李梅華

(湖北工程學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北孝感432000)

城鄉(xiāng)居民收入分配差距對(duì)農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保障覆蓋的影響分析

李梅華

(湖北工程學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北孝感432000)

縮小城鄉(xiāng)居民收入分配差距，解決農(nóng)村老齡人口社會(huì)保障及養(yǎng)老問題是建設(shè)有中國特色的新農(nóng)村和構(gòu)建和諧社會(huì)的必然要求。通過對(duì)城鄉(xiāng)居民收入比值和城鎮(zhèn)參保人數(shù)與農(nóng)村參保人數(shù)比值的時(shí)間序列進(jìn)行回歸分析，根據(jù)其分析結(jié)果提出加大政府投入只是一方面，要深化農(nóng)村改革，切實(shí)增加農(nóng)民收入，縮小城鄉(xiāng)居民收入分配差距，這才是切實(shí)提高農(nóng)村社會(huì)保障覆蓋面從而建立健全我國農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保障體系的根本出路。

城鄉(xiāng)居民收入比值;城鄉(xiāng)居民參保人數(shù)比值;農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保障;回歸分析

一、問題提出

據(jù)“我國農(nóng)村老齡問題研究”課題組的有關(guān)研究表明，截至2009年底，我國60歲以上老年人口有1．67億人，其中1．05億人是農(nóng)村老年人，農(nóng)村老年人口規(guī)模是城市的1．69倍;城市老年人口比重為7．97%，而農(nóng)村老年人口比重已超過18．3%，農(nóng)村人口老齡化程度是城市的2．3倍［1］?，F(xiàn)行的農(nóng)村養(yǎng)老保障體系實(shí)現(xiàn)了廣覆蓋但只能?；尽Ｖ泄仓醒雵鴦?wù)院印發(fā)了《關(guān)于全面深化農(nóng)村改革加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的若干意見》(中發(fā)﹝2014﹞1號(hào))文件，提出“整合城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，逐步建立基礎(chǔ)養(yǎng)老金標(biāo)準(zhǔn)正常調(diào)整機(jī)制，加快構(gòu)建農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老服務(wù)體系”，因此如何建立健全農(nóng)村養(yǎng)老保障體系極其具有現(xiàn)實(shí)性和緊迫性。西方福利國家實(shí)踐證明社會(huì)保障制度能在一定程度上調(diào)節(jié)收入分配差距，因此國內(nèi)相關(guān)研究主要限于討論我國社會(huì)保障制度對(duì)城鄉(xiāng)收入分配的正向或逆向調(diào)節(jié)效應(yīng)的分析。果佳和唐任伍認(rèn)為社會(huì)保障制度在其發(fā)展中存在的不均衡造成了社會(huì)不公平［2］;高文書認(rèn)為社會(huì)保障導(dǎo)致了社會(huì)居民收入分配差距加大［3］;徐倩和李放認(rèn)為我國財(cái)政社會(huì)保障支出水平對(duì)城鄉(xiāng)收入分配差距的影響不是那么顯著［4］。但是農(nóng)村居民參保率從原先比較低到現(xiàn)在比較高，這種變化的具體原因有哪些?張文、唐蕭蕭和徐小琴從城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、財(cái)政投入不足等幾方面定性分析了我國社會(huì)保障水平存在城鄉(xiāng)差異的原因并提出了縮小差異的相關(guān)建議［5］。本研究緊密結(jié)合當(dāng)前中國城鄉(xiāng)居民收入分配差距及農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保障覆蓋的現(xiàn)狀，通過建立模型，定量探討城鄉(xiāng)居民收入分配差距對(duì)農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保障覆蓋的影響，并根據(jù)其分析結(jié)果提出對(duì)策及建議，為后續(xù)研究也提供了一個(gè)新的視角。

二、研究方法與變量選取、數(shù)據(jù)來源

(一)研究方法

先用Excel2010進(jìn)行相關(guān)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，然后運(yùn)用Eviews6．0軟件，對(duì)城鄉(xiāng)居民收入比值和城鎮(zhèn)參保人數(shù)與農(nóng)村參保人數(shù)比值的時(shí)間序列進(jìn)行回歸分析。

(二)變量與數(shù)據(jù)來源

反映城鄉(xiāng)居民收入水平的最主要指標(biāo)分別是城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入和農(nóng)村居民家庭人均純收入，本研究采用城鄉(xiāng)居民收入的比值反映城鄉(xiāng)居民收入分配的差距。農(nóng)村社會(huì)保障要盡可能做到“老有所養(yǎng)”，假如隨著農(nóng)民收入上升，城鄉(xiāng)居民收入差距相對(duì)下降，農(nóng)民參保人數(shù)上升，那么，農(nóng)村居民相對(duì)城市參加社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的人數(shù)會(huì)上升，因此本研究用城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老參保的人數(shù)比值來反映農(nóng)村相對(duì)于城市的養(yǎng)老保障覆蓋的變化。考慮到農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保障變遷，在分析過程中，所選取的數(shù)據(jù)是從1999年開始。在1978年以前，我國農(nóng)村居民主要依靠家庭養(yǎng)老，通過以社隊(duì)為基礎(chǔ)的集體經(jīng)濟(jì)制度，還可以獲得集體保障。1978年農(nóng)村實(shí)行聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制以后，由于以社隊(duì)為基礎(chǔ)的集體經(jīng)濟(jì)瓦解，農(nóng)戶成為獨(dú)立自主的經(jīng)營單位，農(nóng)民陷入了單一的傳統(tǒng)家庭養(yǎng)老境地。1987年，在山東、北京、上海等地的1 000多個(gè)縣，由民政部牽頭進(jìn)行了農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保障的試點(diǎn)工作。1992年，民政部印發(fā)《縣級(jí)農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保障基本方案(試行)》(民辦發(fā)﹝1992﹞2號(hào))，確定了以縣為單位開展農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的原則，以此為據(jù)，全國各地逐步推廣，到1998年底，有30個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)的2 123個(gè)縣開展了農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保障工作［6］。本研究的數(shù)據(jù)主要來源于《2012年中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《1999～2011年中華人民共和國人力資源和社會(huì)保障事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。

三、數(shù)據(jù)與估計(jì)

(一)描述性分析

根據(jù)有關(guān)統(tǒng)計(jì)，1999～2008年城鄉(xiāng)居民收入差距比由2．649擴(kuò)大到3．315，對(duì)應(yīng)的城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老參保人數(shù)比值由1．556擴(kuò)大到3．913; 2009～2011年城鄉(xiāng)居民收入差距比由3．333下降到3．126，對(duì)應(yīng)的城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老參保人數(shù)比值由2．709下降到0．869，其中2008年到2009年有所反復(fù)，城鄉(xiāng)居民收入差距比由3．315上升到3．333，而對(duì)應(yīng)的城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老參保人數(shù)比值由3．913下降到2．709(見表1)。

表1 1999～2011年城鄉(xiāng)居民收入比值與城鄉(xiāng)居民參保人數(shù)比值

續(xù)表1

根據(jù)表1數(shù)據(jù)繪制1999～2011年城鄉(xiāng)居民收入比值和參保人數(shù)比值折線圖，如圖1所示。

圖1 1999～2011年城鄉(xiāng)居民收入比值和參保人數(shù)比值折線圖

(二)建立模型及分析

1．基于1999～2008年數(shù)據(jù)建模及分析

運(yùn)用Eviews6．0軟件，對(duì)城鄉(xiāng)居民收入比值和城鄉(xiāng)參保人數(shù)比值的時(shí)間序列進(jìn)行回歸分析。此次分析選取的數(shù)據(jù)是從1999年到2008年，以X－城鄉(xiāng)居民收入比值為橫軸、Y－城鄉(xiāng)參保人數(shù)比值為縱軸畫出樣本數(shù)據(jù)的散點(diǎn)圖，如圖2:

圖2 1999～2008年城鄉(xiāng)居民收入比值與城鄉(xiāng)參保人數(shù)比值散點(diǎn)圖

由此圖所示，城鄉(xiāng)居民收入差距比值與城鄉(xiāng)居民參保人數(shù)比值之間大致具有正相關(guān)關(guān)系。據(jù)此，我們?cè)俅谓⒁辉€性回歸模型:

Y=β0+β1·X+μ

對(duì)模型作普通最小二乘法估計(jì)，在Eviews軟件下，OLS的估計(jì)結(jié)果如表2所示:

表2 1999～2008年城鄉(xiāng)居民收入差距比值與參保人數(shù)比值OLS估計(jì)結(jié)果

上表為回歸系數(shù)估計(jì)結(jié)果，第一列為各參數(shù)對(duì)應(yīng)的變量，C表示常數(shù)項(xiàng)對(duì)應(yīng)的變量，第二列為回歸系數(shù)估計(jì)的結(jié)果(Coefficient)，第三列為參數(shù)估計(jì)t檢驗(yàn)的t統(tǒng)計(jì)量值(t－Statistic)，第四列為對(duì)應(yīng)t統(tǒng)計(jì)量值的顯著水平(Prob．)，小于0．05表明對(duì)應(yīng)的參數(shù)在5%顯著水平下不為0。

OLS估計(jì)結(jié)果為:

對(duì)回歸方程的結(jié)構(gòu)分析:

β1=0．3是樣本回歸方程的斜率，表示城鄉(xiāng)居民收入比值每擴(kuò)大1個(gè)單位，城鄉(xiāng)居民參保人數(shù)比值增加0．3個(gè)單位。

統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn):

R2=0．886 5說明總離差平方和的88．65%被樣本回歸直線解釋，還有11．35%未被解釋，因此樣本回歸直線對(duì)樣本點(diǎn)的擬合優(yōu)度較高，說明回歸曲線擬合得較好。

給出顯著水平α=0．05，查自由度ν=10－2 =8的t分布表，得臨界值t0．025(8)=2．30，t0= 19．477 67＞t0．025(8)，t1=7．903 788＞t0．025(8)，所以回歸系數(shù)均顯著不為零，回歸模型中應(yīng)該包括常數(shù)項(xiàng)，而且城鄉(xiāng)居民收入差距對(duì)城鄉(xiāng)居民參保的人數(shù)比值有較大的影響，此模型比較好。

2．基于1999～2011年數(shù)據(jù)建模及分析

運(yùn)用Eviews6．0軟件，對(duì)1999～2011年城鄉(xiāng)收入比比值和城鎮(zhèn)參保人數(shù)與農(nóng)村參保人數(shù)比值的時(shí)間序列進(jìn)行回歸分析，以X－城鄉(xiāng)居民收入比值為橫軸、Y－城鄉(xiāng)參保人數(shù)比值為縱軸畫出樣本數(shù)據(jù)的散點(diǎn)圖如圖3:

圖3 1999～2011年城鄉(xiāng)居民收入比比值和城鄉(xiāng)居民參保人數(shù)比值散點(diǎn)圖

從圖3可看出，城鄉(xiāng)居民收入差距比值與城鄉(xiāng)居民參保人數(shù)比值之間大致具有正相關(guān)關(guān)系。據(jù)此，我們可以建立一元線性回歸模型:

其中的回歸模型參數(shù)β0、β1為回歸系數(shù)，μ為隨機(jī)誤差項(xiàng)，用來反映由其他因素引起的城鄉(xiāng)養(yǎng)老參保人數(shù)的變化。

對(duì)模型作普通最小二乘法估計(jì)，在Eviews軟件下，OLS的估計(jì)結(jié)果如表3所示:

表3 1999～2011年城鄉(xiāng)居民收入差距比值與參保人數(shù)比值OLS估計(jì)結(jié)果

OLS估計(jì)結(jié)果為:

對(duì)回歸方程的結(jié)構(gòu)分析:

β1=2．53是樣本回歸方程的斜率，表示城鄉(xiāng)居民收入比值每擴(kuò)大1個(gè)單位，城鄉(xiāng)居民參保人數(shù)比值增加2．53個(gè)單位，說明城鄉(xiāng)居民收入分配與城鄉(xiāng)居民參保人數(shù)之間存在正相關(guān)的關(guān)系，且城鄉(xiāng)居民收入差距對(duì)城鄉(xiāng)居民參保的人數(shù)比值有較大的影響。β0是樣本回歸方程的截距，表示不受城鄉(xiāng)居民收入比值影響的參保人數(shù)比值自發(fā)的變化。

統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn):

R2=0．411 4說明總離差平方和的41．14%被樣本回歸直線解釋，還有58．86%未被解釋，因此樣本回歸直線對(duì)樣本點(diǎn)的擬合優(yōu)度很低，說明回歸曲線擬合得不好。猜測(cè)此問題產(chǎn)生的原因很可能與2009年開始實(shí)行新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)有關(guān)。

四、結(jié)論與政策建議

本研究構(gòu)建了有關(guān)城鄉(xiāng)居民收入比值與城鄉(xiāng)居民參保人數(shù)比值的模型，實(shí)證結(jié)果表明:

(一)一般情況下，農(nóng)村參加社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的人數(shù)越多，城鄉(xiāng)居民參保人數(shù)比值越低，農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保障覆蓋面越廣

自1999年以來，農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保障的制度覆蓋率一直廣為人們所詬病，城鄉(xiāng)居民參保人數(shù)比值一直都居高不下，但2009年實(shí)行“新農(nóng)?！焙?，城鄉(xiāng)居民參保人數(shù)比值顯著下降，2011年甚至下降到1以下，三年左右時(shí)間，農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保障的制度覆蓋率提前達(dá)到2009年所制定的“2020年之前基本實(shí)現(xiàn)對(duì)農(nóng)村適齡居民的全覆蓋”目標(biāo)。

(二)城鄉(xiāng)居民收入分配差距影響城鄉(xiāng)居民參保的人數(shù)比值，而且呈正相關(guān)

從1999年到2011年，城鄉(xiāng)居民收入比值每擴(kuò)大1個(gè)單位，城鄉(xiāng)居民參保人數(shù)比值會(huì)增加2．53個(gè)單位。盡管有“新農(nóng)保”因素干擾導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民收入比值與城鄉(xiāng)居民參保的人數(shù)比值之間的擬合度不是很好，但是2009年“新農(nóng)保”以前，城鄉(xiāng)居民收入比值每擴(kuò)大1個(gè)單位，城鄉(xiāng)居民參保人數(shù)比值也會(huì)增加0．3個(gè)單位。因此縮小城鄉(xiāng)居民收入分配差距是有利于提高農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保障覆蓋率的。

(三)政府政策對(duì)農(nóng)民參加社會(huì)保險(xiǎn)有顯著影響

根據(jù)上述兩個(gè)模型的分析比較可知，城鄉(xiāng)居民參保人數(shù)的增加除了受到城鄉(xiāng)居民收入分配差距的擴(kuò)大的影響外，政府政策可以顯著影響農(nóng)民參加社會(huì)保險(xiǎn)積極性。

本文的分析結(jié)論表明:應(yīng)繼續(xù)加大政府資金投入，下大力氣建立城鄉(xiāng)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，但是我國是個(gè)人口大國，而且是發(fā)展中國家，政府財(cái)政支持還要考慮可持續(xù)問題，必須要深化農(nóng)村改革，切實(shí)增加農(nóng)民收入，縮小城鄉(xiāng)居民收入分配差距，這才是提高農(nóng)村社會(huì)保障覆蓋率從而切實(shí)建立健全我國農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保障體系的根本出路。

農(nóng)民工參保的復(fù)雜性、統(tǒng)計(jì)口徑不一等方面原因會(huì)讓本研究顯得比較粗糙。另外，隨著農(nóng)村城市化進(jìn)程加快，會(huì)有大量農(nóng)民市民化，城鎮(zhèn)居民參保人數(shù)必然會(huì)超過農(nóng)村居民參保人數(shù)，本研究所認(rèn)為的“縮小城鄉(xiāng)收入差距會(huì)帶來城鄉(xiāng)居民參保人數(shù)比值下降”結(jié)論有待進(jìn)一步商榷。

［1］霍鋒超．河南省新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)財(cái)政補(bǔ)貼政策效應(yīng)評(píng)估［D］．開封:河南大學(xué)，2012．

［2］果佳，唐任伍．均等化、逆向分配與“福利地區(qū)”社會(huì)保障的省際差異［J］．改革，2013，(01):141－148．

［3］高文書．社會(huì)保障對(duì)收入分配差距的調(diào)節(jié)效應(yīng)——基于陜西省寶雞市住戶調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證研究［J］．社會(huì)保障研究，2012，(04):61－68．

［4］徐倩，李放．財(cái)政社會(huì)保障支出與中國城鄉(xiāng)收入差距——理論分析與計(jì)量檢驗(yàn)［J］．上海經(jīng)濟(jì)研究，2012，(11):81－88．

［5］張文，唐蕭蕭，徐小琴．我國社會(huì)保障水平的城鄉(xiāng)差異分析［J］．求實(shí)，2013，(05):45－49．

［6］李迎生．農(nóng)村社會(huì)保障制度改革:現(xiàn)狀與出路［J］．中國特色社會(huì)主義研究，2013，(04):76－80．

［責(zé)任編輯:胡璇］

F323．89

A

1672－0758(2014)04－0062－04

2014－06－02

李梅華(1971－)，男，湖北漢川人，湖北工程學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院副教授，碩士，主要研究方向:農(nóng)村公共資源管理。