農(nóng)村居民養(yǎng)老保險(xiǎn)財(cái)政補(bǔ)貼與農(nóng)民家庭消費(fèi)異質(zhì)性

曾之遙，李磊，劉木子云，劉中海

摘 要：基于2011年和2013年兩期CHARLS數(shù)據(jù)構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型，分析農(nóng)村居民養(yǎng)老保險(xiǎn)制度中央財(cái)政“一刀切”的基礎(chǔ)養(yǎng)老金補(bǔ)貼政策與地方財(cái)政差異化的繳費(fèi)補(bǔ)貼政策對(duì)農(nóng)民家庭消費(fèi)的異質(zhì)性影響。結(jié)果顯示：財(cái)政補(bǔ)貼有利于整體促進(jìn)參保農(nóng)民家庭消費(fèi)支出，尤其對(duì)已領(lǐng)取養(yǎng)老金的家庭，消費(fèi)增進(jìn)效應(yīng)更明顯;對(duì)于未領(lǐng)取養(yǎng)老金的參保農(nóng)民家庭，卻具有抑制效應(yīng)。從不同收入階層和不同地區(qū)來看，農(nóng)村居民養(yǎng)老保險(xiǎn)財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)低、中、高收入階層農(nóng)民家庭消費(fèi)的影響依次減弱，對(duì)東部、西部、中部地區(qū)農(nóng)民家庭消費(fèi)的影響依次增強(qiáng)。因此，加大財(cái)政補(bǔ)貼力度、優(yōu)化補(bǔ)貼方式、擴(kuò)展籌資渠道、強(qiáng)化制度聯(lián)動(dòng)能更好地發(fā)揮財(cái)政補(bǔ)貼改善社會(huì)福利的作用。

關(guān)鍵詞： 農(nóng)村居民養(yǎng)老保險(xiǎn);財(cái)政補(bǔ)貼;消費(fèi)效應(yīng);異質(zhì)性分析

中圖分類號(hào)：F323.89;F812.8;F842.67 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： A ? ?文章編號(hào)：1003-7217（2020）04-0018-07

基金項(xiàng)目： ?國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重大項(xiàng)目（19ZDA158）、國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金一般項(xiàng)目（18BZZ026）

一、引 言

作為引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“三駕馬車”之一，當(dāng)前居民消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用愈發(fā)明顯，已經(jīng)躍升為第一驅(qū)動(dòng)力。受二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)影響，我國(guó)農(nóng)村大部分地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與社會(huì)保障水平較低，因此，完善農(nóng)村社會(huì)保障體系成為釋放廣大農(nóng)村地區(qū)與農(nóng)村居民消費(fèi)潛力的核心舉措。農(nóng)村居民養(yǎng)老保險(xiǎn)制度（以下簡(jiǎn)稱“農(nóng)居?！保┳?009年新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)制度試點(diǎn)（以下簡(jiǎn)稱“新農(nóng)?！保?，到2012年實(shí)現(xiàn)制度全覆蓋，再到2014年與城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)（以下簡(jiǎn)稱“城居保”）合并為城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)制度（以下簡(jiǎn)稱“城鄉(xiāng)居?！保l(fā)展之快，成效之大，舉世矚目。財(cái)政補(bǔ)貼作為該制度的最大亮點(diǎn)，無疑會(huì)影響農(nóng)民家庭的收支狀況及其消費(fèi)水平。

主流消費(fèi)理論認(rèn)為，居民現(xiàn)期消費(fèi)（儲(chǔ)蓄）會(huì)受到其收入水平、年齡條件、消費(fèi)習(xí)慣以及不確定性預(yù)期等因素的影響[1]。個(gè)體根據(jù)收入狀況和不確定性預(yù)期調(diào)整生命周期內(nèi)的消費(fèi)配置，追求終生跨時(shí)預(yù)算約束下的效用最大化;家庭的消費(fèi)（儲(chǔ)蓄）也會(huì)根據(jù)其資產(chǎn)水平進(jìn)行“權(quán)衡布局”[2]，規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)以實(shí)現(xiàn)資源配置帕累托最優(yōu)[3]。事實(shí)上，農(nóng)村居民的消費(fèi)決策不僅要考慮其收入水平，還要考慮其收入的變化以及未來可能面臨的各種不確定性風(fēng)險(xiǎn)[4]。社會(huì)保險(xiǎn)作為農(nóng)民風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)的主要方式，養(yǎng)老保險(xiǎn)保障其老有所養(yǎng)，醫(yī)療保險(xiǎn)防止其因病致貧，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)能夠降低其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)，均具有保障農(nóng)民收入、刺激農(nóng)民消費(fèi)的功能[5，6]。農(nóng)居保通過國(guó)家財(cái)政對(duì)農(nóng)民參保繳費(fèi)進(jìn)行補(bǔ)助，其全面實(shí)施必然會(huì)對(duì)農(nóng)民的預(yù)期收入、預(yù)防性儲(chǔ)蓄以及未來的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期產(chǎn)生影響。財(cái)政補(bǔ)貼直接減少了農(nóng)民的繳費(fèi)支出，養(yǎng)老金收入又為其老年期消費(fèi)提供資金支持，降低農(nóng)民對(duì)未來養(yǎng)老的不確定性預(yù)期，理論上具有引導(dǎo)農(nóng)民減少儲(chǔ)蓄，增加消費(fèi)的功效[7]。

不同學(xué)者對(duì)城鄉(xiāng)居保的居民儲(chǔ)蓄、消費(fèi)效應(yīng)進(jìn)行了研究。宏觀上，有學(xué)者認(rèn)為增加新農(nóng)保財(cái)政支出可拉動(dòng)農(nóng)民消費(fèi)與內(nèi)需增長(zhǎng)，其中，財(cái)政支出增加1億元可拉動(dòng)農(nóng)民消費(fèi)支出增加18億元[8];也有學(xué)者測(cè)算發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)居保對(duì)社會(huì)總消費(fèi)的短期效應(yīng)為0.4%，長(zhǎng)期資本存量將降低0.7%[9]。還有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)保有利于增加全體農(nóng)民的邊際消費(fèi)傾向[10]，促進(jìn)其日常消費(fèi)[11]，其中，人均養(yǎng)老金支出的邊際消費(fèi)傾向約等于0.1[12]。微觀上，已有研究重點(diǎn)探討參保居民個(gè)體特征、家庭互動(dòng)、制度覆蓋與財(cái)政補(bǔ)貼等因素對(duì)釋放其消費(fèi)潛能的影響，而收入水平仍然是居民消費(fèi)的決定因素[13]。具體而言，在年齡方面，相比60歲以上直接領(lǐng)取養(yǎng)老金的居民，城鄉(xiāng)居保通過養(yǎng)老金財(cái)富替代和降低風(fēng)險(xiǎn)渠道對(duì)60歲以下參保居民的消費(fèi)影響較小[14]。在消費(fèi)層次上，生存型消費(fèi)如食品、日用品、水電氣[15]等影響較為明顯，高層次消費(fèi)支出如旅游、汽車等影響不顯著。地區(qū)層面，城鄉(xiāng)居保養(yǎng)老金財(cái)政支出單位增長(zhǎng)所帶來的家庭邊際消費(fèi)傾向，經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)大于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)[16，17]。與之相反，有學(xué)者也發(fā)現(xiàn)參加城鄉(xiāng)居保對(duì)家庭消費(fèi)具有顯著的負(fù)效應(yīng)[18]，參保繳費(fèi)會(huì)“擠出”居民消費(fèi)支出[19]，養(yǎng)老金領(lǐng)取對(duì)食品、衣著、醫(yī)療保健及其他非耐用品的消費(fèi)也基本無影響[20]。

已有關(guān)于城鄉(xiāng)居保與居民儲(chǔ)蓄消費(fèi)效應(yīng)的研究，由于方法、數(shù)據(jù)不統(tǒng)一，研究結(jié)論千差萬別，缺少?gòu)母＠?yīng)視角關(guān)注農(nóng)居保財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)民家庭消費(fèi)影響的測(cè)度及其異質(zhì)性分析。為此，本文重點(diǎn)探究農(nóng)居保差異化財(cái)政補(bǔ)貼政策對(duì)農(nóng)民家庭消費(fèi)的異質(zhì)性影響，挖掘其消費(fèi)效應(yīng)在不同地區(qū)、不同人群的異質(zhì)性表現(xiàn)，以此為依據(jù)更好地完善農(nóng)居保財(cái)政補(bǔ)貼政策。

二、農(nóng)居保差異化財(cái)政補(bǔ)貼的基本現(xiàn)狀

（一）農(nóng)居保財(cái)政補(bǔ)貼政策

農(nóng)居保實(shí)行中央和地方兩級(jí)財(cái)政對(duì)居民參保繳費(fèi)和基礎(chǔ)養(yǎng)老金進(jìn)行補(bǔ)貼，政策內(nèi)容見表1。其中，中央財(cái)政承擔(dān)基礎(chǔ)養(yǎng)老金補(bǔ)貼，補(bǔ)貼數(shù)額隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展與物價(jià)增長(zhǎng)不斷提高;地方政府承擔(dān)部分基礎(chǔ)養(yǎng)老金（東部地區(qū)）與繳費(fèi)補(bǔ)貼，雖然繳費(fèi)補(bǔ)貼額度也隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展有所上調(diào)，但各地差異巨大[21，22]。

1.繳費(fèi)補(bǔ)貼主要由地方財(cái)政承擔(dān)，針對(duì)一般參保人員、高檔次繳費(fèi)者、長(zhǎng)期繳費(fèi)者和困難參保人員分別給予補(bǔ)貼。其中，一般繳費(fèi)補(bǔ)貼為不低于30元/人/年的最低標(biāo)準(zhǔn);多繳繳費(fèi)補(bǔ)貼和長(zhǎng)繳繳費(fèi)補(bǔ)貼是為激勵(lì)居民選擇高繳費(fèi)檔次、長(zhǎng)期參保繳費(fèi)所加發(fā)的補(bǔ)貼。困難人員繳費(fèi)補(bǔ)貼是財(cái)政對(duì)困難、殘疾群體給予的優(yōu)惠，根據(jù)其收入情況為其部分或全部代繳最低標(biāo)準(zhǔn)100元/人/年的參保費(fèi)用。

2.基礎(chǔ)養(yǎng)老金補(bǔ)貼，即國(guó)家財(cái)政對(duì)60歲以上老年群體給予的直接補(bǔ)貼，包括最低補(bǔ)貼、加發(fā)補(bǔ)貼和高齡補(bǔ)貼三種類型。最低基礎(chǔ)養(yǎng)老金補(bǔ)貼在2009年是55元/人/月，到2014年7月提高至70元/人/月，到2018年1月又提高至88元/人/月。其中，東部地區(qū)中央財(cái)政負(fù)擔(dān)一半，中、西部地區(qū)由中央財(cái)政全部負(fù)擔(dān)。加發(fā)補(bǔ)貼一般由省級(jí)財(cái)政統(tǒng)籌，根據(jù)本省實(shí)際對(duì)全體60歲以上老人增加的基礎(chǔ)養(yǎng)老金補(bǔ)貼。高齡補(bǔ)貼主要針對(duì)80歲以上老人發(fā)放，只在部分省份推行。

（二）農(nóng)居保差異化財(cái)政補(bǔ)貼的分區(qū)概算

為整體概算農(nóng)居保差異化財(cái)政補(bǔ)貼數(shù)額，通過以下公式對(duì)中央和地方財(cái)政補(bǔ)貼進(jìn)行估算①（結(jié)果見表2）：

（1）中央財(cái)政補(bǔ)貼數(shù)額=本年度中、西部地區(qū)農(nóng)居保待遇領(lǐng)取人數(shù)×基礎(chǔ)養(yǎng)老金×12+本年度東部地區(qū)農(nóng)居保待遇領(lǐng)取人數(shù)×基礎(chǔ)養(yǎng)老金×50%×12

（2）東部地方財(cái)政補(bǔ)貼數(shù)額=本年度東部地區(qū)農(nóng)居保待遇領(lǐng)取人數(shù)×基礎(chǔ)養(yǎng)老金×50%×12+（年末農(nóng)居保參保人數(shù)-本年度農(nóng)居保待遇領(lǐng)取人數(shù)）×30

（3）中、西部地方財(cái)政補(bǔ)貼數(shù)額=（年末農(nóng)居保參保人數(shù)-本年度農(nóng)居保待遇領(lǐng)取人數(shù)）×30

其中，2010、2013年基礎(chǔ)養(yǎng)老金以55元/人/月計(jì)算，2016年基礎(chǔ)養(yǎng)老金以70元/人/月計(jì)算，繳費(fèi)補(bǔ)貼統(tǒng)一按30元/人/年計(jì)算。

分析表2發(fā)現(xiàn)，地方與中央財(cái)政補(bǔ)貼總體保持較高水平的增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)。分地區(qū)來看，由于各省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和財(cái)政實(shí)力不一，表現(xiàn)出東部地區(qū)地方財(cái)政補(bǔ)貼顯著多于中部和西部地區(qū)。盡管在基礎(chǔ)養(yǎng)老金補(bǔ)貼部分，中央財(cái)政考慮到地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異，給予中、西部地區(qū)全額補(bǔ)助的優(yōu)惠，有利于減輕地方財(cái)政壓力，縮小地區(qū)發(fā)展差異導(dǎo)致的福利不均衡，但很顯然這種作用非常有限。如果考慮東、中、西部地區(qū)基礎(chǔ)養(yǎng)老金與繳費(fèi)補(bǔ)貼的實(shí)際差異，數(shù)據(jù)的懸殊會(huì)更大。這突出說明“一刀切”的基礎(chǔ)養(yǎng)老金補(bǔ)貼政策與地方差異化的繳費(fèi)補(bǔ)貼政策既受地區(qū)發(fā)展不平衡的影響，也反過來影響地區(qū)福利平衡。為進(jìn)一步測(cè)算這種差異化的農(nóng)居保財(cái)政補(bǔ)貼政策對(duì)農(nóng)民家庭消費(fèi)的異質(zhì)性影響，以下將基于面板數(shù)據(jù)模型展開實(shí)證分析。

三、模型與數(shù)據(jù)說明

（一）模型構(gòu)建與變量選取

面板數(shù)據(jù)模型作為一種新興經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析方法，與一般的時(shí)間序列模型和橫截面模型相比，不僅能夠描述個(gè)體或地區(qū)間的動(dòng)態(tài)變化，還可有效反映被忽略的時(shí)間、個(gè)體與地區(qū)差異因素，削弱函數(shù)模型因解釋變量高度相關(guān)而造成的多重共線性問題，模型估計(jì)結(jié)果更為精確[23]。為此，根據(jù)城鄉(xiāng)居保財(cái)政補(bǔ)貼影響農(nóng)民家庭消費(fèi)的理論機(jī)制，構(gòu)建實(shí)證分析模型如下：

conit=β0+β1grantit+β2Xit+i+λt+εit（1）

其中，被解釋變量conit代表第i個(gè)樣本參保農(nóng)民家庭在第t年所產(chǎn)生的消費(fèi)數(shù)額，以國(guó)家統(tǒng)計(jì)局消費(fèi)支出分類為依據(jù)，根據(jù)當(dāng)年農(nóng)民家庭產(chǎn)生的食品、衣著、日用品、居住、通信、醫(yī)療保健、文化娛樂等支出加總得到。核心解釋變量grantit代表第i個(gè)樣本參保農(nóng)民家庭在第t年獲得的農(nóng)居保財(cái)政補(bǔ)貼數(shù)額，由當(dāng)年農(nóng)民家庭農(nóng)居保參保繳費(fèi)情況和領(lǐng)取養(yǎng)老金數(shù)額對(duì)應(yīng)該家庭所屬省份當(dāng)年基礎(chǔ)養(yǎng)老金和繳費(fèi)補(bǔ)貼情況計(jì)算而得，根據(jù)已有研究，預(yù)計(jì)模型中農(nóng)居保財(cái)政補(bǔ)貼grantit的回歸系數(shù)為正（+）?？刂谱兞縓it表示第i個(gè)樣本參保農(nóng)民家庭跟隨時(shí)間t變化的相關(guān)因素的影響，其中包括家庭收入FI： 根據(jù)農(nóng)民家庭當(dāng)年農(nóng)業(yè)、非農(nóng)業(yè)、財(cái)產(chǎn)性與工資性收入等加總得到;家庭規(guī)模FD：農(nóng)民家庭總?cè)藬?shù);家庭少兒占比FCP： 農(nóng)民家庭16歲以下未成年人數(shù)占家庭總?cè)藬?shù)的比例;戶主健康狀況MH①：用戶主自評(píng)身體健康狀況代理家庭成員整體身體健康狀況;家庭成員住院情況FH：有住院的情形記為1，無住院的情形記為0;受訪者受教育程度RE： 受訪者是否完成初中教育，是記為1，否記為0。i表示未觀測(cè)到的家庭特定效應(yīng)，λt表示未觀測(cè)到的時(shí)間特定效應(yīng)，εit表示未觀測(cè)到的既隨家庭又隨時(shí)間改變的誤差項(xiàng)。

（二）數(shù)據(jù)來源與樣本描述

1.數(shù)據(jù)來源說明?；诒本┐髮W(xué)中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）2011年和2013年兩期數(shù)據(jù)，通過篩選匹配形成平衡面板數(shù)據(jù)②。以農(nóng)居保參保農(nóng)民家庭為研究對(duì)象（判斷標(biāo)準(zhǔn)為家庭有1人及以上參加農(nóng)居保），共篩選得到3814個(gè)樣本（即1907個(gè)家庭）。并根據(jù)家中是否有成員領(lǐng)取養(yǎng)老金（判斷標(biāo)準(zhǔn)為家中有一人及以上享受農(nóng)居保養(yǎng)老金待遇），進(jìn)一步將樣本劃分為享受養(yǎng)老金待遇的家庭2310個(gè)和未享受養(yǎng)老金待遇的家庭1504個(gè)。同時(shí)，根據(jù)樣本農(nóng)民家庭所屬省份，將其劃分為東、中、西部③三個(gè)地區(qū)樣本，分別包含樣本數(shù)1412、1424和978個(gè);根據(jù)樣本農(nóng)民家庭收入水平排序分組，劃分為高、中、低三個(gè)收入組④，樣本數(shù)分別為1133、1530和1151個(gè)。

2.樣本描述性統(tǒng)計(jì)。為減少異方差對(duì)回歸模型的影響，數(shù)據(jù)處理過程中將涉及家庭收支的相關(guān)變量取對(duì)數(shù)納入模型分析。同時(shí)，還對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了異常值與極端值處理，以增強(qiáng)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)定性。經(jīng)過數(shù)據(jù)處理得到各變量樣本數(shù)據(jù)基本情況如下：樣本居民家庭年度消費(fèi)支出均值為14862.42元，家庭收入年度均值為28763.6元，農(nóng)居保財(cái)政補(bǔ)貼年度均值為816.59元。分析享受養(yǎng)老金待遇的2310個(gè)樣本家庭發(fā)現(xiàn)：2011年，大多數(shù)農(nóng)民家庭養(yǎng)老金月領(lǐng)取額為55～65元;2013年，提高到70～90元。隨著財(cái)政補(bǔ)貼力度的增加，農(nóng)民家庭養(yǎng)老金收入與其總收入占比逐漸提高，其中，2011年為10.21%，2013年提高到18.99%。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）變量多重共線性檢驗(yàn)

通過測(cè)算得到各解釋變量的因子獨(dú)立性檢驗(yàn)結(jié)果（見表3）。所有變量中最大的獨(dú)立性檢驗(yàn)值為2.16，遠(yuǎn)小于10，表明不存在嚴(yán)重的多重共線性[24]。

（二）面板數(shù)據(jù)回歸方法選擇

通過采用混合回歸（MR）、固定效應(yīng)模型（FE）和隨機(jī)效應(yīng)模型（RE）等多種回歸方法對(duì)變量間的數(shù)量關(guān)系進(jìn)行分析，并采用 LM 檢驗(yàn)和 Hausman 檢驗(yàn)進(jìn)行模型選擇。當(dāng)以lnconit為被解釋變量，對(duì)設(shè)定的面板數(shù)據(jù)模型（1）進(jìn)行回歸，結(jié)果見表4，LM檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的伴隨概率為0.0000，因此在“混合回歸”與“隨機(jī)效應(yīng)”模型之間，應(yīng)選擇“隨機(jī)效應(yīng)模型”。由 Hausman 檢驗(yàn)可知，伴隨概率為0.0000，因此在“固定效應(yīng)” 和“隨機(jī)效應(yīng)”模型之間，應(yīng)采用“固定效應(yīng)模型”。綜上，應(yīng)采用“固定效應(yīng)模型（FE）”進(jìn)行分析，后續(xù)分析中幾個(gè)模型的選擇亦依此推出。

（三）樣本整體回歸分析

表4中，由模型估計(jì)參數(shù)可知，整體上農(nóng)居保財(cái)政補(bǔ)貼能顯著促進(jìn)農(nóng)民家庭消費(fèi)，其中財(cái)政補(bǔ)貼影響農(nóng)民家庭消費(fèi)的邊際效應(yīng)系數(shù)為0.0441，即財(cái)政補(bǔ)貼每增加1個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)民家庭消費(fèi)增加4.41個(gè)百分點(diǎn)，說明當(dāng)前財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)消費(fèi)的影響是一種低水平的促進(jìn)。其他控制變量對(duì)農(nóng)民家庭消費(fèi)的影響：家庭收入與消費(fèi)成正相關(guān)，系數(shù)為0.0989，且在1%以下顯著，收入每增加1個(gè)百分點(diǎn)，家庭消費(fèi)增加9.89個(gè)百分點(diǎn)，說明收入仍是農(nóng)民家庭消費(fèi)的決定性因素。家庭少兒占比對(duì)家庭消費(fèi)具有顯著抑制作用，系數(shù)為-0.5979，說明當(dāng)下農(nóng)村家庭少兒撫養(yǎng)與教育負(fù)擔(dān)較重，少兒占比會(huì)限制家庭除教育支出以外的其他消費(fèi)，以增加子女人力資本投資相關(guān)的儲(chǔ)蓄。家庭規(guī)模顯著正向促進(jìn)家庭消費(fèi)，這與預(yù)期結(jié)果一致：家庭人數(shù)增加，家庭整體消費(fèi)自然增加。農(nóng)民家庭消費(fèi)也與其成員受教育水平成正相關(guān)，受教育水平在一定程度上影響家庭消費(fèi)觀念，受教育水平越高，農(nóng)民對(duì)農(nóng)居保制度的信任感越強(qiáng)，消費(fèi)也更理性。農(nóng)民家庭戶主自評(píng)健康和家庭成員住院情況所對(duì)應(yīng)的變量系數(shù)雖然不顯著，但仍可說明家庭成員健康狀況對(duì)家庭消費(fèi)支出的影響，農(nóng)民身體健康素質(zhì)越好，對(duì)消費(fèi)的信心越足。目前居民就醫(yī)負(fù)擔(dān)仍較重，高昂的醫(yī)療費(fèi)用讓廣大農(nóng)民因擔(dān)心生病而限制其消費(fèi)。

（四）參保家庭異質(zhì)性分析

考察參保未領(lǐng)取養(yǎng)老金和已領(lǐng)取養(yǎng)老金家庭消費(fèi)效應(yīng)的差異結(jié)果（見表5，限于篇幅，主要報(bào)告固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果）。將兩類家庭分開進(jìn)行模型分析發(fā)現(xiàn)：對(duì)于有60歲以上老人、領(lǐng)取養(yǎng)老金的農(nóng)民家庭，消費(fèi)顯著增加5.32%;未領(lǐng)取養(yǎng)老金的參保家庭，消費(fèi)反而受到抑制，水平為8.11%，兩者分別在1%和5%水平下顯著。分析其原因可能為：對(duì)于領(lǐng)取養(yǎng)老金的家庭，一方面，基礎(chǔ)養(yǎng)老金直接增加了家庭的當(dāng)期收入，改善了家庭消費(fèi);另一方面，由于領(lǐng)取養(yǎng)老金的群體年齡都在60歲以上，除養(yǎng)老金收入外，其他收入來源相對(duì)60歲以下群體有所減少，可支配收入也隨之降低，從而使其邊際消費(fèi)傾向整體提高。而對(duì)于參保未領(lǐng)取養(yǎng)老金的農(nóng)民家庭，農(nóng)居保財(cái)政補(bǔ)貼主要為繳費(fèi)補(bǔ)貼，儲(chǔ)存在個(gè)人賬戶，故對(duì)其消費(fèi)的促進(jìn)效應(yīng)尚未顯現(xiàn)，相反，還要承擔(dān)養(yǎng)老金繳費(fèi)負(fù)擔(dān)，這直接減少了家庭的現(xiàn)期收入。此外，這類家庭戶主的年齡在45～59歲之間，大部分有承擔(dān)子女撫養(yǎng)、教育的責(zé)任，家庭負(fù)擔(dān)較重，消費(fèi)相對(duì)謹(jǐn)慎，所以整體表現(xiàn)為抑制效應(yīng)。

（五）收入階層異質(zhì)性分析

收入不同的群體在參加農(nóng)居保時(shí)選擇的繳費(fèi)檔次會(huì)不同，致使不同群體得到的農(nóng)居保財(cái)政補(bǔ)貼也會(huì)有所差異;而不同收入階層的家庭消費(fèi)對(duì)財(cái)政補(bǔ)貼的敏感性不同，繼而其消費(fèi)效應(yīng)也不一樣。為進(jìn)一步分析不同收入階層，農(nóng)居保財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)家庭消費(fèi)支出的異質(zhì)性影響，現(xiàn)將不同收入分組樣本分別納入模型進(jìn)行估計(jì)，表6為固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果。總體來看，增加農(nóng)居保財(cái)政補(bǔ)貼數(shù)額，對(duì)高、中、低三個(gè)不同層次收入的農(nóng)民家庭消費(fèi)支出的促進(jìn)效應(yīng)逐漸增大。農(nóng)居保財(cái)政補(bǔ)貼每提高1個(gè)百分點(diǎn)，低收入群體家庭消費(fèi)增加9.36個(gè)百分點(diǎn)，中、高收入層次農(nóng)民家庭消費(fèi)效應(yīng)分別為0.0502和0.0421。由此說明，低收入家庭對(duì)農(nóng)居保財(cái)政補(bǔ)貼更敏感，福利效應(yīng)更顯著，此結(jié)果與岳愛等（2013）、趙青和李珍（2018）的研究結(jié)果較為一致。

（六）所屬地區(qū)異質(zhì)性分析

為進(jìn)一步分析地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡產(chǎn)生的差異化財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)所屬地區(qū)農(nóng)民家庭消費(fèi)的異質(zhì)性影響，將東、中、西部三個(gè)地區(qū)樣本分別進(jìn)行模型估計(jì)。經(jīng)LM和Hausman檢驗(yàn)的固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果報(bào)告見表7。根據(jù)參數(shù)估計(jì)結(jié)果，農(nóng)居保財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)東部地區(qū)的農(nóng)民家庭消費(fèi)影響不顯著，對(duì)中部和西部地區(qū)農(nóng)民家庭消費(fèi)具有促進(jìn)作用，顯著性水平分別為1%和5%?？赡艿脑蚴菛|部地區(qū)農(nóng)民家庭收入水平要高于中、西部地區(qū)，農(nóng)民家庭消費(fèi)對(duì)財(cái)政補(bǔ)貼的敏感性低于中西部地區(qū)農(nóng)民家庭。另外，從東部地區(qū)省份的內(nèi)部比較來看，河北、海南、山東等省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與財(cái)政實(shí)力相比上海、北京、天津、江蘇等省市又有差異，前面省市的農(nóng)居保地方財(cái)政補(bǔ)貼額度只有后面省市的一半甚至不到一半，而這幾個(gè)省份的樣本量占全東部地區(qū)樣本的71.31%，從而整體上影響了農(nóng)居保財(cái)政補(bǔ)貼的居民消費(fèi)效應(yīng)，致使回歸結(jié)果不顯著。再?gòu)闹小⑽鞑康貐^(qū)來看，中部地區(qū)農(nóng)居保財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)民家庭消費(fèi)效應(yīng)的促進(jìn)作用最為明顯，財(cái)政補(bǔ)貼每提高1個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)民家庭消費(fèi)支出增加6.68個(gè)百分點(diǎn)，相比西部地區(qū)，財(cái)政補(bǔ)貼產(chǎn)生的消費(fèi)促進(jìn)效應(yīng)高1.83個(gè)百分點(diǎn)。具體原因可能為，中部省份經(jīng)濟(jì)水平與財(cái)政實(shí)力與西部省份相比差距仍較明顯，尤其是內(nèi)部城市之間更突出。盡管農(nóng)居保財(cái)政補(bǔ)貼省級(jí)層面數(shù)額相差不大，但中部省份如長(zhǎng)沙、武漢、鄭州等城市自主大幅增加了農(nóng)居保財(cái)政補(bǔ)貼數(shù)額;而許多西部省份地方財(cái)政對(duì)農(nóng)居保補(bǔ)貼仍以較低水平全省統(tǒng)一發(fā)放，致使農(nóng)居保的保障僅僅停留在中央財(cái)政提供的基礎(chǔ)養(yǎng)老金部分，對(duì)家庭收入本來就低的西部地區(qū)農(nóng)民來說，其消費(fèi)促進(jìn)作用不如中部地區(qū)也是自然。尤其是對(duì)除家庭食品消費(fèi)之外的支出沒有影響，這一結(jié)果與黃宏偉等（2018）的研究結(jié)果相似。說明中央“一刀切”財(cái)政補(bǔ)貼政策對(duì)地方差異性財(cái)政補(bǔ)貼政策的影響覆蓋不足，整體財(cái)政補(bǔ)貼力度對(duì)減少不同地區(qū)農(nóng)民福利不平衡作用有限。

五、結(jié)論與政策建議

以上利用CHARLS數(shù)據(jù)構(gòu)建面板計(jì)量模型分析了差異化的農(nóng)居保財(cái)政補(bǔ)貼政策對(duì)于農(nóng)民家庭消費(fèi)支出的異質(zhì)性影響，結(jié)果顯示：總體上，財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)所有參保農(nóng)民家庭消費(fèi)支出具有促進(jìn)作用，但水平較低。分樣本的回歸結(jié)果顯示，農(nóng)居保財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)于已領(lǐng)取養(yǎng)老金的農(nóng)民家庭消費(fèi)促進(jìn)作用更明顯;對(duì)于未領(lǐng)取養(yǎng)老金的農(nóng)民家庭，參保繳費(fèi)減少了家庭當(dāng)期收入，繳費(fèi)補(bǔ)貼的消費(fèi)促進(jìn)作用尚未顯現(xiàn)，表現(xiàn)出對(duì)家庭消費(fèi)的擠出效應(yīng)。從不同收入分組來看，農(nóng)居保財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)高、中、低收入群體家庭消費(fèi)的促進(jìn)效應(yīng)依次增加。從地區(qū)異質(zhì)性來看，農(nóng)居保財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)民家庭消費(fèi)的影響中部地區(qū)大于西部地區(qū)大于東部地區(qū)，說明中央“一刀切”財(cái)政補(bǔ)貼政策對(duì)地方差異性財(cái)政補(bǔ)貼政策的影響覆蓋不足，而整體財(cái)政補(bǔ)貼力度對(duì)減少不同地區(qū)的福利不平衡作用有限。

為此，提出如下政策建議：一要持續(xù)加大農(nóng)居保財(cái)政補(bǔ)貼力度，實(shí)現(xiàn)養(yǎng)老金科學(xué)動(dòng)態(tài)調(diào)整。確保養(yǎng)老待遇能夠有效改善農(nóng)民生活，減輕家庭經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，降低農(nóng)民不確定性預(yù)期，解除農(nóng)民養(yǎng)老的后顧之憂。提高不同參保群體對(duì)農(nóng)居保制度發(fā)展與待遇保障的預(yù)期和信任，強(qiáng)化農(nóng)民繳費(fèi)貢獻(xiàn)與待遇享受的關(guān)聯(lián)。二要不斷優(yōu)化農(nóng)居保財(cái)政補(bǔ)貼方式，找準(zhǔn)中央財(cái)政統(tǒng)一補(bǔ)貼與地方財(cái)政差異補(bǔ)貼的平衡點(diǎn)，不斷彌合地區(qū)發(fā)展不平衡、不充分產(chǎn)生的福利分配不均衡。三要努力拓展農(nóng)居?；鸹I資渠道，增加基金的投資收益，以此降低財(cái)政壓力，減少參保群體因繳費(fèi)負(fù)擔(dān)對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生的擠出效應(yīng)。未來應(yīng)進(jìn)一步落實(shí)農(nóng)居保制度設(shè)計(jì)中集體組織繳費(fèi)補(bǔ)助政策，增加社會(huì)慈善捐贈(zèng)、國(guó)有資產(chǎn)劃撥等多渠道擴(kuò)充農(nóng)居保養(yǎng)老基金。四要加強(qiáng)農(nóng)居保制度與新農(nóng)合制度、農(nóng)村低保制度、農(nóng)村扶貧政策的統(tǒng)籌聯(lián)動(dòng)，形成財(cái)政補(bǔ)貼政策合力，更好發(fā)揮財(cái)政補(bǔ)貼改善農(nóng)村福利的協(xié)整效應(yīng)。

注釋：

① 本文將健康水平在中值以上的賦值為1。

② 對(duì)于2012年以及2013年新加入農(nóng)居保的農(nóng)村家庭，默認(rèn)其在2011年所獲得的補(bǔ)貼為0。

③ 根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的劃分標(biāo)準(zhǔn)，結(jié)合本文研究需要，將五個(gè)樣本地區(qū)劃分如下：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南為東部地區(qū);山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南為中部地區(qū);廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆和內(nèi)蒙為西部地區(qū)。

④ 按照家庭收入從大到小排序，根據(jù)排序結(jié)果將總樣本分為高、中、低三個(gè)收入樣本組，將樣本組中收入最低的30%劃分為低收入組，收入最高的30%劃分為高收入組，將收入處于兩者之間劃分為中收入組。

參考文獻(xiàn)：

[1] Hamermesh D S.Consumption during retirement ：the missing link in the life cycle [J].Review of Economics and Statistics，1984，66（1）：1-7.

[2] Feldstein M. Social security， induced retirement， and aggregate capital accumulation[J].The Journal of Political Economy，1974，33（6）：94-101.

[3] Hubbard R ?G， Skinner J， Zeldes S P. Expanding the life-cycle model： Precautionary saving and public policy[J].American Economic Review， 1994，27（8）：174-179.

[4] 聶榮，沈大娟.農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)參保決策對(duì)農(nóng)民消費(fèi)行為影響的實(shí)證研究[J].東北大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2016（4）：362-368.

[5] 謝漾，劉思亞.社會(huì)保險(xiǎn)政策選擇與農(nóng)戶消費(fèi)行為[J]保險(xiǎn)研究，2015（6）：109-117.

[6] 李樹良.新型農(nóng)村社會(huì)保障對(duì)農(nóng)民消費(fèi)觀念和耐用品消費(fèi)的影響[J].西部論壇， 2016（3）： 37-44.

[7] 姜百臣，馬少華，孫明華.社會(huì)保障對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)行為的影響機(jī)制分析[J].中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2010（11）：32-34.

[8] 沈毅，穆懷中.新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的乘數(shù)效應(yīng)研究[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2013（4）：32-36.

[9] 李時(shí)宇，馮俊新.城鄉(xiāng)居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)——基于多階段世代交疊模型的模擬分析[J].經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2014（3）：3-15.

[10]劉遠(yuǎn)風(fēng).新農(nóng)保擴(kuò)大內(nèi)需的實(shí)證分析[J].中國(guó)人口、資源與環(huán)境，2012（2）：88-93.

[11]岳愛，楊矗，常芳，等.新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭日常費(fèi)用支出的影響[J].管理世界，2013（8）：101-108.

[12]石貝貝.我國(guó)城鄉(xiāng)老年人口消費(fèi)的實(shí)證研究——兼論“退休消費(fèi)之謎”[J].人口研究， 2017（3）：53-64.

[13]李建英，王綠蔭，趙美鳳.養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)影響的研究[J].經(jīng)濟(jì)與管理評(píng)論， 2018（3）：53-61.

[14]馬光榮，周廣肅.新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄的影響：基于CFPS數(shù)據(jù)的研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2014（11）：116-129.

[15]黃宏偉，胡浩鈺.“新農(nóng)保”養(yǎng)老金制度與農(nóng)村家庭生存型消費(fèi)效應(yīng)——來自中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2018（5）：18-26.

[16]陳迪紅，孫福偉.中國(guó)城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老保障水平的區(qū)域差異研究——基于2007-2016年區(qū)際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐，2019，40（3）：46.

[17]趙青，李珍.基本養(yǎng)老保險(xiǎn)與居民消費(fèi)——基于CHARLS數(shù)據(jù)的多層次線性回歸分析[J].財(cái)政研究，2018（3）：87-98.

[18]白重恩，吳斌珍，金燁.中國(guó)養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)對(duì)消費(fèi)和儲(chǔ)蓄的影響[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2012 （8）：48-71+204.

[19]黃睿.新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)高齡農(nóng)民家庭消費(fèi)的影響——基于2011-2013年CHARLS數(shù)據(jù)的研究[J].經(jīng)濟(jì)體制改革，2016（6）：84-92.

[20]康書隆，余海躍，王志強(qiáng).基本養(yǎng)老保險(xiǎn)與城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)：基于借貸約束視角的分析[J].世界經(jīng)濟(jì)，2017（12）：165-188.

[21]李文軍.城鄉(xiāng)居民基礎(chǔ)養(yǎng)老金調(diào)整與財(cái)政負(fù)擔(dān)測(cè)算研究：2016-2050[J].廣西師范大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2018（1）：35-42.

[22]文敏，李磊，李連友，等.農(nóng)村居民養(yǎng)老保險(xiǎn)財(cái)政補(bǔ)貼與收入再分配效應(yīng)測(cè)算[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2019（8）：156-160.

[23]Antweiler W.Nested random effects estimation in unbalanced panel data[J].Journal of Econometrics，2001，101，295-313.

[24]陳強(qiáng).高級(jí)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)及Stata應(yīng)用[M].北京：高等教育出版社，2014：185-192.

（責(zé)任編輯：寧曉青）

The Heterogeneity of Rural Residents' Pension Insurance

Financial Subsidy to Farmers' Household Consumption

——Research based on CHARLS data

ZENG Zhiyao1，LI Lei1，LIU Muziyun2，LIU Zhonghai3

（1.College of Finance and Statistics， Hunan University，Changsha，Hunan 410079，China;

2.Southern College of Sun Yat-sen University，Guangzhou， Guangdong 510000，China;

3.Changsha Human Resources and Social Security Bureau，Changsha，Hunan 410000，China）

Abstract：Based on the 2011 and 2013 CHARLS data， this paper constructs a panel data model to analyze the heterogeneity impact of the "one-size-fits-all" basic pension subsidy and the local differential payment subsidy policy on farmers' household consumption. The results show that the financial subsidies for rural residential subsidies are conducive to the overall promotion of household consumption expenditures， especially for households that have received pensions， the consumption promotion effect is more obvious， but for the insured families who have not received pensions， it has a restraining effect. From the perspective of different income classes and different regions， the impact of financial subsidies for rural residents on the household consumption of low， middle and high income groups has been weakened in turn， and the impact on farmers' household consumption in the eastern， western and central regions has increased in turn. Increasing subsidies， optimizing subsidies， expanding financing channels， and strengthening institutional linkages are the key to better exerting financial subsidies to improve residents' welfare.

Key words：rural subsidy financial subsidies; financial subsidies; rural residents' consumption; heterogeneity analysis

作者簡(jiǎn)介： 曾之遙（1993—），男，湖南長(zhǎng)沙人，湖南大學(xué)金融與統(tǒng)計(jì)學(xué)院博士研究生，研究方向：保險(xiǎn)與社會(huì)保障;李磊（1991—），男，湖南湘鄉(xiāng)人，湖南大學(xué)金融與統(tǒng)計(jì)學(xué)院博士研究生，研究方向：保險(xiǎn)與社會(huì)保障。