人口年齡結(jié)構(gòu)、城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險對農(nóng)村居民消費率的影響
——基于2010—2017年中國省際面板數(shù)據(jù)的實證分析

王翠琴李 林薛惠元

(1 華中農(nóng)業(yè)大學(xué)社會工作系/農(nóng)村社會建設(shè)與管理研究中心，湖北武漢，430070；2 武漢大學(xué)社會保障研究中心，湖北武漢，430072)

一、問題的提出

近年來，中國居民消費一直處于持續(xù)下降的趨勢，縱然采取擴張的財政政策及鼓勵個人信貸的刺激消費措施，消費水平依舊處于不足的狀態(tài)?！吨袊y(tǒng)計年鑒2019》的數(shù)據(jù)顯示，中國的居民消費率已從2000年的47.0%下降到2018年的38.8%，消費不足已成為當(dāng)前制約經(jīng)濟快速發(fā)展的重要因素之一。國內(nèi)學(xué)者從不同角度探討了消費不足的成因：一是在社會保障體制不健全的情況下，收入波動導(dǎo)致居民為了應(yīng)對風(fēng)險，不得不減少消費、增加儲蓄[1]；二是中國的消費可能受到人口年齡結(jié)構(gòu)的影響，居民會考慮結(jié)婚、生育和退休等重大事件，個體消費對當(dāng)期收入過度敏感，從而減少消費、增加儲蓄[2]。

自2009年新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險(簡稱“新農(nóng)?！?和2011年城鎮(zhèn)居民社會養(yǎng)老保險(簡稱“城居?！?試點以來，中國的養(yǎng)老保險發(fā)展取得了矚目成就。2014年，中國政府將新農(nóng)保和城居保兩項制度合并實施，二者統(tǒng)稱為城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險(簡稱“城鄉(xiāng)居保”)。無論是城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險還是城鄉(xiāng)居保，其發(fā)展水平的變化會影響居民消費決策，進而影響消費水平。而在中國經(jīng)濟新常態(tài)下，擴大內(nèi)需、刺激消費已成為中國經(jīng)濟保持中高速增長的動力。

那么人口年齡結(jié)構(gòu)的變化、城鄉(xiāng)居保制度的發(fā)展是否提高了農(nóng)村居民的消費水平？中國是否可以通過城鄉(xiāng)居保制度的發(fā)展拉動內(nèi)需和刺激消費？為此，本文將重點研究人口年齡結(jié)構(gòu)和城鄉(xiāng)居保制度對農(nóng)村居民消費的影響。

二、文獻回顧

向晶利用擴展線性支出系統(tǒng)(ELES)研究發(fā)現(xiàn)，人口老齡化是影響中國居民消費的一個重要因素[3]。由于中國農(nóng)村居民固有的消費習(xí)慣，少兒撫養(yǎng)系數(shù)和老年撫養(yǎng)系數(shù)的提高會降低居民消費率[4]。李文星等利用中國1989—2004年的省際面板數(shù)據(jù)和動態(tài)面板GMM估計方法研究發(fā)現(xiàn)，中國少兒撫養(yǎng)系數(shù)的下降反而提高了居民消費率，但是老年撫養(yǎng)系數(shù)變化并沒有對居民消費產(chǎn)生顯著影響[5]。而有學(xué)者也認為少兒撫養(yǎng)比與城、鄉(xiāng)居民消費率具有顯著正相關(guān)關(guān)系，同樣老年撫養(yǎng)比對城、鄉(xiāng)居民消費率的作用并不顯著[6]。

而在研究養(yǎng)老保險與居民消費的關(guān)系時，目前有幾種代表性觀點。

一是養(yǎng)老保險與消費之間存在正向的關(guān)系，養(yǎng)老保險制度的發(fā)展會促進居民消費水平的提升。養(yǎng)老保險普及程度的擴大[7]、現(xiàn)收現(xiàn)付與個人賬戶相結(jié)合模式的建立[8]、養(yǎng)老保險覆蓋率的提升[9]、養(yǎng)老保險基金發(fā)放水平的提高[10]都會在不同程度上增加居民的消費水平。李時宇等通過構(gòu)建多階段世代交疊的均衡模型量化分析了城鄉(xiāng)居保的經(jīng)濟效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)居保社會統(tǒng)籌機制降低了參保人群的養(yǎng)老儲蓄需求，對調(diào)整宏觀經(jīng)濟中的消費和投資不平衡有一定積極意義，使社會總消費在短期內(nèi)上升0.4%[11]。也有學(xué)者認為，由于儲蓄慣性的存在，養(yǎng)老保險在短期內(nèi)無法對消費產(chǎn)生影響，但是從中長期看消費會因預(yù)期穩(wěn)定而上升[12]。對于農(nóng)村居民而言，參加新農(nóng)保的農(nóng)村家庭更具有消費傾向，增加了家庭消費支出[13-14]。也有學(xué)者認為，新農(nóng)保并非通過提高農(nóng)村居民的消費能力來刺激消費，而是通過提高消費意愿來刺激消費[15]。

二是養(yǎng)老保險與消費之間存在負向的關(guān)系，養(yǎng)老保險制度的發(fā)展會抑制居民的消費水平。白重恩等認為，提高養(yǎng)老保險繳費率會顯著抑制繳費家庭的消費，養(yǎng)老保險繳費負擔(dān)對總消費的影響也主要是負面的[16]。王小龍等通過異質(zhì)性劃分發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老保險的雙軌制抑制了企業(yè)職工家庭的人均消費支出，城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險并軌改革將增強居民消費水平的釋放[17]。城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的養(yǎng)老保險同樣也會抑制農(nóng)村居民的消費水平[18]。

三是養(yǎng)老保險對消費的影響是不確定或者不顯著的。謝文等研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)人們的消費支出水平處于較低層次時，社會保障體系的變化無論從長期還是短期來看，都不一定能引起消費支出水平的正向變化[19]。此外，有學(xué)者認為不僅養(yǎng)老保險與消費不相關(guān)，甚至整個社會保障體系都與消費水平不存在相關(guān)性。顧海兵等利用OLS回歸分析說明了社會保障水平和消費水平不相關(guān)，并認為冀望通過提高社會保障水平來刺激消費的論點是大可質(zhì)疑的[20]。

現(xiàn)有文獻給本文提供了重要參考價值，但是也存在一些不足。首先，現(xiàn)有研究主要考察的是人口年齡結(jié)構(gòu)對居民消費的影響，但卻忽視了農(nóng)村居民與城鎮(zhèn)居民在人口年齡結(jié)構(gòu)上的差異，并且有關(guān)養(yǎng)老保險對消費影響的研究也大部分集中于城鎮(zhèn)職工或城鎮(zhèn)居民，而關(guān)于城鄉(xiāng)居保對農(nóng)村居民消費的影響的研究比較少。其次，政策效果的時效性對于政府政策的實施和調(diào)整具有重要的參考意義，養(yǎng)老保險對農(nóng)村居民消費的影響的研究大多是基于改革之前的新農(nóng)保，關(guān)于改革后城鄉(xiāng)居保對消費的影響的研究較少。對此，本文將城鄉(xiāng)居保引入模型分析中，通過構(gòu)建虛擬變量的形式，探索一般化的理論模型框架，嘗試給出農(nóng)村居民消費的人口學(xué)解釋，研究人口年齡結(jié)構(gòu)、城鄉(xiāng)居保與農(nóng)村居民消費三者之間的關(guān)系。

三、理論框架

(1)

其中，nt為出生率，子女消費對于該個體的效用為τ(1+nt)1-ε，ε表示子女消費對個體邊際效用的遞減程度(ε>0)，θ表示不變風(fēng)險規(guī)避系數(shù)，β表示效用貼現(xiàn)率。

(2)

(3)

(4)

(5)

同理可得，該個體未參加城鄉(xiāng)居保的最優(yōu)消費規(guī)劃：

(6)

(7)

(8)

(9)

在t時期，假設(shè)總?cè)丝跀?shù)為L，農(nóng)村居民占總?cè)丝诘谋壤秊棣?，農(nóng)村居民人口數(shù)為R=γL，農(nóng)村少兒撫養(yǎng)比為λ1，農(nóng)村勞動力人口比為λ2，農(nóng)村老年撫養(yǎng)比為λ3(2)農(nóng)村少兒、老年撫養(yǎng)比為農(nóng)村少兒人口、老年人口與農(nóng)村勞動力人口的比值，農(nóng)村勞動力人口比為農(nóng)村勞動力人口與農(nóng)村居民總?cè)丝诘谋戎?。。城鄉(xiāng)居保覆蓋率為α(3)此處將“城鄉(xiāng)居保覆蓋率”定義為城鄉(xiāng)居保參保人數(shù)占總?cè)丝诘谋戎怠?，實際參加城鄉(xiāng)居保的農(nóng)村居民人數(shù)占城鄉(xiāng)居保參保人數(shù)的比例為κ，則參加城鄉(xiāng)居保的農(nóng)村居民人數(shù)為καL，尚未參加和未納入城鄉(xiāng)居保的人數(shù)為(γ-κα)L。

為了簡化模型，將參加城鄉(xiāng)居保和未參加城鄉(xiāng)居保的個體最優(yōu)自身消費、最優(yōu)子女消費進行平均化。則農(nóng)村居民消費率為：

(10)

(11)

將(11)化簡得到：

(12)

命題1：農(nóng)村地區(qū)少兒、老年撫養(yǎng)比上升對農(nóng)村居民消費率具有促進作用。其程度受到子女消費對于該個體的效用τ(1+nt)1-ε、不變風(fēng)險規(guī)避系數(shù)θ和效用貼現(xiàn)率β的影響。

目前，中國的農(nóng)村老年撫養(yǎng)比在逐年增加，個體用于老年贍養(yǎng)的費用也隨之增加，受“全面二孩”政策的影響，少兒撫養(yǎng)比也是逐年增長，個體用于子女教育支出、生活支出的費用也有所增加，故社會總消費也隨之增加。農(nóng)村地區(qū)老年、少兒撫養(yǎng)比的上升傾向于提高總的農(nóng)村居民消費率。

(13)

(14)

城鄉(xiāng)居保養(yǎng)老金收入大于個人繳費精算現(xiàn)值時，會出現(xiàn)養(yǎng)老金的代際轉(zhuǎn)移，即當(dāng)代人財富轉(zhuǎn)移到上一代人，當(dāng)代人養(yǎng)老金凈財富為負值，進而會抑制養(yǎng)老金繳費的積極性，繳費率過高會降低農(nóng)村居民消費水平，但覆蓋率的擴大會提高農(nóng)村居民對制度的信任程度，個體對未來老年生活較為樂觀，從而增加當(dāng)期消費。

(15)

(16)

四、計量模型、變量和數(shù)據(jù)

為了研究人口年齡結(jié)構(gòu)、城鄉(xiāng)居保與農(nóng)村居民消費率之間的關(guān)系，本文選擇合適的變量并構(gòu)建實證模型進行檢驗。借鑒現(xiàn)有研究，同時考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本文進行以下變量選擇。

(一)模型的建立

由于我國2009年9月開始新農(nóng)保試點，為了保證數(shù)據(jù)完整性，本文選取2010年以后的數(shù)據(jù)進行測算，運用2010—2017年中國省際面板數(shù)據(jù)，將解釋變量分為三類：第一類是人口年齡結(jié)構(gòu)，包括農(nóng)村少兒撫養(yǎng)比(CD)、農(nóng)村老年撫養(yǎng)比(OD)、農(nóng)村居民預(yù)期壽命(Lifetime)；第二類是城鄉(xiāng)居保制度，采用城鄉(xiāng)居保繳費率(Payment)、覆蓋率(Coverage)以及2014年城鄉(xiāng)居保統(tǒng)一(Unity)來表示；第三類是經(jīng)濟增長，主要使用人均收入增長率(Income)代理，此外還引入三個交互項，分別是農(nóng)村少兒、老年撫養(yǎng)比與收入增長率的交互項、城鄉(xiāng)居保繳費率與覆蓋率的交互項。被解釋變量為農(nóng)村居民消費率(Consumption)，最終構(gòu)建以下面板數(shù)據(jù)模型進行實證分析：

Consumptionit=α0+β1CDit+β2ODit+β3Lifetimeit+β4Paymentit+β5Coverageit+β6Unityit+β7Incomeit

+β8Income×CDit+β9Income×ODit+β10Payment×Coverageit+εit

(17)

式(17)中，β1，β2，……，β10是待估系數(shù)，α0是個體固定效應(yīng)，εit是隨機干擾項。

(二)變量選取與數(shù)據(jù)處理

1.農(nóng)村居民消費率。消費率反映一個國家或地區(qū)在一定時期內(nèi)的最終消費(用于居民個人消費和社會消費的總額)占當(dāng)年GDP的比率。本文將農(nóng)村居民消費率定義為農(nóng)村居民個人消費總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重。在歷年《中國統(tǒng)計年鑒》中，國家統(tǒng)計局并未給出“農(nóng)村居民個人消費總額”的數(shù)據(jù)，但是卻給出了農(nóng)村居民人均消費支出和農(nóng)村地區(qū)人口數(shù)。因此，農(nóng)村居民消費率=(農(nóng)村居民人口數(shù)×農(nóng)村居民人均消費支出)/地區(qū)生產(chǎn)總值。

臟器指數(shù)又稱臟體比，是試驗動物某臟器的重量與其體重的比值。臟器系數(shù)的變化可較好地反映化學(xué)毒物對該臟器的毒性綜合情況。臟器系數(shù)下降表示萎縮、退行性變化；臟器系數(shù)加大，在一定范圍內(nèi)表示臟器機能增強，過大則可能是充血、水腫、增生肥大性變化等病變。

2.人口年齡結(jié)構(gòu)。反映人口結(jié)構(gòu)的變量是少兒人口比和老年撫養(yǎng)比。老年撫養(yǎng)比指的是65歲及以上的人口數(shù)與15～64歲人口數(shù)的比值。少兒撫養(yǎng)比指的是14歲及以下的人口數(shù)與15～64歲人口數(shù)的比值，本文少兒、老年撫養(yǎng)比限定在農(nóng)村地區(qū)。

3.預(yù)期壽命。中國現(xiàn)行的城鄉(xiāng)居保制度規(guī)定年滿60歲的農(nóng)村居民可以開始領(lǐng)取養(yǎng)老金。本文采用胡英的做法[21]，根據(jù)死亡率的歷史數(shù)據(jù)間接地推算預(yù)期壽命，公式為：預(yù)期壽命=80.52283-9.905654×(人口死亡率/65歲以上人口比重)。

5.其他解釋變量。收入增長率是影響消費的重要因素，可支配收入是居民實際可用于消費的收入，其可以直接有效引起居民消費水平的變動。因此，本文用農(nóng)村居民人均可支配收入增長率來表示收入增長率。

表1 各變量統(tǒng)計描述結(jié)果

五、計量模型回歸結(jié)果與解釋

(一)面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗

本文采用的是宏觀經(jīng)濟面板數(shù)據(jù)，由于n大T小(T=8，n=31)，故本研究所使用的數(shù)據(jù)為短面板結(jié)構(gòu)。為了避免回歸過程出現(xiàn)偽回歸問題，本文使用面板單位根檢驗對各差分變量進行了平穩(wěn)性檢驗，檢驗方法是LLC 檢驗(同質(zhì)面板數(shù)據(jù)檢驗)以及IPS 檢驗(異質(zhì)面板數(shù)據(jù)檢驗)。檢驗結(jié)果見表2。

由表2可知，各差分變量均在5%的顯著性水平下拒絕了各種單位根檢驗，因此各一階差分變量都是平穩(wěn)的，可以對其進行不同模型的實證回歸。

表2 面板單位根檢驗結(jié)果

注：表中數(shù)字分別為檢驗統(tǒng)計量的值和概率值，檢驗準則為AIC。

(二)計量模型方法

下面對靜態(tài)面板數(shù)據(jù)進行Hausman檢驗，檢驗結(jié)果表明chi2(10)=49.21(Prob>chi2=0.0000)，故拒絕原假設(shè)，認為應(yīng)該使用固定效應(yīng)模型。然后，在此基礎(chǔ)上進行修正瓦爾德(Modified Wald)檢驗和伍德里奇(Wooldridge)檢驗，結(jié)果分別為chi2(31)=746.51(Prob>chi2=0.0000)，F(xiàn)(1,30)=139.461(Prob>F=0.0000)，表明靜態(tài)面板回歸確實存在異方差和自相關(guān)問題。

本文在解釋變量中引入消費率的一階滯后項以彌補在消費方程中遺漏政治、文化等變量的不足。由于計量模型中引入了被解釋變量的滯后項，故已構(gòu)成動態(tài)面板數(shù)據(jù)。對于動態(tài)面板來說，組內(nèi)估計量是不一致的，動態(tài)面板偏差較大，雖然可以利用一階差分來消除個體效應(yīng)，但是滯后的解釋變量與誤差項存在相關(guān)性，導(dǎo)致系數(shù)估計值失真。差分GMM相對于差分工具變量估計，自回歸系數(shù)偏誤和方差最小。本研究在差分GMM的基礎(chǔ)上，加上水平方程，利用了更多的矩條件，故使用系統(tǒng)GMM。系統(tǒng)GMM可以使用水平變化和差分變化的信息，因而回歸效果更好。

(三)實證分析的結(jié)果

本文采用逐步篩選變量的方法進行實證研究，從而得到簡化模型。在模型一中，首先將人口年齡結(jié)構(gòu)、城鄉(xiāng)居保制度、收入增長率等解釋變量全部引入計量模型中，發(fā)現(xiàn)在統(tǒng)計上不顯著，于是剔除這些解釋變量，依次進行回歸，最終得到模型四。表3報告了使用工具變量法進行的二階段系統(tǒng)GMM估計結(jié)果。四個模型差分后的殘差只存在一階序列相關(guān)性，而無二階序列相關(guān)性，Sargan過度識別檢驗結(jié)果均在5%水平上顯著，表明工具變量是有效的。

表3 面板數(shù)據(jù)回歸模型的估計結(jié)果

(續(xù)表3)

解釋變量農(nóng)村居民消費率模型一模型二模型三模型四城鄉(xiāng)居保覆蓋率0.0595*0.0675*0.05160.0624*(1.78)(1.83)(1.59)(1.80)城鄉(xiāng)居保統(tǒng)一0.0013(0.38)收入增長率-1.4103***-1.3845***-1.2564**-1.1285**(-2.79)(-2.85)(-2.52)(-2.29)收入增長率×少兒撫養(yǎng)比1.08551.6943(1.30)(1.45)收入增長率×老年撫養(yǎng)比7.2325**5.89828.0161**7.1983**(2.41)(1.64)(2.44)(2.23)城鄉(xiāng)居保繳費率×城鄉(xiāng)居保覆蓋率-3.3490***-3.3144***-3.4078**-3.4928***(-2.61)(-3.30)(-2.44)(-2.69)常數(shù)項0.8407**0.6786*0.8851**0.8260**(2.33)(1.93)(2.36)(2.30)Wald chi2 Prob>chi21727.12221912.37111190.7779888.14800.00000.00000.00000.0000Sargan檢驗5.50633.59876.70386.82680.59840.82470.56890.5554AR(1)-2.3611-2.2890-2.2800-2.25850.01820.02210.02260.0239AR(2)-0.4553-0.6525-0.3653-0.27980.64890.51410.71490.7796

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著。

(四)估計結(jié)果的解釋

1.老年撫養(yǎng)比、預(yù)期壽命與農(nóng)村居民消費之間均存在顯著負向相關(guān)關(guān)系，但是少兒撫養(yǎng)比與農(nóng)村居民消費之間不存在顯著性關(guān)系。具體原因有以下三點。(1)農(nóng)村居民存在預(yù)防性儲蓄和目標性儲蓄雙重疊加的現(xiàn)象，增加儲蓄弱化了消費。此外，農(nóng)村居民從事的行業(yè)可能是農(nóng)業(yè)和其他服務(wù)業(yè)，收入存在著高度的不確定性，其進行預(yù)防性儲蓄的動機較強。隨著農(nóng)村居民預(yù)期壽命的不斷提高，為了保障將來自身老年生活，農(nóng)村居民可能更加偏向于儲蓄。(2)農(nóng)村老年人存在饋贈動機，農(nóng)村老年人進行財富轉(zhuǎn)移，既表達了對子女的重視，也提高了自身的效用，此行為抑制了總儲蓄率的下降，但卻使當(dāng)代農(nóng)村居民消費減少。(3)盡管城鄉(xiāng)居保已經(jīng)基本覆蓋了全體農(nóng)村居民，但是仍然存在待遇水平偏低的問題。2017年全國城鄉(xiāng)居保月人均養(yǎng)老金水平為125元，其中基礎(chǔ)養(yǎng)老金113元[22]，個人賬戶養(yǎng)老金僅為12元，一年養(yǎng)老金收入1500元，低于同期全國城市低保月平均標準540.6元，甚至低于同期全國農(nóng)村低保月平均標準358.4元[23]。在城鄉(xiāng)居保還無法保障農(nóng)村老年居民的基本生活和農(nóng)村居民的預(yù)期壽命逐步提高的情況下，中國農(nóng)村依舊是以家庭養(yǎng)老為主，老年人生活、醫(yī)療、保健、文化等方面的多種需求要依靠子女和自己來滿足。子女?dāng)?shù)量的減少、較多的獨生子女家庭的出現(xiàn)，無疑加重了子女的養(yǎng)老負擔(dān)，增加了家庭養(yǎng)老的風(fēng)險。因此，人們選擇在工作期內(nèi)減少消費、增加儲蓄。

2.城鄉(xiāng)居保繳費率的提高和覆蓋率的擴大會在一定程度上促進農(nóng)村居民消費，城鄉(xiāng)居保統(tǒng)一與農(nóng)村居民消費不存在顯著關(guān)系，城鄉(xiāng)居保繳費率和覆蓋率的交互項與農(nóng)村居民消費存在負向關(guān)系，即城鄉(xiāng)居保的繳費率提高與城鄉(xiāng)居保的覆蓋率擴大共同弱化了農(nóng)村居民消費水平的提升。具體原因有以下三點。(1)就城鄉(xiāng)居保繳費率來說，大多數(shù)城鄉(xiāng)居民都是選擇100元～300元的檔次繳納城鄉(xiāng)居保，從統(tǒng)計數(shù)據(jù)上看，2016年城鄉(xiāng)居保人均繳費僅為231元，城鄉(xiāng)居?；鹗杖氲?0%左右來源于財政補貼[24]，城鄉(xiāng)居保個人繳費和財政補貼的提高都影響到了農(nóng)村居民的消費水平。個人繳費較少、政府財政補貼較大使農(nóng)村居民老年生活具有一定的保障，故其增加消費。(2)城鄉(xiāng)居保覆蓋率的擴大增加了農(nóng)村居民的制度信任程度，降低了儲蓄動機，增加了消費。在城鄉(xiāng)居保制度發(fā)展的過程中，參保人數(shù)的增加確實提高了農(nóng)村居民的消費水平，拉動了中國的內(nèi)需。但是隨著農(nóng)村居民的養(yǎng)老風(fēng)險意識加強，即使個人繳費與財政補貼增加，農(nóng)村居民的消費水平仍在一定程度上弱化，這也解釋了為何城鄉(xiāng)居保繳費率與城鄉(xiāng)居保覆蓋率交互項對農(nóng)村居民消費具有負向作用。(3)新農(nóng)保與城居保的統(tǒng)一尚未影響到農(nóng)村居民的消費，主要是因為新農(nóng)保與城居保僅僅是制度形式上的合并實施和統(tǒng)一，統(tǒng)一之前與統(tǒng)一之后繳費水平、財政補貼水平并未有較大調(diào)整。

3.滯后一期農(nóng)村居民消費率對即期農(nóng)村居民消費率有顯著正向影響，表明中國農(nóng)村居民消費習(xí)慣非常平穩(wěn)，農(nóng)村居民消費決策比較謹慎。農(nóng)民收入水平雖然隨著改革開放的深入顯著提高，但農(nóng)村居民比較崇尚勤儉節(jié)約，要改變其消費習(xí)慣需要十分漫長的過程。

4.收入增長降低了農(nóng)村居民的消費水平，但是收入增長率與老年撫養(yǎng)比的交互項一定程度上促進了農(nóng)村居民的消費水平。中國經(jīng)濟的高速增長帶動農(nóng)村居民個人收入相對增加，個人收入的增加反而使農(nóng)村居民尤其是工作一代儲蓄增加，進而導(dǎo)致農(nóng)村居民消費下降。而收入增長率與老年撫養(yǎng)比的交互項對農(nóng)村居民消費產(chǎn)生了正向影響，可能是因為農(nóng)村老年人屬于純消費群體，儲蓄動機沒有工作一代那么強烈，其收入(主要是養(yǎng)老金收入)的增加會促進自身消費，進而對農(nóng)村居民的整體消費產(chǎn)生促進效應(yīng)。

六、結(jié)論與啟示

運用2010—2017年中國省際面板數(shù)據(jù)進行實證分析，本文得出以下結(jié)論：(1)在人口結(jié)構(gòu)方面，老年撫養(yǎng)比、預(yù)期壽命均與農(nóng)村居民消費存在顯著的負向關(guān)系，少兒撫養(yǎng)比與農(nóng)村居民消費不存在顯著性關(guān)系；(2)在城鄉(xiāng)居保制度方面，城鄉(xiāng)居保的繳費率、覆蓋率與農(nóng)村居民消費存在顯著正向關(guān)系，但是城鄉(xiāng)居保統(tǒng)一與農(nóng)村居民消費不存在顯著性關(guān)系，城鄉(xiāng)居保繳費率與覆蓋率的交互項對農(nóng)村居民消費存在負向作用；(3)農(nóng)村居民的消費習(xí)慣較為平穩(wěn)，農(nóng)村居民收入的增長會抑制農(nóng)村居民消費支出，但農(nóng)村居民收入增長率與老年撫養(yǎng)比的交互項促進了農(nóng)村居民消費。

鑒于以上結(jié)論，本文提出以下建議。(1)提高城鄉(xiāng)居保待遇水平。盡快落實城鄉(xiāng)居保待遇確定機制和基礎(chǔ)養(yǎng)老金正常調(diào)整機制，不斷提高城鄉(xiāng)居保的待遇水平，建立起能夠保障農(nóng)村居民基本生活的養(yǎng)老保險制度，從而弱化老年撫養(yǎng)比上升、預(yù)期壽命增加對農(nóng)村居民消費的抑制作用。(2)鞏固和完善繳費激勵機制。在城鄉(xiāng)居保已經(jīng)基本實現(xiàn)人群全覆蓋的情況下，進一步完善城鄉(xiāng)居保的繳費激勵機制，提高繳費檔次，鼓勵農(nóng)村居民長期繳費，從而促進其消費。(3)明確政府財政補貼和個人繳費責(zé)任。合理調(diào)整政府財政補貼責(zé)任，增加對城鄉(xiāng)居保的財政支持，適時將個人繳費和地方財政繳費補貼方式改為比例制，以確保對城鄉(xiāng)居保財政補貼和個人繳費標準實行動態(tài)調(diào)整。