淺析農(nóng)村社會保障對農(nóng)民消費(fèi)支出影響的實(shí)證研究

1、淺析農(nóng)村社會保障對農(nóng)民消費(fèi)支出影響的實(shí)證研究         11-06-20 15:41:00     作者：吉靜    編輯：studa090420論文關(guān)鍵詞：農(nóng)村社會保障農(nóng)村居民消費(fèi)協(xié)整分析向量誤差修正模型 論文摘要：農(nóng)村消費(fèi)支出不足是我國內(nèi)需不足的瓶頸。本文從社會保障支出影響居民消費(fèi)的角度出發(fā)，首先進(jìn)行文獻(xiàn)回顧，再實(shí)際分析我國農(nóng)村社會保障對居民消費(fèi)影響，利用1982年一2008年的數(shù)據(jù)運(yùn)用協(xié)整分析和誤差向量修正模型，實(shí)證分析結(jié)果

2、表明我國農(nóng)村社會保陣支出長期對農(nóng)民消費(fèi)支出起徽弱的正相關(guān)關(guān)系，短期對農(nóng)民消費(fèi)支出起抑制作用，因此我國急需加快農(nóng)村社會保降的健全和完菩，使農(nóng)村社會保障真正起到推動農(nóng)民消費(fèi)的作用。 1、引言     近些年來，我國經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)投資過熱和雙順差持續(xù)增長的現(xiàn)象，內(nèi)需不足的現(xiàn)象。為什么我國政府近年來采取一系列的措施來啟動居民消費(fèi)，包括:連續(xù)降低存款利率、開征存款利息稅、放寬消費(fèi)貸款的限制等等，卻仍然難以調(diào)動起我國居民的消費(fèi)熱情呢。筆者認(rèn)為最根本原因在于農(nóng)村消費(fèi)并沒有真正啟動。我國城鄉(xiāng)消費(fèi)差額從1985年后持續(xù)擴(kuò)大，到2008年，城鎮(zhèn)居民的人均消費(fèi)支出11242.9元，

3、而農(nóng)村居民人均生活消費(fèi)支出為3660元，和城鎮(zhèn)居民1995年的水平差不多，落后了城鎮(zhèn)居民十多年。而農(nóng)村社會保障的滯后是農(nóng)民不敢消費(fèi)的重要原因之一。一直以來，中國的社會保障都在不平衡中發(fā)展，農(nóng)村社會保障體系十分欠缺。     本文擬從社會保障支出對居民消費(fèi)的影響為視角分析我國目前農(nóng)村社會保障支出對農(nóng)民生活性消費(fèi)支出的影響。運(yùn)用我國1982-2008年數(shù)據(jù)，建立農(nóng)村居民生活性消費(fèi)支出函數(shù)，引入農(nóng)村社會保障支出，探討農(nóng)村社會保障支出具體給農(nóng)民消費(fèi)支出帶來了什么影響，最后得出結(jié)論，并提出建議。 2、文獻(xiàn)回顧     社會保

4、障對居民消費(fèi)會產(chǎn)生影響的認(rèn)識很早便為學(xué)者們認(rèn)同，但是不管是國內(nèi)還是國外的學(xué)者都沒有對社會保障支出會否帶來居民消費(fèi)支出達(dá)成共識。 2.1贊成社會保障支出能增加居民消費(fèi)的研究     凱恩斯較為重視社會保障的經(jīng)濟(jì)功能。他認(rèn)為，高收入者邊際消費(fèi)傾向通常較低，而低收入者邊際消費(fèi)傾向較高，因此，通過社會保障稅的增收，通過國民收人再分配，使全國性的平均消費(fèi)會增加。     利蘭德1968年提出預(yù)防性儲蓄理論:人們之所以要儲蓄，不僅僅是為了合理地分配一生的資源，使其于一生效用最大化，更主要的是為了應(yīng)付未來不確定性事件的發(fā)生。吳敬

5、璉指出，在社會生活越來越不確定的情況下，擴(kuò)大居民的消費(fèi)需求首先需要“啟動預(yù)期”，啟動居民的預(yù)期最重要的途徑就是社會保障制度的改革與完善，讓人們不再為未來的生命波折期儲蓄太多的錢。宋錚(1999)是運(yùn)用預(yù)防性儲蓄理論模型研究中國居民消費(fèi)問題的，他在中國居民儲蓄行為研究中用城市居民收人標(biāo)準(zhǔn)差作為衡量不確定性的指標(biāo)，對1985-1997年數(shù)據(jù)回歸，認(rèn)為未來收人的不確定性是影響中國居民儲蓄的主要原因。     菲爾德斯坦提出養(yǎng)老社會保障對居民儲蓄具有兩種效應(yīng):替代效應(yīng)和引致退休效應(yīng)。他選取1927-1971年美國的總體數(shù)據(jù)，實(shí)證結(jié)果表明，沒有社會保障體系與存在社

6、會保障的情況相比，居民儲蓄將增加50%一100%。冉凈斐、賈小玫他們實(shí)證分析得出，當(dāng)農(nóng)戶參加經(jīng)濟(jì)合作組織或醫(yī)療保險時，就會增加即期消費(fèi)。冉和賈突破一直以來用時間序列數(shù)據(jù)的局限值得肯定，但其模型的理論推導(dǎo)與采用的計量經(jīng)濟(jì)模型不相吻合。張繼海博士以實(shí)證分析研究指出是否擁有社會保障會對居民消費(fèi)的支出造成顯著的影響，并且居民擁有的社會保障財富越多，他們的消費(fèi)支出就越多。但是他的模型擬合優(yōu)度的統(tǒng)計量R2卻較低，因?yàn)樗诜匠讨羞z漏了其他重要的解釋變量，如家庭存款等。 2.2反對社會保障支出能帶動居民消費(fèi)支出的研究     Blinder(1975)研究表明，收人分配

7、調(diào)整可能對居民總消費(fèi)需求沒有影響，甚至縮小收人差距會減少居民總消費(fèi)需求。Bur工nan(1998)指出無論是時間序列分析，還是橫截面分析，都得出過社會保障對消費(fèi)存在正的、負(fù)的或接近于零的影響。趙衛(wèi)華(2004)研究發(fā)現(xiàn)社會保障支出增加了城市腦力勞動階層的消費(fèi)支出，卻抑制了城市體力勞動階層的消費(fèi)支出。楊天宇和王小婷(2007)認(rèn)為我國社會保障對居民消費(fèi)存在“擠出”效用，但是缺乏令人信服的數(shù)據(jù)實(shí)證分析，主觀判斷成分大。 3、我國農(nóng)村社會保障對農(nóng)民消費(fèi)影響     我國由于民期以來實(shí)行城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)體制，農(nóng)村社會保障體系不健全，農(nóng)民收入增加，卻不敢消費(fèi)，沒有帶來

8、相應(yīng)的消費(fèi)支出的增加。 3.1從社會保障的收入分配效應(yīng)來看     2008年，我國農(nóng)村居民家庭人均純收人為4760.620，而城鎮(zhèn)居民家庭人均純收人是15780.76兀，城鄉(xiāng)收入差距明顯，農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)是43.67%，城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)是37. 89%。如果加大對農(nóng)村居民的社會保障投入，就可以增加農(nóng)民收人，提高整個社會的邊際消費(fèi)傾向:首先社會保障制度的實(shí)施需要多方曲籌集社會保障資金，通過社會保障稅(費(fèi))的征收，它一般要求高收人者多繳納費(fèi)用;其次，高收入者享受的社會保障待遇較少，低收入者享受的社會保障待遇較多，如失業(yè)保險金也只有失業(yè)者才有資

9、格領(lǐng)取，最低生活保障制度就只有生活困難的社會成員才有資格享受，等等。通過將一部分社會收入集中起來進(jìn)行再分配，從而使社會成員在社會發(fā)展中不公平在一定程度!幾得到了縮小，起到縮小貧富差距的作用。但是在我國，根據(jù)2003年2009年的中國統(tǒng)計年鑒對我國城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民從國家所獲得的轉(zhuǎn)移性收人繪制成表1，據(jù)統(tǒng)計收人數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)我國社會保障轉(zhuǎn)移性支出在2000年2003年不但沒有縮小反而擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收人差距,2003年以后轉(zhuǎn)移性支出的倍數(shù)雖然有所減少，但是仍然城鎮(zhèn)獲得的轉(zhuǎn)移性收人是農(nóng)村獲得的轉(zhuǎn)移性收人的10倍以上，沒有體現(xiàn)出社會保障支出更多用于轉(zhuǎn)移支付給貧困人口的要求。 3.2從社會保障對居民預(yù)防性儲

10、蓄的影響來看     預(yù)防性儲蓄是指風(fēng)險厭惡的消費(fèi)者為預(yù)防未來不確定性導(dǎo)致消費(fèi)水平的急劇下降而進(jìn)行的儲蓄，這種不確定性主要由于收人的波動所致。在中國推進(jìn)市場化改革過程中，農(nóng)村市場經(jīng)濟(jì)日益蓬勃發(fā)展，農(nóng)民在市場經(jīng)濟(jì)中將越來越多地承擔(dān)各種風(fēng)險，而農(nóng)民在面臨各種各樣的風(fēng)險的時候，不能得到有效的保護(hù)，也不能依靠自己的能力去化解。例如，有許多原來擁有仁地并目_以土地收入為主要經(jīng)濟(jì)來源的農(nóng)民，在其上地被政府或者開發(fā)商征收以后，只能獲得極其有限的補(bǔ)償費(fèi)用而不能獲得就業(yè)的機(jī)會;又或者在遭受了自然災(zāi)害的損失后不能得到有力的經(jīng)濟(jì)救助;農(nóng)民在患病時不能得到有效的醫(yī)療幫助，因病返

11、貧的現(xiàn)象時時出現(xiàn);在失業(yè)時得不到足夠的救濟(jì)，生活缺乏保障;隨著教育體制的改革，面對高昂的大學(xué)學(xué)費(fèi)，只得放棄讀書機(jī)會，等等。這些未來不確定的支出無一不在抑制農(nóng)民的消費(fèi)能力。     由于中國處于轉(zhuǎn)型時期，經(jīng)濟(jì)體制和國家政策都在處寸幾改革和轉(zhuǎn)變過程中，中國的農(nóng)村社會保障制度更是如此，以往實(shí)行的一些社會保障制度并沒有能夠改善農(nóng)民的預(yù)期，以社會養(yǎng)老保險為例:試點(diǎn)初期，各項(xiàng)部門之間政策不統(tǒng)一，有的地方將養(yǎng)老保險視為“農(nóng)民負(fù)擔(dān)”。到90年代中后期，農(nóng)村社會養(yǎng)老保險發(fā)展到一定規(guī)模之后，由于主管部門變動、利率下降、領(lǐng)導(dǎo)人意見不統(tǒng)一，導(dǎo)致農(nóng)村社會養(yǎng)老工作陷于萎縮甚至停頓狀

12、態(tài)。由于缺乏連貫性與穩(wěn)定性的政策與計劃，許多已經(jīng)承諾的社會保障項(xiàng)日無法兌現(xiàn)，如農(nóng)村社會養(yǎng)老保險計劃承諾的8%一12%的年投保利率在銀行連續(xù)降低與缺乏投資渠道的情況下根本無法兌現(xiàn)，農(nóng)村社會保障制度的威信與吸引力大大折扣，農(nóng)民對這項(xiàng)制度的信心也受到嚴(yán)重?fù)p傷。不僅難以吸引農(nóng)民參保，更難以真正起到保障老年農(nóng)民基本生活的作用，就連農(nóng)村最低生活保障線也無法達(dá)到。 4、實(shí)證研究 4.1構(gòu)建模型     我們將社會保障變量引人生命周期假說模型，構(gòu)建存在社會保障情況下的居民消費(fèi)函數(shù):        &#

13、160; 在公式(1)中，表示農(nóng)村居民在t年的人均生活性消費(fèi)支出，Yr表示L年農(nóng)村居民的人均純收入，表示t-1年末農(nóng)村居民的人均儲蓄，表示t年我國農(nóng)村社會保障人均支出額。這里我們使用農(nóng)村農(nóng)民人均儲蓄代替農(nóng)村人均擁有的金融資產(chǎn)，主要因?yàn)槲覈r(nóng)村金融市場發(fā)展滯后，金融工具單一，居民金融資產(chǎn)主要為個人儲蓄。 4.2協(xié)整檢驗(yàn)     為避免時間序列數(shù)據(jù)的劇烈波動，消除時間序列中可能存在的異方差現(xiàn)象，我們對變量進(jìn)行對數(shù)變換，變換不改變原序列的協(xié)整關(guān)系。變量的對數(shù)形式表示為1nC, 1nY, 1nW,1nSSW。     用于協(xié)整檢驗(yàn)的回歸模型為:     根