李曉嘉

(對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)公共管理學(xué)院，北京 100029)

一、引 言

經(jīng)歷國(guó)際金融危機(jī)之后，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式開始向消費(fèi)、投資、出口協(xié)同拉動(dòng)轉(zhuǎn)變，因此擴(kuò)大消費(fèi)需求，特別是啟動(dòng)居民消費(fèi)成為我國(guó)轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的重要途徑。與西方成熟的經(jīng)濟(jì)社會(huì)不同，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展體制呈現(xiàn)出明顯的二元性的特征，長(zhǎng)期以來(lái)政府偏向城市的福利制度(如社會(huì)保障、醫(yī)療保險(xiǎn)等)形成了我國(guó)巨大的城鄉(xiāng)消費(fèi)差距［1］。農(nóng)村居民消費(fèi)能力一直偏低，農(nóng)村人口規(guī)模龐大但消費(fèi)量?jī)H占全國(guó)的1/3，因此今后一個(gè)時(shí)期如何把農(nóng)村潛在的巨大消費(fèi)能力釋放出來(lái)，已經(jīng)成為制約我國(guó)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長(zhǎng)的瓶頸問(wèn)題。因此，當(dāng)前擴(kuò)大內(nèi)需的關(guān)鍵是擴(kuò)大農(nóng)村居民的消費(fèi)需求。

影響居民消費(fèi)的因素是錯(cuò)綜復(fù)雜的，而社會(huì)保障制度是影響居民消費(fèi)的重要因素之一。社會(huì)保障作為維持社會(huì)穩(wěn)定和調(diào)節(jié)居民收入分配的一項(xiàng)重要制度，能夠有效增強(qiáng)居民的安全感，弱化其不確定的預(yù)期，是現(xiàn)代政府公共支出的重點(diǎn)領(lǐng)域，其保障水平的合理化和服務(wù)供給的均等化對(duì)于擴(kuò)大農(nóng)村居民消費(fèi)需求，拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有深刻的意義。十六大以來(lái)，我國(guó)政府開始加快完善農(nóng)村社會(huì)保障體制，不斷增加財(cái)政對(duì)農(nóng)村社會(huì)保障制度建設(shè)的支持力度。2003年以擴(kuò)大農(nóng)村居民最低生活保障試點(diǎn)為標(biāo)志，我國(guó)開始了新一輪農(nóng)村社會(huì)保障體系的改革。此后農(nóng)村社會(huì)保障制度不斷得到新的發(fā)展與突破，2007年農(nóng)村最低社會(huì)保障制度覆蓋了全國(guó)農(nóng)村地區(qū)，2008年新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度試點(diǎn)覆蓋了90%的農(nóng)村居民，2009年新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)試點(diǎn)工作在全國(guó)300多個(gè)縣展開，至此我國(guó)農(nóng)村社會(huì)保障制度框架已基本形成。不僅如此，我國(guó)政府在“十二五”規(guī)劃中也明確提出要逐步完善社會(huì)保障等公共服務(wù)體系，增強(qiáng)居民消費(fèi)能力，改善居民消費(fèi)預(yù)期，進(jìn)一步釋放城鄉(xiāng)居民消費(fèi)潛力，逐步使我國(guó)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)總體規(guī)模位居世界前列。在此背景下，研究我國(guó)財(cái)政社會(huì)保障支出與農(nóng)村居民消費(fèi)之間的關(guān)系更具現(xiàn)實(shí)意義。

從國(guó)內(nèi)外的研究情況來(lái)看，社會(huì)保障制度對(duì)居民消費(fèi)的影響存在著雙重效應(yīng)，即財(cái)富替代效應(yīng)和退休效應(yīng)。財(cái)富替代效應(yīng)是指由于人們?cè)谕诵莺髸?huì)獲得預(yù)期的社會(huì)保障收入，根據(jù)生命周期假說(shuō)，社會(huì)保障收入可以部分代替?zhèn)€人跨期消費(fèi)選擇所要進(jìn)行的儲(chǔ)蓄，因此會(huì)導(dǎo)致人們減少儲(chǔ)蓄，增加即期消費(fèi)。退休效應(yīng)是指社會(huì)保障激勵(lì)人們提前退休，這意味著獲得收入的時(shí)間縮短，因而促使人們?cè)诠ぷ髌陂g增加儲(chǔ)蓄，減少即期消費(fèi)。社會(huì)保障支出對(duì)居民消費(fèi)的最終影響取決于這兩種力量相反效應(yīng)的大小。相關(guān)的實(shí)證研究也相應(yīng)得出了兩種不同的結(jié)論，一種研究結(jié)論支持財(cái)富效應(yīng)認(rèn)為社會(huì)保障支出對(duì)居民消費(fèi)具有擠入效應(yīng)［2］［3］，另一種研究結(jié)論支持退休效應(yīng)認(rèn)為社會(huì)保障支出對(duì)居民消費(fèi)具有擠出效應(yīng)［4］。

近年來(lái)，隨著我國(guó)社會(huì)保障制度的逐步建立和完善，社會(huì)保障制度對(duì)居民消費(fèi)的有效性引起了學(xué)術(shù)界和當(dāng)局的廣泛關(guān)注。與西方成熟的社會(huì)保障體制不同，我國(guó)二元化的社會(huì)保障體制對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的行為也會(huì)產(chǎn)生不同的影響，因此已經(jīng)有學(xué)者開始借鑒國(guó)外的消費(fèi)需求理論，側(cè)重研究了社會(huì)保障制度對(duì)于農(nóng)村居民消費(fèi)的影響，并得出了一些有價(jià)值的成果。一些學(xué)者認(rèn)為我國(guó)社會(huì)保障對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)具有引致效應(yīng)［5］，另一些學(xué)者認(rèn)為社會(huì)保障支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)具有擠出效應(yīng)［6］，還有一些學(xué)者認(rèn)為社會(huì)保障支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響是非線性的，具有明顯的階段性［7］［8］。

由此可見(jiàn)，現(xiàn)有研究已經(jīng)得出一些有價(jià)值的結(jié)論，但仍需改進(jìn)。一是現(xiàn)有的研究通常采用固定參數(shù)的時(shí)間序列模型，但該模型不能反映系數(shù)變動(dòng)對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響。長(zhǎng)期以來(lái)受到體制轉(zhuǎn)型等多種因素影響，我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)的數(shù)據(jù)可能產(chǎn)生結(jié)構(gòu)性變動(dòng)，而固定參數(shù)模型難以反映出這種變動(dòng)的影響，不能對(duì)社保支出的動(dòng)態(tài)效應(yīng)進(jìn)行有效估量。其次，已有的研究對(duì)該問(wèn)題主要采取了橫截面和時(shí)間序列兩種研究方法，并未考慮滯后變量對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響，但當(dāng)期農(nóng)村居民消費(fèi)不僅受到前期消費(fèi)水平的影響，還與前期收入水平密切相關(guān)，因此如果忽略前期變量會(huì)造成重要解釋變量遺漏，使得估計(jì)結(jié)果有偏。本文彌補(bǔ)上述不足，從全國(guó)和區(qū)域兩個(gè)層面動(dòng)態(tài)考察我國(guó)社會(huì)保障支出與農(nóng)村居民消費(fèi)的關(guān)系。文章首先構(gòu)建可變參數(shù)的狀態(tài)空間模型，選取1978－2011年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，動(dòng)態(tài)分析我國(guó)財(cái)政社會(huì)保障支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的總體影響。接下來(lái)，考慮到數(shù)據(jù)可得性并盡量涵蓋我國(guó)90年代以來(lái)的社會(huì)福利制度改革區(qū)間，我們選取1995－2011年全國(guó)28個(gè)省份(不包括西藏，并將重慶并入到四川進(jìn)行計(jì)算)數(shù)據(jù)，構(gòu)建財(cái)政社會(huì)保障支出與農(nóng)村居民消費(fèi)的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，從東、中、西部三個(gè)地區(qū)層面考察社保支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的區(qū)域效應(yīng)。最后，針對(duì)實(shí)證研究結(jié)論，為我國(guó)進(jìn)一步完善農(nóng)村社會(huì)保障制度從而有效啟動(dòng)農(nóng)村消費(fèi)市場(chǎng)提出政策建議。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源及說(shuō)明

文章的第一部分我們選取1978－2011年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，來(lái)考察我國(guó)農(nóng)村社會(huì)保障支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的總體效應(yīng)。由于目前僅有幾十年的全國(guó)性財(cái)政社會(huì)保障支出的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，很難滿足大樣本和漸進(jìn)性假設(shè)的條件，使得估計(jì)結(jié)果難以穩(wěn)健。因此文章的第二部分采用了1995－2011年我國(guó)28個(gè)省、自治區(qū)和直轄市的相關(guān)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，從而有效地?cái)U(kuò)大了樣本容量，使估計(jì)結(jié)果更為可信。由于我國(guó)農(nóng)村社會(huì)保障體系起步較晚，并處于不斷的改革和完善過(guò)程中，因此現(xiàn)有的社會(huì)保障數(shù)據(jù)并無(wú)完整的各省截面數(shù)據(jù)，而轉(zhuǎn)移性支出主要包括社會(huì)保障補(bǔ)助支出、政策性補(bǔ)貼支出等，因此很多研究選用農(nóng)村居民的轉(zhuǎn)移性收入作為社會(huì)保障性收入的代理變量，所以本文也選取轉(zhuǎn)移支付來(lái)替代社會(huì)保障支出進(jìn)行分析。從圖1中可以看出，改革開放以來(lái)，我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)和轉(zhuǎn)移支付增長(zhǎng)趨勢(shì)大體一致，農(nóng)村居民消費(fèi)和轉(zhuǎn)移支付相關(guān)系數(shù)為0.9211，可見(jiàn)轉(zhuǎn)移性收入對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)起重要的作用。

圖1 1978－2011年農(nóng)村居民消費(fèi)和轉(zhuǎn)移支付的變化趨勢(shì)

本文選取農(nóng)村人均轉(zhuǎn)移支付作為社會(huì)保障水平的變量，由農(nóng)村轉(zhuǎn)移支付總量經(jīng)農(nóng)村總?cè)丝谄骄蟮玫?農(nóng)村居民人均收入作為農(nóng)村居民收入變量;農(nóng)村居民人均儲(chǔ)蓄作為農(nóng)村居民存量資產(chǎn)的變量;農(nóng)村居民人均生活消費(fèi)支出作為農(nóng)村居民消費(fèi)變量。由于物價(jià)指數(shù)中居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)數(shù)據(jù)最為完整，因此時(shí)間序列數(shù)據(jù)以1978年為基期進(jìn)行平減，而面板數(shù)據(jù)以各省1995年為基期進(jìn)行平減。數(shù)據(jù)來(lái)自《新中國(guó)五十五年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)財(cái)政年鑒》。為減輕異方差所帶來(lái)的影響，下文對(duì)相關(guān)變量均取對(duì)數(shù)值進(jìn)行分析。

三、社會(huì)保障支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的動(dòng)態(tài)影響

1.基于狀態(tài)空間模型的實(shí)證分析

本文建立狀態(tài)空間模型來(lái)考察農(nóng)村人均財(cái)政社保支出與農(nóng)村人均居民消費(fèi)的動(dòng)態(tài)關(guān)系。此模型利用卡爾曼濾波迭代算法，引入理性預(yù)期等因素對(duì)有關(guān)估計(jì)參數(shù)隨時(shí)間進(jìn)行修正，使結(jié)果更為可靠，即:

βt是不可觀測(cè)的可變參數(shù)，可由式(1)估計(jì)并由式(2)利用卡爾曼濾波迭代算法修正計(jì)算最佳估計(jì)值。估計(jì)結(jié)果如下(括號(hào)中為估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)差，“＊＊＊”表示在1%以上水平上顯著):

圖2給出了狀態(tài)空間模型計(jì)算的可變參數(shù)βt在1978－2011年間的估計(jì)值，βt是農(nóng)村居民消費(fèi)對(duì)社會(huì)保障支出的動(dòng)態(tài)彈性系數(shù)，平均在0.3左右并且顯著，表明總體上社保支出對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)產(chǎn)生了擠入效應(yīng)。按時(shí)間順序可以分為以下四個(gè)階段:

圖2 可變系數(shù)βt的變化趨勢(shì)

(1)上世紀(jì)80年代初至90年代初，βt平均在0.25左右，估計(jì)值較小且波動(dòng)較大。20世紀(jì)70年代末以來(lái)，家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制的實(shí)施弱化了集體經(jīng)濟(jì)保障的功能，人民公社時(shí)期那種全方位、低水平的農(nóng)村社會(huì)保障制度瓦解，重新形成了以土地和家庭為依托的保障機(jī)制。然而隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制改革的不斷深化，土地和家庭的保障功能已經(jīng)不能適應(yīng)要求。特別是90年代初期，隨著農(nóng)村土地制度的缺陷逐漸暴露，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)緩慢使得農(nóng)民的收入增長(zhǎng)處于停滯狀態(tài)，農(nóng)民對(duì)土地的長(zhǎng)期收益預(yù)期不樂(lè)觀。此外農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生狀況惡化，公共衛(wèi)生體系不健全，人口老齡化等問(wèn)題越來(lái)越突出。農(nóng)村社會(huì)保障制度嚴(yán)重缺失成為農(nóng)村和農(nóng)業(yè)進(jìn)一步發(fā)展的瓶頸，因此財(cái)政社保支出對(duì)農(nóng)村消費(fèi)的擠入作用較小［9］。

(2)90年代中后期到21世紀(jì)初，βt平均值為0.4左右，并呈緩慢上升趨勢(shì)。這一時(shí)期是我國(guó)改革開放的深入時(shí)期，隨著社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制的建立和完善，我國(guó)經(jīng)濟(jì)總體發(fā)展迅速，中央和各級(jí)地方的財(cái)政能力增強(qiáng)，政府開始重新審視農(nóng)村社會(huì)保障缺失所帶來(lái)的一系列問(wèn)題，并積極探索構(gòu)建規(guī)范化農(nóng)村社會(huì)保障制度。至此我國(guó)政府開始在農(nóng)村逐步建立和發(fā)展社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度、合作醫(yī)療制度和最低生活保障制度，這使得財(cái)政社保支出對(duì)農(nóng)村消費(fèi)的擠入作用開始呈上升趨勢(shì)。

(3)21世紀(jì)初至今，βt較平穩(wěn)地維持在0.4－0.6，基本呈快速上升趨勢(shì)。20世紀(jì)以來(lái)我國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新的增長(zhǎng)時(shí)期，國(guó)家財(cái)政能力進(jìn)一步增強(qiáng)，隨著農(nóng)業(yè)稅改革和國(guó)家財(cái)政支農(nóng)力度的加大，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)得到了迅速的發(fā)展，這為農(nóng)村社會(huì)保障制度的建設(shè)提供了新契機(jī)。2003年初，我國(guó)政府在農(nóng)村開始擴(kuò)大最低生活保障的試點(diǎn)，同時(shí)新型合作醫(yī)療制度和社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)也進(jìn)入新的發(fā)展階段。特別是近年來(lái)，各級(jí)財(cái)政積極發(fā)揮職能作用，對(duì)農(nóng)村社會(huì)保障投入力度的持續(xù)加大，把增加農(nóng)村社會(huì)保障支出作為改善民生的重點(diǎn)予以傾斜，大力支持農(nóng)村社會(huì)保障體系建設(shè)。上述有力的政策措施使得農(nóng)民形成了良好的收入和支出預(yù)期，因此財(cái)政社保支出對(duì)農(nóng)村消費(fèi)的擠入作用相對(duì)顯著。

2.基于動(dòng)態(tài)面板模型的實(shí)證分析

如上所述，我國(guó)社會(huì)保障支出總體上拉動(dòng)了農(nóng)民消費(fèi)，特別是近年來(lái)的政策效果更為明顯。下面我們通過(guò)考察90年代中后期以來(lái)，各省社保支出對(duì)農(nóng)村消費(fèi)的不同影響，進(jìn)一步考察農(nóng)村社保制度對(duì)居民消費(fèi)的區(qū)域效應(yīng)，從而為政府社會(huì)保障政策的制定和推行提供較為全面和有借鑒意義的結(jié)論。我們將社會(huì)保障支出與農(nóng)村居民消費(fèi)的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型設(shè)定為:

其中，ln cit表示農(nóng)村實(shí)際人均居民消費(fèi)的對(duì)數(shù)值，ln yit、ln wit、ln sswit分別表示農(nóng)村人均純收入、人均儲(chǔ)蓄和人均社保支出的對(duì)數(shù)值。此外，我國(guó)從2004年開始在全國(guó)范圍內(nèi)推行稅費(fèi)改革，到2006年全國(guó)農(nóng)村已全部取消農(nóng)業(yè)稅，我們認(rèn)為這一支農(nóng)政策有可能會(huì)促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)，因此引入dum2006作為虛擬變量控制2006年農(nóng)業(yè)稅改革的影響，2006年以后取數(shù)值1，其余年份取數(shù)值0。ci表示個(gè)體異質(zhì)項(xiàng)，通常是由沒(méi)有觀測(cè)到的因素所引起的，其中包含了中央財(cái)政對(duì)各省市轉(zhuǎn)移支付的影響。uit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

式(4)方程的右邊出現(xiàn)因變量的滯后項(xiàng)，可能導(dǎo)致內(nèi)生性問(wèn)題，因此采用固定效應(yīng)或隨機(jī)效應(yīng)模型的OLS回歸方法會(huì)造成估計(jì)系數(shù)有偏。本文采用系統(tǒng)廣義矩法(SYS GMM)來(lái)對(duì)方程進(jìn)行估計(jì)［10］［11］，以t－2期前的因變量滯后項(xiàng)和一階差分滯后項(xiàng)作為因變量滯后項(xiàng)的工具變量(IV)進(jìn)行估計(jì)，得到的估計(jì)結(jié)果更為準(zhǔn)確和有效。利用計(jì)量軟件STATA 11.0，得出社保支出影響居民消費(fèi)的估計(jì)結(jié)果如表1所示。

表1 農(nóng)村社保支出影響農(nóng)村居民消費(fèi)的回歸結(jié)果

從表中各列的回歸結(jié)果我們發(fā)現(xiàn):

(1)農(nóng)村人均居民消費(fèi)滯后項(xiàng)(ln cit－1)對(duì)基期消費(fèi)有明顯影響(各列回歸得到彈性系數(shù)均超過(guò)0.68)，說(shuō)明我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)具有一定延續(xù)性，農(nóng)村居民在短期內(nèi)很難改變自身消費(fèi)習(xí)慣，如果忽略消費(fèi)滯后項(xiàng)會(huì)導(dǎo)致估計(jì)有偏。

(2)農(nóng)村人均純收入(ln yit)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)均具有顯著的擠入效應(yīng)，表明收入是影響農(nóng)村居民消費(fèi)重要的因素，其影響效應(yīng)呈現(xiàn)東、中、西“階梯”遞減態(tài)勢(shì)(東、中、西部地區(qū)影響系數(shù)分別為0.0552、0.0354和0.0301)?？梢?jiàn)，農(nóng)村居民消費(fèi)對(duì)純收入的彈性系數(shù)大小與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平呈正相關(guān)。首先，從農(nóng)村居民的收入水平來(lái)看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異使得我國(guó)三大區(qū)域的農(nóng)村居民存在較大的收入差距。2011年?yáng)|部地區(qū)農(nóng)民人均純收入要明顯高于中西部地區(qū)，分別是中、西部地區(qū)農(nóng)民人均純收入的1.47倍和1.81倍。其次，從農(nóng)村居民的收入結(jié)構(gòu)來(lái)看，東部地區(qū)由于城市化和工業(yè)化進(jìn)程要快于中西部地區(qū)，因此農(nóng)村居民有更多的機(jī)會(huì)在城鎮(zhèn)就業(yè)，使得東部地區(qū)工資性收入的比重要高于中西部地區(qū)。2011年?yáng)|部地區(qū)工資收入占農(nóng)村居民純收入的比重為50.1%，而中部地區(qū)為40.6%，西部地區(qū)僅為33.9%。但目前中西部農(nóng)民仍然主要依賴以農(nóng)業(yè)收入為主的家庭經(jīng)營(yíng)收入，這使得中西部地區(qū)的農(nóng)民收入不僅低于東部地區(qū)而且收入增長(zhǎng)緩慢。所以受收入因素的影響，東部農(nóng)村居民的消費(fèi)水平要高于中西部地區(qū)的農(nóng)村居民。

(3)農(nóng)村人均儲(chǔ)蓄滯后項(xiàng)(ln wi－1)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)存在微弱的擠入效應(yīng)，表明我國(guó)農(nóng)村居民存在著預(yù)防性儲(chǔ)蓄行為，其影響效應(yīng)呈現(xiàn)東、中、西依次遞減(東、中、西部地區(qū)影響系數(shù)分別為0.0084、0.0077和0.0034)。人均儲(chǔ)蓄對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的擠入效應(yīng)與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度呈負(fù)相關(guān)，表明中西部地區(qū)比東部地區(qū)的農(nóng)村居民具有更為明顯的預(yù)防性儲(chǔ)蓄行為。這主要由于我國(guó)農(nóng)村尚未建立完善的社保體系，農(nóng)村居民自己仍需負(fù)擔(dān)醫(yī)療、養(yǎng)老等方面的大部分支出。此外農(nóng)村居民普遍面臨較強(qiáng)的流動(dòng)性約束，加上農(nóng)村金融市場(chǎng)發(fā)展并不完善，農(nóng)民只能通過(guò)增加自身儲(chǔ)蓄來(lái)防范不確定因素所帶來(lái)的流動(dòng)性沖擊。所以大多數(shù)農(nóng)村居民都選擇以減少即期消費(fèi)，增加儲(chǔ)蓄方式來(lái)應(yīng)對(duì)支出的不確定性。而中西部地區(qū)的市場(chǎng)化和城市化進(jìn)程相對(duì)滯后于東部，中西部地區(qū)農(nóng)村居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)更強(qiáng)，表現(xiàn)為人均儲(chǔ)蓄對(duì)消費(fèi)擠入作用相對(duì)較小。

(4)農(nóng)村人均轉(zhuǎn)移支付所替代的人均社保支出滯后期(ln sswit－1)和當(dāng)期(ln sswit)對(duì)全國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)的存在著正向效應(yīng)，其中人均社保支出對(duì)東部地區(qū)的影響不顯著，對(duì)中部地區(qū)具有較小的擠入效應(yīng)，而對(duì)西部地區(qū)則具有較明顯的擠入效應(yīng)(東、中、西部地區(qū)的當(dāng)期影響系數(shù)分別為0.0059、0.0006和0.0035)。這主要是因?yàn)闁|部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，農(nóng)村居民多數(shù)以工資性收入作為其主要收入，與之相比社會(huì)保障收入相對(duì)較少并且增長(zhǎng)緩慢，難以對(duì)農(nóng)民起到應(yīng)有的保障作用，多數(shù)農(nóng)民只能選擇減少消費(fèi)，增加儲(chǔ)蓄以增強(qiáng)自我保障，所以社會(huì)保障支出的財(cái)富替代效應(yīng)不明顯。相反，經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為落后的中西地區(qū)，由于相對(duì)于農(nóng)業(yè)收入社保收入較高而且穩(wěn)定，因此財(cái)富替代效應(yīng)相對(duì)明顯，從而對(duì)農(nóng)民的消費(fèi)具有一定的引致作用［12］。

(5)虛擬變量(dum2006)的系數(shù)具有顯著性特征，對(duì)三大區(qū)域的居民消費(fèi)均形成了正向影響，這反映了國(guó)家農(nóng)村的稅費(fèi)改革有效地增加了農(nóng)民的收入，提升了農(nóng)村居民的消費(fèi)需求，具有良好的政策效果。其中變量對(duì)中部地區(qū)的影響最為明顯，其次是西部和東部地區(qū)，這主要是因?yàn)槲覈?guó)中部地區(qū)作為糧食主產(chǎn)區(qū)在改革中受益最多，而西部和東部地區(qū)的農(nóng)業(yè)省份相對(duì)較少，所以政策效果不如中部地區(qū)明顯。

四、結(jié)論和政策建議

本文的研究表明，改革以來(lái)我國(guó)農(nóng)村社會(huì)保障制度一直處于不斷調(diào)整的動(dòng)態(tài)平衡之中，社會(huì)保障支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)總體上起到了擠入作用，特別是近年來(lái)不斷完善的農(nóng)村社會(huì)保障服務(wù)有效地拉動(dòng)了農(nóng)村消費(fèi)需求的增長(zhǎng)。但社會(huì)保障支出的政策效果存在著明顯的區(qū)域差異，其中對(duì)東部地區(qū)農(nóng)民消費(fèi)的影響并不明顯，而對(duì)中、西部地區(qū)卻具有顯著的擠入效應(yīng)。基于上述實(shí)證研究結(jié)果，給出如下政策建議:

1.穩(wěn)定增加財(cái)政對(duì)農(nóng)村社會(huì)保障的支持力度。目前雖然各級(jí)財(cái)政加大了對(duì)農(nóng)村社會(huì)保障制度建設(shè)的投入力度，但財(cái)政支出中針對(duì)農(nóng)村居民的社會(huì)保障支出規(guī)模仍然很小。隨著我國(guó)市場(chǎng)化和城市化進(jìn)程的加快，農(nóng)民對(duì)未來(lái)消費(fèi)預(yù)期支出的不確定性增強(qiáng)，降低了其消費(fèi)需求。因此，當(dāng)前各級(jí)財(cái)政應(yīng)不斷優(yōu)化公共支出結(jié)構(gòu)，提高社會(huì)保障資金支出比例，加大對(duì)農(nóng)村社會(huì)保障資金的投入。同時(shí)健全農(nóng)村社會(huì)保障責(zé)任分擔(dān)機(jī)制，合理界定中央和地方的支出責(zé)任，充分調(diào)動(dòng)各方面的積極性，拓寬農(nóng)村社會(huì)保障資金來(lái)源渠道。當(dāng)前在財(cái)力有限的情況下，在農(nóng)村社會(huì)保障的各項(xiàng)制度建設(shè)中，應(yīng)重點(diǎn)加強(qiáng)最低生活保障制度、醫(yī)療保險(xiǎn)制度和養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的建設(shè)，為廣大農(nóng)村居民提供“生有所靠、病有所醫(yī)、老有所養(yǎng)”的基本生活保障。以后隨著農(nóng)村經(jīng)濟(jì)和社會(huì)條件的不斷成熟，采用漸進(jìn)方式構(gòu)建城鄉(xiāng)一體化的社會(huì)保障制度。

2.逐步實(shí)現(xiàn)農(nóng)村社會(huì)保障服務(wù)供給的區(qū)域均等化。我國(guó)社保支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)需求的政策效應(yīng)存在顯著的區(qū)域差異，政府應(yīng)調(diào)整財(cái)政支出具體的制度安排，使農(nóng)村社會(huì)保障制度在各地區(qū)的不同群體之間的待遇水平相互銜接，確保社會(huì)保障基本公共服務(wù)均等化。由于中西部地方政府的財(cái)力有限，中央政府新增的社保支出應(yīng)主要投向中西部的農(nóng)村地區(qū)，穩(wěn)定農(nóng)村居民未來(lái)收入和支出的預(yù)期，提高其消費(fèi)意愿［13］。因此，在社會(huì)保障總量增加的基礎(chǔ)上，平衡區(qū)域保障水平，逐步實(shí)現(xiàn)公共服務(wù)均等化，確保社保支出能引致居民消費(fèi)穩(wěn)定增長(zhǎng)。

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