黑龍江省農村養老保險適度水平微觀測度與動態調整

呂卓 崔宏楷 張鑫

摘 要：基于微觀視角，分別從食品需求和非食品需求方面，對農村老年人養老保險適度水平進行了測度，并建立動態計量經濟模型中的分布滯后模型對黑龍江省農村居民養老金給付水平進行了預測。進一步，基于通貨膨脹因素，進行了動態調整。研究表明，在4.3%的通貨膨脹率下，黑龍江省農村居民養老金給付水平適度下限將由2016年的366元/月提高至2060年的2332元/月，適度上限將由2016年的627元/月提高至2060年的3996元/月。

關鍵詞：養老保險;適度水平;考伊克分布滯后模型

中圖分類號：F2 文獻標識碼：Adoi：10.19311/j.cnki.1672-3198.2019.30.010

1 引言

2018年9月，國務院發布《鄉村振興戰略規劃（2018-2022年）》，對“城鄉居民基本養老保險待遇確定和基礎養老金標準調整機制”提出明確要求，各地政府為更好地把握政策實施效果，需要對農村居民養老保險適度水平有準確的測度和預判。然而，對于這一問題的研究多是基于宏觀視角對一國養老保險給付總體水平進行的測度，并沒有考慮給付個體的實際情況。本文則將考察目標由養老保險給付總體轉移到個體，測度農村居民養老保險適度區間。

2 相關研究進展

關于社會保險適度水平的研究，多是從宏觀層次，建立社會保障適度水平模型，對社會保障適度區間進行的測算（穆懷中，1997;張海川、鄭軍，2011;穆懷中、沈毅，2012），并未對微觀個體的實際保障需求做深入分析和預測。而孫雅娜等（2011）和邊恕、穆懷中（2011）則著重從微觀層次對養老金給付水平的適度性進行分析，并提出微觀測度方法。然而，這些研究對沒有考慮不同地區養老保障需求的差異。基于此，穆懷中等（2014）從宏觀和微觀兩方面建立了農民基礎養老金的給付標準，但是其研究只是基于全國平均水平對老年人保障需求的測算，并沒有考慮不同地區生活水平的差距。

本文在已有研究的基礎上，以黑龍江省為例，建立微觀視角的養老金給付適度水平模型。以我國居民營養達標為目標，計算符合我國居民健康需求的食品消費量，對傳統恩格爾系數進行修正，用修正后的恩格爾系數衡量農村老年人口真實的基本生活需求，計算農民養老金的適度區間。

3 黑龍江省農村養老保險適度水平的微觀測度

3.1 農民養老金適度下限的微觀測度

農村養老保險適度下限的確定，應該以滿足農村老年人對食品和服務的最低需求為原則。對于農村老年人來說，其生活消費支出的種類比社會平均水平要少得多，消費結構也簡單得多。用傳統的恩格爾系數作為衡量農村老年人口最低需求的標準，可能導致對農村老年人口恩格爾系數的低估。針對這一問題，參考農村最低收入水平戶的消費，對傳統恩格爾系數進行修正，用修正后的恩格爾系數衡量農村老年人口真實的基本生活需求，計算農民養老金適度下限。具體地，將農村居民基本生活消費需求分為食品消費需求和非食品消費需求。

食品消費需求是指農村老年人口為了保證健康的生活而對各類食品的需求，可以根據農村老年人均營養素攝入量和食品消費結構計算人均各類食品消費數量，進一步根據相應食品價格確定農村老年人的人均食品消費支出。已有研究都是將食品價格視為全年不變的量，但由于食品價格具有地域性和季節性，基于全國范圍計算的食品價格并不適用于黑龍江省。因此，本文根據黑龍江省食品價格分季節進行加權平均處理，更符合食品價格的實際變化情況。

確定農村老年人的食品消費需求，需要對老年人的營養攝入量需求進行測度。根據《中國食物與營養發展綱要（2014-2020年）》對居民食物消費量和營養素攝入量的目標要求， 可計算出我國人均每日食物消費數量。本文選取1800千卡作為農村老年人均日攝入能量的合理值，即老年人每日能量攝入占成年人的80%左右。

根據黑龍江統計年鑒數據，黑龍江省農村居民家庭年人均食品消費中，肉類（豬牛羊）為127kg，禽類（雞鴨鵝）為35kg，即豬牛羊肉的消費量占肉類消費總量的78.4%，雞鴨鵝的消費量占肉類消費總量的216%。因此，根據成年人每日對各類食品的需求量，可以計算出老年人每日對各類食品的需求量，即老年人每年人均口糧消費108kg、肉類232kg（豬牛羊肉18189kg、雞鴨鵝肉5011kg）、蛋類128kg、奶類288kg、水產品144kg、蔬菜112kg、水果48kg，即每日人均口糧消費0296kg、肉類0063kg（豬牛羊肉0049kg，雞鴨鵝肉0014kg）、蛋類0035kg、奶類0079kg、水產品0040kg、蔬菜0307kg、水果0131kg。本文分別從每類食物選取消費比重最高的食物組合，將其作為該類食物的代表性食物，并按照消費數量加權計算每種代表性食物在各個季度的價格，如表1所示。

根據以上代表性食物每日人均消費量和2015年食物平均價格水平，計算在2020年的營養目標下，2015年一個老年人每天用于食品消費的金額為915元，即月人均食品消費金額為2745元，年人均食品消費金額為333975元。

非食品消費需求包括生活必需的衣著、交通通訊等費用支出，不包括基本醫療服務（該部分由新型農村合作醫療制度承擔）。根據2015年黑龍江省農村居民人均可支配收入，將黑龍江省15個地區按常住居民人均可支配收入從高到低進行五等份分組。

由表2可知，低收入組人均可支配收入均值為8441元/年。根據穆懷中等（2011）的測算，2009年農村低收入農民的食品和非食品支出分別為67371元/年和32501元/年，總支出為99872元/年。將2009年作為基年，根據2009-2015年我國農村居民消費價格指數，可計算2015年農村居民消費價格指數為1216，2015年我國農村低收入組農民食品支出和非食品支出分別為81923元和39521元，總支出為121444元，修正的恩格爾系數為6746%。從農村居民消費的長期趨勢來看，恩格爾系數呈下降趨勢。但是在短期，可以將其視為一個不變的量。特別是對于低收入人群，食品消費還是首要消費目標，在短期內變化幅度不大。因此，假定2015-2020年間，低收入的農村居民消費恩格爾系數保持6746%，由2015年黑龍江省農村居民年人均食品消費金額333975元，可以計算年人均總消費金額為495071元，月人均總消費金額為41256元，即2015年農村養老保險適度水平下限。值得注意的是，41256元是基于低收入組計算的月人均總消費金額，低于基于黑龍江省農村總人口計算的月人均總消費金額699元，即低收入組的生活消費占平均消費水平的59%（41256÷699=059）。這一適度水平下限是針對完全無勞動能力和養老金收入的農村老年人口的保障金額，對于具有勞動能力和一定養老保障的老人，各地應制定分層次的養老保障標準，根據各戶的實際情況進行養老保險金的精準給付。

3.2 農民養老金適度上限的微觀測度

由于人們消費支出可支配收入的影響在時間上存在滯后效應，因此本文建立動態計量經濟模型——分布滯后模型，對于農民養老金適度上限，利用考伊克分布滯后模型進行測度。假定收入對消費支出的影響存在無限滯后，β均有相同符號且按照幾何級數衰減：βk=β0×λk。其中，λ0<λ<1為分布滯后衰減率，1-λ為調節速度。1990年-2015年黑龍江省農村家庭人均全年生活消費支出（PPCE）和人均可支配收入（PPDI）如表3所示。

建立考伊克分布滯后模型：PPCEt=α1-λ+β0PPDIt+λPPCEt-1+εt。式中，PPCEt和PPCEt-1分別為第t年和第t-1年平均每人全年生活消費支出，PPDIt為第t年平均每人可支配收入，vt為隨機誤差項。

首先，進行OLS回歸可得到方程：PPCEt=-47.447+0.535PPDIt+0.318PPCEt-1+vt。該方程R2=0.994，模型擬合程度很高，但常數項和消費支出滯后項在統計上不顯著。對模型進行修正，去除常數項，得到新的考伊克分布滯后模型：PPCEt=0.5230PPDIt+0.3243PPCEt-1+vt。該方程的R2=0.9938，模型擬合程度高且參數估計值均顯著。解釋變量PPDIt的系數估計值是正數（β︿0=0.5230），符合方程的參數要求，表示在短期可支配收入增加1元使生活消費支出增加0.523元。假定OLS估計是對考伊克模型變換的估計結果，則分布滯后的衰減率λ=0.3243（PPCEt-1的系數）。可支配收入變化對消費支出的長期影響為β01-λ=0.7740（長期乘數），表示在長期，可支配收入增加1元將使得消費支出增加0.774元。計算滯后中值T=-log2logλ=0.6155，即可支配收入增加使得消費支出增加到長期影響的一半（0.387元）所需要的時間約為7.39個月（12×0.615=7.39），表明消費支出對可支配收入變化作出調整的速度比較緩慢。考伊克方法減少了分布滯后模型所需估計的參數，但由于將因變量滯后項PPCEt-1作為解釋變量，使得模型中包含隨機解釋變量，與誤差項存在序列相關。因此，使用OLS估計將導致估計量不僅是有偏的，而且是非一致的。

工具變量法可以消除考伊克分布滯后模型中解釋變量的隨機性以及解釋變量與誤差項之間的序列相關等問題。因此，采用工具變量法，將PPDIt-1作為PPCEt-1的工具變量，運用兩階段最小二乘法（TSLS）對方程進行估計，R2=0.993，擬合程度高。參數估計的t統計量非常顯著，解釋變量PPDI的系數為正，符合方程參數要求。解釋變量PPDI的系數估計值（長期邊際消費傾向）為0.736，即長期可支配收入增加1元將使消費支出增加0.736元，小于使用OLS估計方法所得到的收入變化對消費支出的長期影響0.774。

由新的考伊克分布滯后模型可計算2015年黑龍江省農村居民人均生活消費支出為8339.61元。隨著年齡的增長，個體消費結構會從多樣化、多層次消費轉變為以食品、醫療等方面為主的消費。根據國際公認的養老金給付標準，是將農民養老金給付上限規定為同期農村居民生活消費支出的60%，保障老年人體面地生活。參照這一標準，可計算2015年黑龍江省農村老年人養老保險適度上限為5003.76元，即416.98元/月。由以上分析知，2015年黑龍江省農村老年人養老保險適度水平區間為412.56元/月至416.98元/月。

3.3 農民養老金適度水平區間微觀預測

基于1990年-2015年黑龍江省農村居民平均每人全年可支配收入數據，構建如下模型：PPDIt=1.5317PPDIt-1-0.4730PPDIt-2+εt。R2=0.9937，可知該模型擬合度良好，可據此對2016年-2060年可支配收入進行預測，如表4所示。

基于1990-2015年黑龍江省農村居民人均全年生活消費支出數據和新的考伊克分布滯后模型，對2016年-2060年黑龍江省農村居民人均全年生活消費支出（PPCE）進行預測。由1990年-2015年黑龍江農村居民平均每人全年生活消費支出（PPCE）和農村居民基本生活支出（FPPCE），可以計算出各年農村居民基本生活支出占全部生活消費支出的比重（FPPCEPER），并建立時間序列模型：FPPCEPERt=01258+0.8537FPPCEPERt-1+εt。

由該模型和2016年-2060年農村居民生活消費支出數據，預測2016年-2060年黑龍江省農村居民基本生活支出。低收入組的人均基本生活支出占黑龍江省農村總人口人均基本生活支出的59%。將59%作為既定不變的量，基于人均基本生活支出預測數據，可計算出低收入組人均基本生活支出水平，將其作為黑龍江省農村養老保險適度水平下限。此外，將養老金目標替代率設定為50%，即農民基礎養老金為總適度養老金的50%，因而農民基礎養老金適度上限即為總適度養老金上限的50%。根據農村人均純收入和農村居民家庭每一勞動力負擔人數，預測黑龍江省農村養老金給付適度水平上限。

考慮到居民消費水平受通貨膨脹率的影響，因此，本文考慮通脹情況因素，對養老金給付的適度水平進行動態調整。由于通貨膨脹率受政策和經濟環境的影響難以預測，因此，根據國家統計局網站數據計算1990-2015年通貨膨脹率的平均值約為4.3%，將該值作為2016-2060年通貨膨脹率的預測值，即2016-2060年我國每年的通貨膨脹率均為4.3%，居民消費價格水平也以每年4.3%的增幅增長。因此，可以計算出考慮通脹情況下，農村居民養老金給付水平的上限和下限，如表5所示。

在考慮通脹的情況下，微觀視角的黑龍江省農村居民養老金給付水平動態調整后的適度下限由2016年的366元/月上升至2060年的2332元/月，適度上限由2016年的627元/月上升至2060年的3996元/月。

4 結論

本文從微觀視角，分別從食品需求和非食品需求方面，對農村老年人養老保險適度水平進行了測度。研究表明，在4.3%的通貨膨脹率下，黑龍江省農村居民養老金給付水平適度下限將由2016年的366元/月上升至2060年的2332元/月，適度上限將由2016年的627元/月上升至2060年的3996元/月。然而，黑龍江省目前養老金給付水平為70元/人，與滿足農民基本生活需求的適度下限水平尚有很大差距。若養老金給付水平增長速度大于4.3%，則黑龍江省農村居民的養老保險水平將進一步提高;若當前養老金給付水平增長速度低于4.3%的通貨膨脹率，那么農村居民養老保險的實施效果將逐漸減弱。

參考文獻

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