农村居民养老保险财政补贴与农民家庭消费异质性

来源：职称驿站所属分类：农业经济科学论文
发布时间：2020-09-30浏览：36次

　　摘要：基于2011年和2013年两期CHARLS数据构建面板数据模型，分析农村居民养老保险制度中央财政“一刀切”的基础养老金补贴政策与地方财政差异化的缴费补贴政策对农民家庭消费的异质性影响。结果显示：财政补贴有利于整体促进参保农民家庭消费支出，尤其对已领取养老金的家庭，消费增进效应更明显;对于未领取养老金的参保农民家庭，却具有抑制效应。从不同收入阶层和不同地区来看，农村居民养老保险财政补贴对低、中、高收入阶层农民家庭消费的影响依次减弱，对东部、西部、中部地区农民家庭消费的影响依次增强。因此，加大财政补贴力度、优化补贴方式、扩展筹资渠道、强化制度联动能更好地发挥财政补贴改善社会福利的作用。

　　关键词：农村居民养老保险;财政补贴;消费效应;异质性分析

　　中图分类号：F323.89;F812.8;F842.67 文献标识码： A 文章编号：1003-7217(2020)04-0018-07

　　基金项目：国家社会科学基金重大项目(19ZDA158)、国家社会科学基金一般项目(18BZZ026)

　　《中国乡村发现》是以书代刊的三农通俗读物，由湖南人民出版社出版发行。《中国乡村发现》立足于三农第一线，注重实证调查研究，展现乡村原生态，为三农理论与实践打造一个“想说就说，想写就写，想看就看”的舞台。

　　一、引言

　　作为引领经济发展的“三驾马车”之一，当前居民消费对经济增长的拉动作用愈发明显，已经跃升为第一驱动力。受二元经济结构影响，我国农村大部分地区经济发展与社会保障水平较低，因此，完善农村社会保障体系成为释放广大农村地区与农村居民消费潜力的核心举措。农村居民养老保险制度(以下简称“农居保”)自2009年新型农村养老保险制度试点(以下简称“新农保”)，到2012年实现制度全覆盖，再到2014年与城镇居民养老保险(以下简称“城居保”)合并为城乡居民养老保险制度(以下简称“城乡居保”)，发展之快，成效之大，举世瞩目。财政补贴作为该制度的最大亮点，无疑会影响农民家庭的收支状况及其消费水平。

　　主流消费理论认为，居民现期消费(储蓄)会受到其收入水平、年龄条件、消费习惯以及不确定性预期等因素的影响[1]。个体根据收入状况和不确定性预期调整生命周期内的消费配置，追求终生跨时预算约束下的效用最大化;家庭的消费(储蓄)也会根据其资产水平进行“权衡布局”[2]，规避风险以实现资源配置帕累托最优[3]。事实上，农村居民的消费决策不仅要考虑其收入水平，还要考虑其收入的变化以及未来可能面临的各种不确定性风险[4]。社会保险作为农民风险分担的主要方式，养老保险保障其老有所养，医疗保险防止其因病致贫，农业保险能够降低其农业生产风险，均具有保障农民收入、刺激农民消费的功能[5，6]。农居保通过国家财政对农民参保缴费进行补助，其全面实施必然会对农民的预期收入、预防性储蓄以及未来的风险预期产生影响。财政补贴直接减少了农民的缴费支出，养老金收入又为其老年期消费提供资金支持，降低农民对未来养老的不确定性预期，理论上具有引导农民减少储蓄，增加消费的功效[7]。

　　不同学者对城乡居保的居民储蓄、消费效应进行了研究。宏观上，有学者认为增加新农保财政支出可拉动农民消费与内需增长，其中，财政支出增加1亿元可拉动农民消费支出增加18亿元[8];也有学者测算发现，城乡居保对社会总消费的短期效应为0.4%，长期资本存量将降低0.7%[9]。还有学者研究发现，新农保有利于增加全体农民的边际消费倾向[10]，促进其日常消费[11]，其中，人均养老金支出的边际消费倾向约等于0.1[12]。微观上，已有研究重点探讨参保居民个体特征、家庭互动、制度覆盖与财政补贴等因素对释放其消费潜能的影响，而收入水平仍然是居民消费的决定因素[13]。具体而言，在年龄方面，相比60岁以上直接领取养老金的居民，城乡居保通过养老金财富替代和降低风险渠道对60岁以下参保居民的消费影响较小[14]。在消费层次上，生存型消费如食品、日用品、水电气[15]等影响较为明显，高层次消费支出如旅游、汽车等影响不显著。地区层面，城乡居保养老金财政支出单位增长所带来的家庭边际消费倾向，经济落后地区大于经济发达地区[16，17]。与之相反，有學者也发现参加城乡居保对家庭消费具有显著的负效应[18]，参保缴费会“挤出”居民消费支出[19]，养老金领取对食品、衣着、医疗保健及其他非耐用品的消费也基本无影响[20]。

　　已有关于城乡居保与居民储蓄消费效应的研究，由于方法、数据不统一，研究结论千差万别，缺少从福利效应视角关注农居保财政补贴对农民家庭消费影响的测度及其异质性分析。为此，本文重点探究农居保差异化财政补贴政策对农民家庭消费的异质性影响，挖掘其消费效应在不同地区、不同人群的异质性表现，以此为依据更好地完善农居保财政补贴政策。

　　二、农居保差异化财政补贴的基本现状

　　(一)农居保财政补贴政策

　　农居保实行中央和地方两级财政对居民参保缴费和基础养老金进行补贴，政策内容见表1。其中，中央财政承担基础养老金补贴，补贴数额随经济发展与物价增长不断提高;地方政府承担部分基础养老金(东部地区)与缴费补贴，虽然缴费补贴额度也随经济发展有所上调，但各地差异巨大[21，22]。

　　1.缴费补贴主要由地方财政承担，针对一般参保人员、高档次缴费者、长期缴费者和困难参保人员分别给予补贴。其中，一般缴费补贴为不低于30元/人/年的最低标准;多缴缴费补贴和长缴缴费补贴是为激励居民选择高缴费档次、长期参保缴费所加发的补贴。困难人员缴费补贴是财政对困难、残疾群体给予的优惠，根据其收入情况为其部分或全部代缴最低标准100元/人/年的参保费用。

　　2.基础养老金补贴，即国家财政对60岁以上老年群体给予的直接补贴，包括最低补贴、加发补贴和高龄补贴三种类型。最低基础养老金补贴在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，东部地区中央财政负担一半，中、西部地区由中央财政全部负担。加发补贴一般由省级财政统筹，根据本省实际对全体60岁以上老人增加的基础养老金补贴。高龄补贴主要针对80岁以上老人发放，只在部分省份推行。

　　(二)农居保差异化财政补贴的分区概算

　　为整体概算农居保差异化财政补贴数额，通过以下公式对中央和地方财政補贴进行估算①(结果见表2)：

　　(1)中央财政补贴数额=本年度中、西部地区农居保待遇领取人数×基础养老金×12+本年度东部地区农居保待遇领取人数×基础养老金×50%×12

　　(2)东部地方财政补贴数额=本年度东部地区农居保待遇领取人数×基础养老金×50%×12+(年末农居保参保人数-本年度农居保待遇领取人数)×30

　　(3)中、西部地方财政补贴数额=(年末农居保参保人数-本年度农居保待遇领取人数)×30

　　其中，2010、2013年基础养老金以55元/人/月计算，2016年基础养老金以70元/人/月计算，缴费补贴统一按30元/人/年计算。

　　分析表2发现，地方与中央财政补贴总体保持较高水平的增长态势。分地区来看，由于各省经济发展水平和财政实力不一，表现出东部地区地方财政补贴显著多于中部和西部地区。尽管在基础养老金补贴部分，中央财政考虑到地区经济发展差异，给予中、西部地区全额补助的优惠，有利于减轻地方财政压力，缩小地区发展差异导致的福利不均衡，但很显然这种作用非常有限。如果考虑东、中、西部地区基础养老金与缴费补贴的实际差异，数据的悬殊会更大。这突出说明“一刀切”的基础养老金补贴政策与地方差异化的缴费补贴政策既受地区发展不平衡的影响，也反过来影响地区福利平衡。为进一步测算这种差异化的农居保财政补贴政策对农民家庭消费的异质性影响，以下将基于面板数据模型展开实证分析。

　　三、模型与数据说明

　　(一)模型构建与变量选取

　　面板数据模型作为一种新兴经济计量分析方法，与一般的时间序列模型和横截面模型相比，不仅能够描述个体或地区间的动态变化，还可有效反映被忽略的时间、个体与地区差异因素，削弱函数模型因解释变量高度相关而造成的多重共线性问题，模型估计结果更为精确[23]。为此，根据城乡居保财政补贴影响农民家庭消费的理论机制，构建实证分析模型如下：

　　conit=β0+β1grantit+β2Xit+i+λt+εit(1)

　　其中，被解释变量conit代表第i个样本参保农民家庭在第t年所产生的消费数额，以国家统计局消费支出分类为依据，根据当年农民家庭产生的食品、衣着、日用品、居住、通信、医疗保健、文化娱乐等支出加总得到。核心解释变量grantit代表第i个样本参保农民家庭在第t年获得的农居保财政补贴数额，由当年农民家庭农居保参保缴费情况和领取养老金数额对应该家庭所属省份当年基础养老金和缴费补贴情况计算而得，根据已有研究，预计模型中农居保财政补贴grantit的回归系数为正(+)。控制变量Xit表示第i个样本参保农民家庭跟随时间t变化的相关因素的影响，其中包括家庭收入FI：根据农民家庭当年农业、非农业、财产性与工资性收入等加总得到;家庭规模FD：农民家庭总人数;家庭少儿占比FCP：农民家庭16岁以下未成年人数占家庭总人数的比例;户主健康状况MH①：用户主自评身体健康状况代理家庭成员整体身体健康状况;家庭成员住院情况FH：有住院的情形记为1，无住院的情形记为0;受访者受教育程度RE：受访者是否完成初中教育，是记为1，否记为0。i表示未观测到的家庭特定效应，λt表示未观测到的时间特定效应，εit表示未观测到的既随家庭又随时间改变的误差项。

　　(二)数据来源与样本描述

　　1.数据来源说明。基于北京大学中国健康与养老追踪调查(CHARLS)2011年和2013年两期数据，通过筛选匹配形成平衡面板数据②。以农居保参保农民家庭为研究对象(判断标准为家庭有1人及以上参加农居保)，共筛选得到3814个样本(即1907个家庭)。并根据家中是否有成员领取养老金(判断标准为家中有一人及以上享受农居保养老金待遇)，进一步将样本划分为享受养老金待遇的家庭2310个和未享受养老金待遇的家庭1504个。同时，根据样本农民家庭所属省份，将其划分为东、中、西部③三个地区样本，分别包含样本数1412、1424和978个;根据样本农民家庭收入水平排序分组，划分为高、中、低三个收入组④，样本数分别为1133、1530和1151个。

　　2.样本描述性统计。为减少异方差对回归模型的影响，数据处理过程中将涉及家庭收支的相关变量取对数纳入模型分析。同时，还对数据进行了异常值与极端值处理，以增强估计结果的稳定性。经过数据处理得到各变量样本数据基本情况如下：样本居民家庭年度消费支出均值为14862.42元，家庭收入年度均值为28763.6元，农居保财政补贴年度均值为816.59元。分析享受养老金待遇的2310个样本家庭发现：2011年，大多数农民家庭养老金月领取额为55～65元;2013年，提高到70～90元。随着财政补贴力度的增加，农民家庭养老金收入与其总收入占比逐渐提高，其中，2011年为10.21%，2013年提高到18.99%。

　　四、实证结果与分析

　　(一)变量多重共线性检验

　　通过测算得到各解释变量的因子独立性检验结果(见表3)。所有变量中最大的独立性检验值为2.16，远小于10，表明不存在严重的多重共线性[24]。

　　(二)面板数据回归方法选择

　　通过采用混合回归(MR)、固定效应模型(FE)和随机效应模型(RE)等多种回归方法对变量间的数量关系进行分析，并采用 LM 检验和 Hausman 检验进行模型选择。当以lnconit为被解释变量，对设定的面板数据模型(1)进行回归，结果见表4，LM检验对应的伴随概率为0.0000，因此在“混合回归”与“随机效应”模型之间，应选择“随机效应模型”。由 Hausman 检验可知，伴随概率为0.0000，因此在“固定效应” 和“随机效应”模型之间，应采用“固定效应模型”。综上，应采用“固定效应模型(FE)”进行分析，后续分析中几个模型的选择亦依此推出。

　　(三)样本整体回归分析

　　表4中，由模型估计参数可知，整体上农居保财政补贴能显著促进农民家庭消费，其中財政补贴影响农民家庭消费的边际效应系数为0.0441，即财政补贴每增加1个百分点，农民家庭消费增加4.41个百分点，说明当前财政补贴对消费的影响是一种低水平的促进。其他控制变量对农民家庭消费的影响：家庭收入与消费成正相关，系数为0.0989，且在1%以下显著，收入每增加1个百分点，家庭消费增加9.89个百分点，说明收入仍是农民家庭消费的决定性因素。家庭少儿占比对家庭消费具有显著抑制作用，系数为-0.5979，说明当下农村家庭少儿抚养与教育负担较重，少儿占比会限制家庭除教育支出以外的其他消费，以增加子女人力资本投资相关的储蓄。家庭规模显著正向促进家庭消费，这与预期结果一致：家庭人数增加，家庭整体消费自然增加。农民家庭消费也与其成员受教育水平成正相关，受教育水平在一定程度上影响家庭消费观念，受教育水平越高，农民对农居保制度的信任感越强，消费也更理性。农民家庭户主自评健康和家庭成员住院情况所对应的变量系数虽然不显著，但仍可说明家庭成员健康状况对家庭消费支出的影响，农民身体健康素质越好，对消费的信心越足。目前居民就医负担仍较重，高昂的医疗费用让广大农民因担心生病而限制其消费。

　　(四)参保家庭异质性分析

　　考察参保未领取养老金和已领取养老金家庭消费效应的差异结果(见表5，限于篇幅，主要报告固定效应模型估计结果)。将两类家庭分开进行模型分析发现：对于有60岁以上老人、领取养老金的农民家庭，消费显著增加5.32%;未领取养老金的参保家庭，消费反而受到抑制，水平为8.11%，两者分别在1%和5%水平下显著。分析其原因可能为：对于领取养老金的家庭，一方面，基础养老金直接增加了家庭的当期收入，改善了家庭消费;另一方面，由于领取养老金的群体年龄都在60岁以上，除养老金收入外，其他收入来源相对60岁以下群体有所减少，可支配收入也随之降低，从而使其边际消费倾向整体提高。而对于参保未领取养老金的农民家庭，农居保财政补贴主要为缴费补贴，储存在个人账户，故对其消费的促进效应尚未显现，相反，还要承担养老金缴费负担，这直接减少了家庭的现期收入。此外，这类家庭户主的年龄在45～59岁之间，大部分有承担子女抚养、教育的责任，家庭负担较重，消费相对谨慎，所以整体表现为抑制效应。

　　(五)收入阶层异质性分析

　　收入不同的群体在参加农居保时选择的缴费档次会不同，致使不同群体得到的农居保财政补贴也会有所差异;而不同收入阶层的家庭消费对财政补贴的敏感性不同，继而其消费效应也不一样。为进一步分析不同收入阶层，农居保财政补贴对家庭消费支出的异质性影响，现将不同收入分组样本分别纳入模型进行估计，表6为固定效应模型估计结果。总体来看，增加农居保财政补贴数额，对高、中、低三个不同层次收入的农民家庭消费支出的促进效应逐渐增大。农居保财政补贴每提高1个百分点，低收入群体家庭消费增加9.36个百分点，中、高收入层次农民家庭消费效应分别为0.0502和0.0421。由此说明，低收入家庭对农居保财政补贴更敏感，福利效应更显著，此结果与岳爱等(2013)、赵青和李珍(2018)的研究结果较为一致。

　　(六)所属地区异质性分析

　　为进一步分析地区经济发展不平衡产生的差异化财政补贴对所属地区农民家庭消费的异质性影响，将东、中、西部三个地区样本分别进行模型估计。经LM和Hausman检验的固定效应模型回归结果报告见表7。根据参数估计结果，农居保财政补贴对东部地区的农民家庭消费影响不显著，对中部和西部地区农民家庭消费具有促进作用，显著性水平分别为1%和5%。可能的原因是东部地区农民家庭收入水平要高于中、西部地区，农民家庭消费对财政补贴的敏感性低于中西部地区农民家庭。另外，从东部地区省份的内部比较来看，河北、海南、山东等省的经济发展与财政实力相比上海、北京、天津、江苏等省市又有差异，前面省市的农居保地方财政补贴额度只有后面省市的一半甚至不到一半，而这几个省份的样本量占全东部地区样本的71.31%，从而整体上影响了农居保财政补贴的居民消费效应，致使回归结果不显著。再从中、西部地区来看，中部地区农居保财政补贴对农民家庭消费效应的促进作用最为明显，财政补贴每提高1个百分点，农民家庭消费支出增加6.68个百分点，相比西部地区，财政补贴产生的消费促进效应高1.83个百分点。具体原因可能为，中部省份经济水平与财政实力与西部省份相比差距仍较明显，尤其是内部城市之间更突出。尽管农居保财政补贴省级层面数额相差不大，但中部省份如长沙、武汉、郑州等城市自主大幅增加了农居保财政补贴数额;而许多西部省份地方财政对农居保补贴仍以较低水平全省统一发放，致使农居保的保障仅仅停留在中央财政提供的基础养老金部分，对家庭收入本来就低的西部地区农民来说，其消费促进作用不如中部地区也是自然。尤其是对除家庭食品消费之外的支出没有影响，这一结果与黄宏伟等(2018)的研究结果相似。说明中央“一刀切”财政补贴政策对地方差异性财政补贴政策的影响覆盖不足，整体财政补贴力度对减少不同地区农民福利不平衡作用有限。

　　五、结论与政策建议

　　以上利用CHARLS数据构建面板计量模型分析了差异化的农居保财政补贴政策对于农民家庭消费支出的异质性影响，结果显示：总体上，财政补贴对所有参保农民家庭消费支出具有促进作用，但水平较低。分样本的回归结果显示，农居保财政补贴对于已领取养老金的农民家庭消费促进作用更明显;对于未领取养老金的农民家庭，参保缴费减少了家庭当期收入，缴费补贴的消费促进作用尚未显现，表现出对家庭消费的挤出效应。从不同收入分组来看，农居保财政补贴对高、中、低收入群体家庭消费的促进效应依次增加。从地区异质性来看，农居保财政补贴对农民家庭消费的影响中部地区大于西部地区大于东部地区，说明中央“一刀切”财政补贴政策对地方差异性财政补贴政策的影响覆盖不足，而整体财政补贴力度对减少不同地区的福利不平衡作用有限。

　　为此，提出如下政策建议：一要持续加大农居保财政补贴力度，实现养老金科学动态调整。确保养老待遇能够有效改善农民生活，减轻家庭经济负担，降低农民不确定性预期，解除农民养老的后顾之忧。提高不同参保群体对农居保制度发展与待遇保障的预期和信任，强化农民缴费贡献与待遇享受的关联。二要不断优化农居保财政补贴方式，找准中央财政统一补贴与地方财政差异补贴的平衡点，不断弥合地区发展不平衡、不充分产生的福利分配不均衡。三要努力拓展农居保基金筹资渠道，增加基金的投资收益，以此降低财政压力，减少参保群体因缴费负担对消费产生的挤出效应。未来应进一步落实农居保制度设计中集体组织缴费补助政策，增加社会慈善捐赠、国有资产划拨等多渠道扩充农居保养老基金。四要加强农居保制度与新农合制度、农村低保制度、农村扶贫政策的统筹联动，形成财政补贴政策合力，更好发挥财政补贴改善农村福利的协整效应。

　　注释：

　　① 本文将健康水平在中值以上的赋值为1。

　　② 对于2012年以及2013年新加入农居保的农村家庭，默认其在2011年所获得的补贴为0。

　　③ 根据国家统计局的划分标准，结合本文研究需要，将五个样本地区划分如下：北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南为东部地区;山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南为中部地区;广西、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆和内蒙为西部地区。

　　④ 按照家庭收入从大到小排序，根据排序结果将总样本分为高、中、低三个收入样本组，将样本组中收入最低的30%划分为低收入组，收入最高的30%划分为高收入组，将收入处于两者之间划分为中收入组。

　　参考文献：

　　[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] 聂荣，沈大娟.农业保险参保决策对农民消费行为影响的实证研究[J].东北大学学报(社会科学版)，2016(4)：362-368.

　　[5] 谢漾，刘思亚.社会保险政策选择与农户消费行为[J]保险研究，2015(6)：109-117.

　　[6] 李树良.新型农村社会保障对农民消费观念和耐用品消费的影响[J].西部论坛， 2016(3)： 37-44.

　　[7] 姜百臣，马少华，孙明华.社会保障对农村居民消费行为的影响机制分析[J].中国农村经济，2010(11)：32-34.

　　[8] 沈毅，穆怀中.新型农村社会养老保险对农村居民消费的乘数效应研究[J].经济学家，2013(4)：32-36.

　　[9] 李时宇，冯俊新.城乡居民社会养老保险制度的经济效应——基于多阶段世代交叠模型的模拟分析[J].经济评论，2014(3)：3-15.

　　[10]刘远风.新农保扩大内需的实证分析[J].中国人口、资源与环境，2012(2)：88-93.

　　[11]岳爱，杨矗，常芳，等.新型农村社会养老保险对家庭日常费用支出的影响[J].管理世界，2013(8)：101-108.

　　[12]石贝贝.我国城乡老年人口消费的实证研究——兼论“退休消费之谜”[J].人口研究， 2017(3)：53-64.

　　[13]李建英，王绿荫，赵美凤.养老保险对我国城镇居民消费影响的研究[J].经济与管理评论， 2018(3)：53-61.

　　[14]马光荣，周广肃.新型农村养老保险对家庭储蓄的影响：基于CFPS数据的研究[J].经济研究，2014(11)：116-129.

　　[15]黄宏伟，胡浩钰.“新农保”养老金制度与农村家庭生存型消费效应——来自中国健康与养老追踪调查的经验证据[J].农业经济问题，2018(5)：18-26.