)算歷年各省城市化率(城市人口占總?cè)丝诒戎?。以1991年價(jià)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(jí)農(nóng)村社會(huì)保障對(duì)居民消費(fèi)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(jī)誤差項(xiàng)，且ut～iid(0，σ2)。下標(biāo)n代表不同個(gè)體(地區(qū))，t代表時(shí)間(年)。

3 實(shí)證分析

3.1 構(gòu)建模型

根據(jù)上述研究方法，為了衡量省級(jí)農(nóng)村社會(huì)保障對(duì)居民消費(fèi)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(gè)量綱上，以及數(shù)據(jù)的平滑性，對(duì)方程兩邊變量取自然對(duì)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(jī)誤差項(xiàng)，且ut～iid(0，σ2);下標(biāo) n代表不同個(gè)體(地區(qū))，t代表時(shí)間(年)。

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

再應(yīng)用Hausman提出的基于隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)量與固定效應(yīng)估計(jì)量?jī)烧卟町惖臋z驗(yàn)，確定選擇固定效應(yīng)模型。

為避免偽回歸問(wèn)題，采用ADF檢驗(yàn)方法對(duì) X，Y，D1，D2，D3進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。結(jié)果表明，4個(gè)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(shè)，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(jì)

由于各地區(qū)農(nóng)村社會(huì)保障和居民消費(fèi)支出結(jié)構(gòu)存在一定差異，為消除異方差性和序列相關(guān)性現(xiàn)象的影響，選擇Cross Section Weights估計(jì)方法對(duì)模型(4)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。

(1)東部地區(qū)農(nóng)村社會(huì)保障對(duì)居民消費(fèi)支出影響的回歸結(jié)果見表2。模型1不包括控制變量D1、D2、D3，結(jié)果表明，在沒(méi)有控制變量的情況下，1991－2008年，X(農(nóng)村人均轉(zhuǎn)移性收入)對(duì)Y(農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出)的影響均具有高度的統(tǒng)計(jì)顯著性(P＜0.01)。

表2 東部地區(qū)農(nóng)村社會(huì)保障對(duì)居民消費(fèi)支出影響的回歸結(jié)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(gè)控制變量，X對(duì)Y的影響。模型4是包括各控制變量的完整模型，結(jié)果表明，X，D1(人均 GDP)，D2(GINI系數(shù))對(duì) Y 的影響達(dá)到極顯著水平(P＜0.01)，D3(城市化率)對(duì)Y沒(méi)有影響。

(2)東北地區(qū)農(nóng)村社會(huì)保障對(duì)居民消費(fèi)支出影響的回歸結(jié)果見表3。模型1不包括控制變量D1，D2，D3，結(jié)果表明，在沒(méi)有控制變量的情況下，1991－2008年，X(農(nóng)村人均轉(zhuǎn)移性收入)對(duì)Y(農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出)的影響均具有高度的統(tǒng)計(jì)顯著性(P＜0.01)。

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

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

表3 東北地區(qū)農(nóng)村社會(huì)保障對(duì)居民消費(fèi)支出影響的回歸結(jié)果Tab.3 Cross Section Weights regression results in northeast region

表4 中部地區(qū)農(nóng)村社會(huì)保障對(duì)居民消費(fèi)支出影響的回歸結(jié)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(gè)控制變量，X對(duì)Y的影響。模型4是包括各控制變量的完整模型，結(jié)果表明，X，D1(人均GDP)對(duì)Y的影響達(dá)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(duì)Y沒(méi)有影響。

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

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

表5 西部地區(qū)農(nóng)村社會(huì)保障對(duì)居民消費(fèi)支出影響的回歸結(jié)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(duì)Y的影響有不同的系數(shù)(均為正數(shù))，充分表明農(nóng)村社會(huì)保障對(duì)居民消費(fèi)支出的影響程度存在顯著的區(qū)域差異。本文提出的假設(shè)只得到了部分驗(yàn)證，即轉(zhuǎn)型期農(nóng)村社會(huì)保障對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)支出的影響程度存在明顯的區(qū)域差異，但影響效應(yīng)都是正向的。

4 結(jié)論與討論

由于受地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和地方政府的財(cái)政狀況的限制，當(dāng)前中國(guó)農(nóng)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(nóng)村社會(huì)保障對(duì)其農(nóng)村居民消費(fèi)支出均有不同程度的顯著影響。具體來(lái)說(shuō)，東部地區(qū)的農(nóng)村社會(huì)保障系數(shù)為0.262，說(shuō)明東部地區(qū)農(nóng)村社會(huì)保障每增加1%，會(huì)促進(jìn)居民消費(fèi)支出增加0.262%;中部地區(qū)的農(nóng)村社會(huì)保障系數(shù)為0.237，說(shuō)明中部地區(qū)農(nóng)村社會(huì)保障每增加1%，會(huì)促進(jìn)居民消費(fèi)支出增加0.237%;東北地區(qū)的農(nóng)村社會(huì)保障系數(shù)為0.145，說(shuō)明東北地區(qū)農(nóng)村社會(huì)保障每增加1%，會(huì)促進(jìn)居民消費(fèi)支出增加0.145%;西部地區(qū)的農(nóng)村社會(huì)保障系數(shù)為0.087，這說(shuō)明西部地區(qū)農(nóng)村社會(huì)保障每增加1%，會(huì)促進(jìn)居民消費(fèi)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(yīng)都是正向的。

另外，不同區(qū)域農(nóng)村居民收入公平性、城市化進(jìn)程、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同，對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)支出的影響也不同。我國(guó)地域遼闊，不同區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距很大，一般而言，在經(jīng)濟(jì)比較發(fā)達(dá)的東部沿海地區(qū)，農(nóng)村社會(huì)保障水平較高，而西部地區(qū)農(nóng)村社會(huì)保障水平很低，對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)支出帶來(lái)影響。由于區(qū)域間農(nóng)村社會(huì)保障發(fā)展基礎(chǔ)、發(fā)展條件以及對(duì)社會(huì)保障的要求等存在著差異，完全的均衡發(fā)展也不現(xiàn)實(shí)。農(nóng)村社會(huì)保障具有準(zhǔn)公共品的性質(zhì)(最低生活保障制度屬于純公共品;農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)制度和農(nóng)村醫(yī)療保障制度則屬于準(zhǔn)公共品)，中央政府在公共物品供給方面應(yīng)當(dāng)承擔(dān)更大的責(zé)任［11］，既要承擔(dān)制度設(shè)計(jì)和制度實(shí)施的責(zé)任，更要加大財(cái)政轉(zhuǎn)移支付力度，因地制宜地發(fā)展農(nóng)村社會(huì)保障:在經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)地區(qū)，重點(diǎn)發(fā)展社會(huì)保險(xiǎn)項(xiàng)目和社會(huì)福利項(xiàng)目，以農(nóng)村合作性的保障為主;在欠發(fā)達(dá)地區(qū)重點(diǎn)發(fā)展社會(huì)救濟(jì)和社會(huì)福利，以地方政府的保障為主，逐步縮小區(qū)域間農(nóng)村社會(huì)保障差距，促進(jìn)中西部貧困農(nóng)村地區(qū)消費(fèi)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(nóng)村社會(huì)保障對(duì)農(nóng)村消費(fèi)需求的拉動(dòng)分析［J］.現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)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(huì)保障與貧富差距研究［M］.北京:中國(guó)勞動(dòng)社會(huì)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(zhuǎn)型就是改革［N］.解放日?qǐng)?bào)，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.