索志林，蓋華卿

(東北農(nóng)業(yè)大學 資源與環(huán)境學院，哈爾濱 150030)

農(nóng)村社會保障對中國居民消費需求的影響分析

索志林，蓋華卿

(東北農(nóng)業(yè)大學 資源與環(huán)境學院，哈爾濱 150030)

農(nóng)村社會保障不僅消除了農(nóng)民的后顧之憂，使農(nóng)村消費需求得到擴張，還提高了農(nóng)民收入，縮小了貧富差距和城鄉(xiāng)差距，而這兩方面作用最終均提高了中國居民總體的消費需求。以中國1992—2011年的人均農(nóng)村轉移性收入數(shù)據(jù)代表農(nóng)村居民社會保障支出，以支出法GDP中的居民消費總額代表居民消費需求，通過對兩者增長序列進行實證分析表明，中國農(nóng)村社會保障與居民消費之間不僅協(xié)同性顯著，而且還存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關系，社會保障有利于拉動全社會的消費需求。

農(nóng)村轉移性收入；居民消費需求；社會保障；協(xié)整檢驗

市場化改革以來，社會保障制度在中國城鎮(zhèn)迅速發(fā)展，極大地帶動了城鎮(zhèn)的消費需求，對中國經(jīng)濟的持續(xù)穩(wěn)定增長起到了重要作用。然而，對于中國農(nóng)村而言，社會保障制度的建立在相當程度上仍滯后于城市。近年來，盡管農(nóng)村收入增長較快，但并沒有轉化為現(xiàn)實的消費需求，故盡快建立中國農(nóng)村社會保障制度，對于提升中國農(nóng)村市場的消費需求，進而推動城市消費與農(nóng)村消費市場的銜接，最終提高全社會的消費需求有著重要意義[1]。從現(xiàn)有文獻來看，國內較多學者對農(nóng)村社會保障有利于啟動農(nóng)村消費需求的問題進行了論述[2]，但是農(nóng)村社會保障制度的建立對于擴大全社會的消費需求的作用方面，還少有作者進行論述，因此本文針對這個問題進行分析。

一、農(nóng)村社會保障對居民消費需求的影響機理分析

農(nóng)村社會保障主要從兩方面推動居民的消費需求。

1.農(nóng)村社會保障消除了農(nóng)民的后顧之憂，使得農(nóng)村消費需求得到擴張，最終提高了中國居民總體的需求[3]。在中國社會轉型過程中，農(nóng)村市場經(jīng)濟日益發(fā)展，而中國農(nóng)民承擔的社會責任和風險卻越來越大，如在醫(yī)療改革、教育改革等的沖擊下，他們的預期支出負擔越來越重，子女教育、自身養(yǎng)老和健康等方面支出的增加與農(nóng)村居民收入不穩(wěn)定之間的矛盾，抑制著中國農(nóng)村居民消費愿望的實現(xiàn)。因此，健全和完善農(nóng)村社會保障體系，推動農(nóng)村社會醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險和最低生活保障制度的建立，可以極大地降低農(nóng)村居民預期的不確定性，擴大農(nóng)村居民消費需求，促進全社會消費水平的提高。更為重要的是，農(nóng)村社會保障制度的建立，還可以提高農(nóng)村社會保險政策的連續(xù)性、穩(wěn)定性和統(tǒng)一性，有助于大幅度提高農(nóng)村社會保障制度的威信和農(nóng)村居民對社會保障制度的信心，從而吸引農(nóng)村居民參保，對于保障老年農(nóng)村居民的基本生活有著重要意義。此外，農(nóng)村社會保障體系的建立不僅相當于提高了農(nóng)村居民的收入，也提高了其邊際消費傾向，進而擴大了農(nóng)村市場的內需和拉動能力，而農(nóng)村市場一直是一個潛力極大的市場，牽一發(fā)而動全身。

2.農(nóng)村社會保障縮小了貧富差距和城鄉(xiāng)差距，有效地推動了消費需求的擴張。眾所周知，貧富差距的不斷拉大使全社會的消費需求下降、內需乏力。由于不同收入群體的邊際消費傾向不同，高收入群體的邊際消費傾向相對較低，低收入群體的邊際消費傾向較高，而收入差距的逐漸增大將使得社會財富越來越向少數(shù)高收入群體集中，并且會形成惡性循環(huán)，造成廣大有消費欲望的群體無力購買，而掌握多數(shù)財富的少數(shù)富裕階層的邊際消費傾向和消費總額又基本相對固定，結果是全社會的消費需求會不斷收縮，居民總體的邊際消費傾向也會不斷下降。建立農(nóng)村社會保障制度，對于提高農(nóng)村居民消費比重，提高全社會的邊際消費傾向，有著事半功倍的效果。農(nóng)村社會保障制度的建立有利于推動農(nóng)村消費結構升級，有利于從質量上提升農(nóng)村居民消費需求，為現(xiàn)在的農(nóng)村基本物質消費需求向著更高層次的精神消費需求轉化創(chuàng)造條件，還有利于與正處在新的消費結構轉型期的城市消費需求相銜接，進而提高城鄉(xiāng)的整體購買力。而這一切均有利于推動中國居民消費需求的進一步擴大。

二、農(nóng)村社會保障對居民消費影響的實證分析——以農(nóng)村轉移性收入為例

1.相關變量指標的確定和數(shù)據(jù)來源。首先，確定農(nóng)村社會保障的指標。在《中國統(tǒng)計年鑒》中，關于農(nóng)村社會保障的時間序列數(shù)據(jù)較齊全的只有農(nóng)村轉移性收入一項。關于農(nóng)村轉移性收入，《中國統(tǒng)計年鑒》是這樣解釋的：“一般情況下，是指農(nóng)村住戶在二次分配中的所有收入?！边@里的二次分配主要是指政府轉移支付，因為農(nóng)村轉移性收入較好地代表了中國政府對農(nóng)村的社會保障支出，所以本研究把農(nóng)村人均轉移性收入(元)作為農(nóng)村居民社會保障的代表性指標。其次，就消費需求而言，我們采用支出法GDP中的居民消費總額(億元)作為研究指標。

考慮到中國的市場經(jīng)濟體制改革是從1992年開始的，而社會保障體制也是隨著市場化改革的深入而逐漸建立和完善起來的，因此采用1992—2011年數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。

2.對1992年以來中國農(nóng)村社會保障支出的回顧。中國農(nóng)村人均轉移性收入整體上呈現(xiàn)上升的趨勢，由1992年的38元上升到2011年的549元，增長14倍之多。 如果以CPI指數(shù)作為平減指數(shù)， 那么扣除物價因素后也增長了6.4倍。 其中， 2001年是個轉折點， 此后的增長率遠高于之前， 如1992—2000年的平均增長率是10%， 2001—2011年的平均增長率是22%， 這與進入新世紀以來中國加大對農(nóng)村的投入、農(nóng)村惠民措施的加大， 以及中央對三農(nóng)問題的日益重視是分不開的。 此外， 農(nóng)村轉移性收入增長率與其他宏觀經(jīng)濟指標一樣， 呈現(xiàn)出周期性波動的特征， 但最近幾年其態(tài)勢相對較為穩(wěn)定。 農(nóng)村轉移性收入的波動從側面反映出中國財政支農(nóng)政策的不連續(xù)。

3.協(xié)同性分析。為了便于因果檢驗和協(xié)整檢驗，充分驗證農(nóng)村社會保障對居民消費的影響，我們對兩個變量的增長率的協(xié)同性進行了檢驗。研究認為，轉移性收入增長率和消費增長率兩個變量的波動趨勢大致是相似的，如在20世紀90年代前半期呈現(xiàn)出先上升、后下降的趨勢，1997—2001年間兩個變量又都呈現(xiàn)出低位運行的特征，2001年之后開始整體上升。

由于2000年前后中國農(nóng)村社會保障的增長幅度差異較大，因此我們把2000年作為其結構轉折點，對農(nóng)村轉移性收入與消費的相關系數(shù)進行比較。通過分析兩者的時差相關系數(shù)得知(如表1)，不論是即時相關系數(shù)還是時差相關系數(shù)，其相關程度都較高，尤其是2001年之后，接近高度相關。滯后一期的相關系數(shù)更高，2001—2011年期間的時差相關系數(shù)達到0.83，這說明第t年的農(nóng)村轉移性收入對第t+1年的消費有著重要的推動效應，同時也證明了中國消費對農(nóng)村社會保障有著一定的依賴作用。

表1 時差相關系數(shù)計算結果

為了進一步度量兩個變量的協(xié)同性，我們對兩者的增長率進行回歸分析，建立回歸方程如下：

R2=0.84 DW=1.93

由上式可知，農(nóng)村轉移性收入與居民消費增長的協(xié)同性較顯著， T統(tǒng)計值的絕對值都大于2，擬合度也較高，R2的值達到0.84，DW值也接近2，而且最重要的是其協(xié)同系數(shù)大于零，回歸結果表明，前者對后者的同步影響十分顯著。

4.GRANGER因果檢驗。由于GRANGER檢驗要求變量是平穩(wěn)變量，因此我們首先對1993年以來的兩個增長率序列進行ADF檢驗(如表2所示)。由表2可知，農(nóng)村轉移性收入增長率與居民消費增長率序列都在5%的臨界值下平穩(wěn)，符合GRANGER檢驗的條件。

表2 農(nóng)村轉移性收入與居民消費增長序列ADF檢驗

年 份變量ADFTestStatistic1%CriticalValue*5%CriticalValue結論1993—2009ZZSt-3.1-3.9-3.0平穩(wěn)ZCOMt-4.7-3.9-3.0平穩(wěn)

再利用EVIEWS軟件對兩者進行因果檢驗，結果(見表3)表明，當滯后值為1和2時，都是ZZSt單向作用于ZCOMt，因此因果檢驗結果與機理部分分析的結論是一致的，即中國農(nóng)村轉移性收入增長對全國居民消費需求增長有著較強的正向推動效應。

表3 GRANGER因果檢驗結果

5.協(xié)整檢驗。對ZZSt和ZCOMt兩個序列進行協(xié)整分析，以檢驗兩者是否具有長期穩(wěn)定的關系。協(xié)整檢驗要求所檢驗的序列是相同的單整序列，而由表2可知，它們都是I(0)序列，符合協(xié)整檢驗的要求。運用EVIEWS軟件可以得到協(xié)整檢驗結果(見表4)。由表4可知，在5%臨界值下,跡檢驗和最大特征值檢驗都大于其臨界值，這表明存在一個協(xié)整向量，因此可以認為，農(nóng)村轉移性收入與居民消費需求之間存在著長期穩(wěn)定的協(xié)整關系。

表4 協(xié)整檢驗結果

結 論

通過對農(nóng)村社會保障作用于中國居民消費的機理分析及其相關性的實證檢驗，證明了中國農(nóng)村社會保障對居民消費需求的正向推動作用，并且得知中國農(nóng)村轉移性收入與消費需求之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關系。結論具體如下。

第一，中國農(nóng)村轉移性收入在2000年以后增長速度明顯加快，與消費需求的相關程度也顯著上升，但是其增長幅度變化較大，表明中國財政支農(nóng)政策不夠連續(xù)；第二，1993年以來的農(nóng)村轉移性收入增長率與居民消費增長率序列在5%的臨界值下均平穩(wěn)，并且當滯后值為1和2時，都是前者單向作用于后者，表明中國農(nóng)村社會保障有利于拉動全社會的消費需求；第三，協(xié)整分析表明，在5%的臨界值下，跡檢驗和最大特征值檢驗都證明存在一個協(xié)整向量，因此農(nóng)村社會保障與中國居民消費之間不僅協(xié)同性顯著，而且還存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關系。

推動農(nóng)村社會保障體系的建立是利國利民的大事，其關鍵是：首先，要加強社會保障立法，推動農(nóng)村社會保障制度化，堅決不允許農(nóng)村社會保障的隨意性和政策的不連續(xù)性；其次，要廣開財路，拓寬農(nóng)村社會保障的籌資渠道，爭取吸收多數(shù)的農(nóng)村居民參保，提高農(nóng)村社會保險的覆蓋率；最后，要盡快建立農(nóng)村社會保險和城鎮(zhèn)社會保險的銜接機制，建立和健全城鎮(zhèn)和農(nóng)村社會醫(yī)療保障制度。

[1] 尹華北，姬恒.社會保障對農(nóng)村居民消費支出影響的實證分析[J].消費經(jīng)濟，2011,(2)：27-30.

[2] 黃祖輝，王敏，萬廣華. 我國居民收入不平等問題: 基于轉移性收入角度的分析[J].管理世界，2003，(3)：70-75.

[3] 陶紀坤.論農(nóng)村社會保障與擴大內需的關系[J].當代經(jīng)濟管理，2007，(3):56-60.

[責任編輯：房宏琳，曾 博]

2014-09-20

黑龍江省社會科學規(guī)劃項目“黑龍江省農(nóng)村社會保障政策實施效果評價及對策研究”(12C053)

索志林(1960—)，男，教授，博士生導師，從事行政管理研究。

F323.8

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1002-462X(2015)02-0116-03