农村社会保障与农村居民消费的关系

摘要：多角度对中国农村社会保障支出与农村居民消费支出的关系进行实证研究，并运用推导均衡弹性进行估算长期均衡弹性。分析表明，短期内农村社会保障总体上对居民消费具有挤出效应，局部地区存在差异性，长期而言农村社会保障总体和局部对居民消费均起到正向促进作用。

关键词：中国农村；社会保障；消费支出

中图分类号：F323.89 文献标识码：A 文章编号：1003-3890（2011）06-0028-07

一、引言

消费、投资、进出口被誉为拉动经济增长的“三驾马车”，而面对国际经济危机、进出口受阻、投资乏力等一系列问题，使得增加消费以刺激经济增长成为走出经济危机困境的唯一途径。目前，中国消费不足，扩大内需、刺激消费成为该时期的主要任务。然而城镇居民消费乏力，农村居民消费需求不足直接制约中国经济继续发展。社会保障制度不完善是造成农村消费未完全启动的重要原因。

社会保障是经济可持续增长的重要制度条件，学者在研究社会保障与居民消费关系时，主要以实证分析为主，但不乏理论研究（陈树文，2002；尹阳娜，2006；陶纪坤，2007）。实证研究主要是从探讨社会保障对居民消费存在双重影响展开的，一方面，社会保障对居民消费具有挤入效应（表现为财富替代效应）。社会保障作为家庭财富的一种形式，使得人们在退休之后仍然可以获得收入，居民倾向于减少预防性储蓄，增加当期消费。另一方面，社会保障对居民消费还具有挤出效用（表现为退休效应）。退休效应是指社会保障激励有本领愿意工作更长时间的人提前退休，即选择较短的工作期和更长的退休期，意味着有收入的时间缩短，工作期间增加储蓄、减少消费。挤入效应和挤出效应作用效果相反，如果前者大，社会保障促进居民消费增加；反之，社会保障抑制居民消费增加。Feldstein（1974，1982，1996）、Feldstein & Pellechio（1979）、冉净斐（2004）、刘畅（2008）、李琼英和宋马林等（2009）通过实证研究发现发现社会保障对居民消费具有挤入效应；而Leimer & Lesnoy（1982）、杨天宇和王小婷（2007）、王晓霞和孙华臣（2008）、刘新和刘伟等（2010）则认为社会保障对居民消费具有挤出效应。吉静（2010）实证分析结果表明长期农村社会保障对农民消费支出起微弱的正向作用，短期则表现抑制作用。而吴庆田和陈孝光（2009）、谢文和吴庆田（2009）从长期、短期角度认为农村社会保障支出没有对农村居民消费产生促进作用。

二、模型构建

针对本文研究对象，参考杨天宇（2007）、吴庆田（2009）等文献将社会保障变量引入生命周期假说模型，运用时间序列和面板数据构建存在社会保障变量的消费模型：

Cit=i+1Yit+1Wit-1+2SSWit+it（1）

其中，下标i和t分别表示第i各省份和第t年，1、1、2分别表示各变量系数，i表示个体效应，it表示随机扰动项。Cit表示农村居民人均消费，Yit表示农村居民人均纯收入，Wit表示农村居民人均储蓄，SSWit表示农村人均社会保障支出。由于中国农村金融市场工具单一、发展滞后，农村居民金融资产的主体是个人储蓄，选取农村居民人均储蓄代替农村居民人均金融资产。

在某个时点上，居民将其家庭收入在消费与储蓄之间进行分配。家庭收入Yt为消费Ct和储蓄Wt之和，即：

Yt=Ct+Wt（2）

由（2）可知：

Wt-1=Yt-1-Ct-1（3）

将（3）带入（1）经整理得到：

Cit=+1Yit+1Yit-1-1Cit-1+2SSWit+it（4）

令0=-1，0=1。从而（4）可化简为：

Cit=+0Cit-1+0Yit-1+1Yit+2SSWit+it（5）

其中，Cit-1、Yit-1分别为农村居民人均消费滞后项和人均纯收入滞后项。模型（5）中居民消费滞后项充分体现了消费的“棘轮效应”。为消除序列可能存在的异方差并赋予模型中各变量系数以短期弹性的经济学意义，对变量进行对数化处理，其回归方程为：

lnCit=+0lnCit-1+0lnYit-1+1lnYit+2lnSSWit+it（6）

动态回归模型中，为讨论农村居民社会保障对农村居民消费的均衡弹性，对表达式（6）的两边求时间的导数，利用某一变量的对数的时间导数等于该变量的增长率的事实，即=，可以得出：

gCi（t）=0gCi（t-1）+0gYi（t-1）+1gYi（t）+2gSSWi（t）（7）

其中，gX表示X的增长率。均衡状态下经济变量增长率为常数，则gCi（t-1）=gCi（t）、gYi（t-1）=gYi（t），可化简为：

（1-0）gCi（t）=（0+1）gYi（t）+2gSSWi（t）（8）

由（2）式知：

t=t+t（9）

（9）两边同时除以Yt，则有

gYi=gCi+gWi（10）

若gCi=gWi，则gYi=gCi，

即C，SSW==（11）

若gCi＞gWi，则gYi＜gCi，

即C，SSW=＜；

若gCi＜gWi，则gYi＞gCi，

即C，SSW=＞。

其中，C，SSW为农村居民消费对农村社会保障支出的均衡弹性系数。

三、数据说明与分析

依据上述理论分析和模型设置，考虑到数据可行性，选取的样本为1986―2008年全国时间序列和1995―2008年28个省际面板数据①为研究对象。为消除通货膨胀影响，对时间序列以各年消费价格指数进行处理，而面板数据运用各省居民消费价格指数进行处理。中国政府公开发表的社会保障数据中，并无完备的截面数据，国内许多学者以公共养老金水平代替狭义的社会保障水平（如许晓茵，2006），但仍存在社会保障项目混杂之嫌，而对于农村这一特殊群体，公共养老金无从谈起。参考陶纪坤（2007）运用转移支付分析农村社会保障与消费的关系，本文选取农村转移支付为替代其社会保障支出进行分析。其统计数据来源于各年《中国统计年鉴》。

图1表示对1986―2008年全国总体时间序列进行统计分析。中国农村居民消费、收入和转移支付具有共同趋势，农村居民消费与收入、转移支付相关系数分别为0.997 7、0.951 5。可见转移支付变量对居民消费起重要影响作用。

表1对1995―2008年省际面板数据进行统计描述。农村居民平均消费小于居民平均收入（2.966 5＜3.251 3），说明居民未将全部收入用于消费符合凯恩斯消费理论；农村居民消费和其收入标准差小于转移支付标准差，说明农村转移支付水平地区差异较为明显，因此，需考虑个体差异进行具体分析。

四、农村社会保障与农村居民消费实证分析

对中国农村社会保障与居民消费关系进行实证分析，本文选取三个角度、两类方法、一种估算进行分析。三个层次：分别对全国、区域以及省际实证研究；两类方法：全国范围内使用时间序列协整模型的分析方法，而区域和省际使用面板模型的实证方法；一种估算：推导农村社会保障支出对农村居民消费支出的均衡弹性，并依据回归结果进行估算。

（一）农村社会保障与农民消费水平的时间序列实证分析

本部分选取1986―2008年时间序列数据作为样本，依据含社会保障变量的消费函数模型研究中国农村社会保障与农村居民消费关系的总体情况。在时间序列计量分析之前，为防止伪回归进行单整和协整检验，其检验结果见表2。

首先，运用ADF检验对各个变量原值和一阶差分序列进行平稳性检验，变量原值在10%的显著性水平下是非平稳的，而变量的一阶差分序列在5%的显著性水平下是平稳的，即都属于I（1）序列。其次，运用E-G两步法对变量间进行长期协整关系检验，对变量进行普通最小二乘回归，对上述方程的残差进行平稳性检验，经检验方程残差E为平稳序列，则变量间存在协整关系。因此，变量间存在函数关系，其回归结果见表3。

表3中，（1）-（4）方程汇报了全国计量回归结果。回归方程F统计量的伴随概率均为0，且经调整的拟合优度数值均在0.9以上，说明具有很好的拟合效果；方程DW值均在2左右，检验表明不存在一阶自相关；含社会保障变量的消费函数模型（2）中，Wald检验的伴随概率为0.035 1，表明收入等于消费和储蓄等式成立。方程（1）表示无转移支付变量回归方程，添加转移支付变量获得方程（2），其部分变量不显著，剔除非重要解释变量得到方程（3）、（4），两方程回归结果转移支付变量短期弹性变化不大，分别为-0.097 2、-0.137 1，各个解释变量均通过显著性检验，表明方程稳健性明显增强。

运用时间序列分析方法回归结果表明：农村居民消费滞后期对当期消费具有挤入效应，表明农村居民具有较强的消费惯性。农村居民收入对消费具有显著的挤入效应（短期弹性均大于0.8且小于1），表明全国农村居民收入是消费的决定性因素，但未将全部收入用于居民消费，符合凯恩斯消费理论。农村居民收入滞后期对消费挤入、挤出效应不明，有待进一步分析。农村居民转移支付对消费具有较显著的挤出效应，从短期来看，中国社会保障制度尚不完善，人均社会保障程度较低，尤其对农村医疗、养老等社会保障没有得到落实，居民需要增加预防性储蓄、减少当期消费以面对未来不确定的支出。因此，农村社会保障没有能够影响到居民未来的预期，没有对居民的低水平消费起到促进作用。然而我们较为关心均衡状态下农村社会保障对其居民消费的影响，依据公式（11）可计算均衡弹性（0.592 7、0.609 3和0.608 5）。均衡弹性符号表明中国农村社会保障对消费具有挤入效应，其数值大小表明农村居民转移支付每增加1个百分点，消费增加0.6左右个百分点。从长期来看，伴随着经济的发展，社会保障制度逐步完善，农村居民相信社会保障收入将成为一种家庭财富收入，减少预防性储蓄、增加当期消费。综上所述，农村社会保障在短期挤出了居民消费，但长期挤入了消费（吉静，2010）。

（二）农村社会保障与农民消费水平的面板数据实证分析

本节选取1995―2008年时间序列、全国省际截面数据作为样本，依据含社会保障变量的消费函数模型研究中国区域以及省际农村社会保障与农村居民消费关系的具体情况。在计量分析之前，为了避免伪回归的发生，首先必须对面板数据进行序列的单位根检验以确定其平稳性，其检验结果见表4。

本部分运用LLC和ADF两种检验方法对LnC、LnY、LnSSW变量以及其各自一阶差分变量进行平稳性检验，通过对1995―2008年各个变量原值时间序列趋势图观察判断，检验回归式中应选择含截距项和线性趋势项的检验方程进行单位根检验，变量原值序列在10%的显著水平上是非平稳的；变量一阶差分序列趋势判断，检验回归式中应选择含截距项和无线性趋势的检验方程进行单位根检验，变量一阶差分序列在1%的显著性水平上是平稳的。因此，变量是一阶单整。首先分别对全国以及东、中、西部区域面板数据进行局部分析，然后对省际个体进行具体分析。

1． 区域整体面板模型分析。分区域讨论农村社会保障与居民消费的关系时，以区域整体为研究对象选取变截距面板数据模型进行具体分析。其模型可划分为三种形式：不变系数模型、固定影响变截距模型和随机影响变截距模型，运用F和Hausman检验以确定采用何种模型进行分析。选择检验结果及回归方程见表5。

表5中，（5）-（10）方程汇报了区域计量回归结果。农村居民消费滞后期、纯收入及其滞后期显著水平均较高，农村转移支付显著性水平较低，在农村居民消费影响因素中，农村居民纯收入等较农村转移支付更为重要；方程F统计量的伴随概率均为0，且拟合优度数值均在0.96以上，说明方程拟合效果很好；各方程DW统计量均在2附近，说明不存在一阶自相关现象；除全国和中部面板数据模型外，Wald检验表明模型设立满足收入等于消费和储蓄的基本假设。

全国、东、中、西部地区农村居民消费滞后期对当期消费具有显著地挤入效应，其短期弹性分别为0.498 0、0.518 7、0.353 0、0.758 3，说明居民消费具有一定延续性，即“棘轮效应”。农村居民消费滞后期对当期消费挤入效应大小依次为西部（0.758 3）、东部（0.518 7）、中部（0.353 0）。农村居民纯收入对消费具有显著的挤入效应，其短期弹性分别为1.058 1、1.241 5、1.097 3、0.830 3，表明纯收入是影响农村居民消费最重要的因素。东、中、西部地区比较而言，农村居民消费对纯收入的弹性系数大小与经济发展水平呈正相关，即大小顺序依次为东部、中部、西部，主要原因在于农村居民纯收入和消费均与经济发展水平有关；农村居民纯收入滞后期对当期消费具有显著的挤出效应，其短期弹性分别为-0.561 0、-0.723 6、-0.458 5、-0.613 0。农村居民纯收入滞后期对当期消费挤出效应大小依次为东部（-0.723 6）、西部（-0.613 0）、中部（-0.458 5）。只有增加农村居民纯收入才能根本解决居民消费低的境况。

农村转移支付所代表的社会保障支出在不同区域对居民消费的影响存在着明显差异，从挤入、挤出效应来看，除东部地区外其他区域农村居民转移支付对消费均具有挤入作用（中部0.021 8，西部0.024 6），东部地区农村居民转移支付水平不仅没有促进居民消费水平的提高，反而挤出了居民消费（东部-0.010 4）。从变量显著性水平来看，仅有经济发展水平较为落后的西部地区转移支付对消费具有显著的挤入效应，其他经济发展水平较高的区域（东、中部）挤入效果或挤出效果较小且不显著。经济发展水平较高地区，一方面，农村居民主要以务农或务工作为主要消费的收入，转移支付收入相对微薄，转移性支付增长速度较其他因素（如收入、消费）增长缓慢，因此，居民无法相信转移支付将作为未来收入而增加当期消费，即财富替代效应不明显。另一方面，农村居民社会保障的提供无法使居民相信社会保障具有保障作用，唯有增加工作时间、增加储蓄、减少消费以平滑一生消费。相反，经济发展较为落后的地区，由于转移支付收入相对于其他收入较高且稳定，财富替代效应明显。考虑长期状态，依据理论推导（11）计算农村居民社会保障对居民消费均衡弹性。西部地区均衡弹性近似为1，表明当社会保障支出增加1个百分点，农村居民消费也增加1个百分点。

2． 个体省际面板模型分析（变系数面板数据模型）。按个体讨论农村社会保障与居民消费的关系时，以个体差异为研究对象选取变斜率面板数据模型进行具体分析。混合模型拟合结果的残差平方和为S3=1.185 602，变截距模型拟合回归结果的残差平方和为S2=0.936 260，变系数模型拟合结果的残差平方和为S1=0.485 823。

依据表6说明模型应设定为变系数回归模型。因为主要是作省际之间的对比分析，所以建立农村居民消费的固定影响变系数模型对数据进行回归分析，其估计方程为：

lnit=-0.299026+0ilnCi，t-1+0ilnYi，t-1+1ilnYit+2ilnSSWit（12）

R2=0.9933 R2=0.989075

DW=2.351309 F=237.4266

其中，0i、0i、1i和2i表示各解释变量分区域的回归系数。各地区上期消费、当期收入以及上期收入、转移支付水平对当期消费的影响结果见表7。

从上述运用变斜率面板回归模型划分省份具体分析可知，模型拟合效果很好，且DW检验说明不存在一阶自相关。模型回归结果表明，分省份进行研究中大部分省份当期收入、上期消费与当期消费均呈正相关关系，表明收入是消费的决定因素，消费具有“惯性”；东部省份有8个省份转移支付水平均衡弹性为负，仅有3个省市（辽宁、北京和广东）均衡弹性为正，多省的转移支付对居民消费具有挤出效应，这与区域整体分析中东部地区转移支付系数为负相吻合。依据杨天宇等人的观点，说明东部区域退休效应大于资产替代效应。中部地区有3个省份（山西、安徽、江西）转移支付变量系数为负，其余5省份系数为正；而西部地区有5个省区（陕西、甘肃、贵州、云南、广西）转移支付变量系数为负，其余4个省份为正，这与区域整体分析中西部地区转移支付系数为正相吻合。这表明中国中部和西部区域资产替代效应略胜于退休效应。

分布滞后模型在达到均衡状态时，依据公式（11）计算各地区农村社会保障对农村居民消费的均衡弹性。

由表8可知中国地区间农村居民的社会保障对居民消费支出的弹性差距较大，地区不平衡现象严重。对于东、中部地区，以变截距面板模型分析显示出转移支付变量不显著，而以变斜率面板模型转移支付变量波动较大；对于西部地区，以不变系数面板模型进行分析中，短期弹性为0.024 6，均衡弹性为1.007 6，而以变系数面板模型分析，均衡弹性系数较为集中，这与以不变系数面板模型分析较为统一。

五、结论与建议

本文基于全国、省际的时间序列和面板数据，分别运用协整模型和面板模型两种方法对中国以及省际的农村社会保障对农村居民消费进行实证研究。从实证分析中可以得出以下结论：从全国来看，两种不同分析方法所得到的弹性系数有所不同。从区域来看，中国农村居民社会保障地区差异明显，短期内东部农村社会保障对居民消费具有不显著的挤出效应，而中、西地区具有挤入效应（中部挤入效果不显著，西部挤入效果显著）。东部发达地区当期收入对居民消费影响最大，而西部发展滞后地区居民消费滞后期对居民消费影响最大。从各省（区、市）来看，中国地区间农村居民社会保障对居民消费的弹性差距较大，地区不平衡现象严重。因此，不能简单地从整体角度看待二者关系，应具体分析其关系。通过分析我们发现，社会保障在短期内存在抑制农村居民消费现象，但长期均衡状态下，社会保障对居民消费具有促进作用。对此，本文提出以下建议：

首先，完善农村社会保障制度，逐步提高社会保障水平。社会保障制度能够帮助人们克服经济生活中可能存在的缺陷或不确定性，从而保障经济良好发展，增强居民对未来的信心，进而扩大居民消费。从实证结果上看，东部和中部地区农村居民社会保障制度未能够有效地促进居民消费，而西部地区促进作用也较为微弱；从社会现实来说，中国社会保障体系仍不完善，尤其是农村社会保障水平不足，严重阻碍经济的增长与居民消费水平的提高。

其次，缩小贫富差距，实现公平正义。社会保障支出可以直接增加个人收入，从而增加居民消费。中国区域经济发展水平不平衡现象明显，社会保障力度也因区域而有所不同，势必造成消费水平不同，进而影响经济发展。中国社会保障支出对居民消费未发生明显挤入作用，表明财政支持力度不够、覆盖面较小，无法促进居民消费和经济增长。因此，在社会保障总量增加的基础上，平衡区域保障水平，以实现共同富裕。

最后，发展农村产业，保证居民正常收入。收入是影响居民消费中最重要的因素，因此，只有收入的增加才能树立农村居民消费信心，启动农村消费市场，在制度保障情况下，使得农村居民消费和经济增长处于良性循环之中。

注释：

①将中国划分为东、中、西部地区。其中东部地区包含11个省市：辽宁、河北、北京、天津、山东、江苏、上海、浙江、福建、广东、海南；中部地区包含8个省份：吉林、黑龙江、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地区包含9个省市区：内蒙古、陕西、青海、宁夏、新疆、甘肃、贵州、云南、广西。鉴于数据的来源和可获得性，样本未包括重庆、四川、、台湾、澳门和香港。

参考文献：

［1］陈树文．社会保障拉动需求增长的理论分析［J］．大连理工大学学报（社会科学版），2002，（418）：26-29．

［2］尹阳娜．社会保障、消费与内需――基于凯恩斯主义模型的应用［J］．消费经济，2006，（4）：34-37．

［3］陶纪坤．论农村社会保障与扩大内需的关系［J］．当代经济管理，2007，（3）：56-60．

［4］Feldstein，M．Social security，induced retirement，and aggregate capital accumulation［J］．Journal of Political Economy，1974，（9）：905-926．

［5］Feldstein，M．Social security and private saving: reply［J］．Journal of Political Economy，1982，（3）：630-642．

［6］Feldstein，M．Social security and saving: new time series evidence［J］．National Tax Journal，1996，（2）：151-164．

［7］Feldstein，M，Pellechio，A．Social security and household wealth accumulation：new micro－econometric evidence［J］．The Review of Economics and Statistics，1979，（2）：361-368．

［8］刘畅．社会保障水平对居民消费影响的实证分析［J］．消费经济，2008，（3）：75-77．

［9］李琼英，宋马林，杨杰．社会保障支出与拉动内需――对农村养老保险问题的深入探讨［J］．统计教育，2009，（9）：16-20．

［10］Leimer，Lesnoy．Social security and private saving: new time－series evidence ［J］．Journal of Political Economy，1982，（90）：606-616．

［11］杨天宇，王小婷．我国社会保障支出对居民消费行为的影响研究［J］．探索，2007，（5）：63-66．

［12］王晓霞，孙华臣．社会保障支出对消费需求影响的实证研究［J］．东岳论丛，2008，（6）：47-50．

［13］刘新，刘伟，胡宝娣．社会保障支出、不确定性与居民消费效应［J］．江西财经大学学报，2010，（4）：49-55．

［14］吉静．农村社会保障对农村居民消费支出影响的实证研究［J］．人力资源管理，2010，（4）：260-261．

［15］吴庆田，陈孝光．农村社会保障消费效应的协整分析与误差修正模型［J］．统计与决策，2009，（18）：79-80．

［16］谢文，吴庆田．农村社会保障支出对农村居民消费的影响的实证研究［J］．财经理论与实践（双月刊），2009，（161）：27-32．

［17］朱璐璐，寇恩惠．我国社会保障支出与城镇居民收入差距――以江苏为例［J］．上海财经大学学报，2010，（6）：91-97．

［18］陈昭，张浩．我国农民消费问题的分省面板协整模型分析［J］．数理统计与管理，2009，（4）：599-610．

［19］许晓茵，韩丽妙．社会保障和地区经济差异：1996-2004年中国面板数据分析［J］．上海经济研究，2006，（12）：12-19．

［20］杨新华，孙海波．农户家庭消费行为的多角度分析［J］．西部论坛，2010，（5）：61-68．

［21］高铁梅．计量分析方法与建模――eviews应用及实例（第二版）［M］.北京：清华大学出版社，2009．

The Relationship between the Social Security and Consumption Expenditures in Rural Areas

Yang Zhiming

（Economics Research Institution, Shandong University, Jinan 250100, China）

Abstract： By investigating the relationship between the social security expenditures and consumption expenditures in rural areas of China with multi-angle perspectives, we can derive the equilibrium elasticity to estimate the long-run equilibrium elasticity. The results show that social security in rural areas imposes an extrusion impact to residential consumption in the short-run, and there are slight disparities between areas. While in the long run, the social security will positively boost residential consumption globally and locally.

Key words： China' rural areas; social security; consumption expenditure

注：本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文