廖楚暉 甘 煒 劉千亦

(西南交通大學(xué)公共管理學(xué)院，四川成都，610031)

養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)制度與西部農(nóng)村居民收入增長(zhǎng)*

廖楚暉 甘 煒 劉千亦

(西南交通大學(xué)公共管理學(xué)院，四川成都，610031)

目前我國(guó)政府在社會(huì)保障和農(nóng)村義務(wù)教育方面對(duì)西部地區(qū)有著統(tǒng)一的公共政策支持，影響著西部農(nóng)村居民收入等經(jīng)濟(jì)均衡要素的變化。本文在考慮制度因素的內(nèi)生性問(wèn)題的基礎(chǔ)上，運(yùn)用西部農(nóng)村最早進(jìn)行“新農(nóng)?！焙汀靶罗r(nóng)合”試點(diǎn)的129個(gè)縣級(jí)地區(qū)2010-2013年的數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度和醫(yī)療保險(xiǎn)制度對(duì)居民收入增長(zhǎng)的影響。結(jié)果顯示，西部農(nóng)村地區(qū)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度及養(yǎng)老保險(xiǎn)財(cái)政投入對(duì)我國(guó)該地區(qū)的居民收入增長(zhǎng)具有較為顯著的正面效應(yīng)。

社會(huì)保障；農(nóng)村居民收入；制度效應(yīng)

一、引言

一般而言，養(yǎng)老保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)等社會(huì)保障制度對(duì)于居民收入影響的研究路徑有兩類：一是在Samuelson (1956)和Diamond(1965)世代交疊的OLG模型的理論基礎(chǔ)上，以個(gè)人最優(yōu)消費(fèi)均衡為前提，將儲(chǔ)蓄-消費(fèi)決策內(nèi)生化，研究社會(huì)福利制度(包括養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)等社會(huì)保障制度)對(duì)政府和家庭教育消費(fèi)決策等因素影響人力資本積累，進(jìn)而影響到個(gè)人和家庭的收入分配，如Zhang(1995)等文獻(xiàn)；二是對(duì)社會(huì)保障制度運(yùn)行過(guò)程中，政府給予的社會(huì)保障待遇(如養(yǎng)老金發(fā)放水平及醫(yī)療補(bǔ)助金水平等)直接影響到居民的收入，這類研究一般基于數(shù)據(jù)樣本的實(shí)證檢驗(yàn)居多，如Pries(2007)和邱偉華(2009)等。

一些研究認(rèn)為養(yǎng)老保險(xiǎn)是調(diào)節(jié)收入分配的綜合手段與有效工具，如Bellettini & Ceroni(1999)及鄭功成(2010)等；另有一些研究結(jié)論則與之相反，如Carlo &Stefano(2006)、He&Stao(2011)及于凌云(2013)等認(rèn)為養(yǎng)老保險(xiǎn)制度由于本身制度設(shè)計(jì)、實(shí)施效果等存在問(wèn)題，對(duì)居民收入分配存在一定程度的逆向調(diào)節(jié)作用。由于醫(yī)療保險(xiǎn)與養(yǎng)老保險(xiǎn)具有相同的制度運(yùn)行機(jī)理，因此國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)更多地關(guān)注醫(yī)療保險(xiǎn)制度與居民收入的實(shí)踐效應(yīng)，Russell & Gilson(2006)探討了斯里蘭卡醫(yī)療保險(xiǎn)補(bǔ)助對(duì)窮人和弱勢(shì)家庭收入影響的問(wèn)題，結(jié)論顯示了醫(yī)療保險(xiǎn)制度對(duì)于弱勢(shì)群體的正向效應(yīng)。而胡宏偉等(2013)和解堊(2009)的研究認(rèn)為，中國(guó)的醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)于農(nóng)村貧困和收入的效應(yīng)有限。

就我國(guó)養(yǎng)老保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)制度與收入分配這一經(jīng)濟(jì)要素相關(guān)聯(lián)的實(shí)際狀況而言，上述研究多直接開展理論論述，并利用調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，為我們的研究提供了有效借鑒。但實(shí)際數(shù)據(jù)并不能有效體現(xiàn)制度效應(yīng)，使得研究結(jié)論對(duì)這類制度的解釋度不高。因此，合理體現(xiàn)制度變量，通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)，解釋西部農(nóng)村社會(huì)保障的改革對(duì)居民收入的影響效果及實(shí)踐中存在的問(wèn)題，將有利于公共資源高效配置機(jī)制的形成和政策的優(yōu)化調(diào)整。

二、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)及樣本

西部農(nóng)村地區(qū)在2003年開始推進(jìn)“新農(nóng)合”的試點(diǎn)工作，實(shí)行了以家庭為單位的醫(yī)療保險(xiǎn)制度(在校學(xué)生在校參加了醫(yī)療保險(xiǎn)，就不計(jì)在家庭參保之列)。2009年又開始“新農(nóng)?！钡脑圏c(diǎn)，實(shí)施原則是“政府主導(dǎo)和農(nóng)民自愿相結(jié)合，引導(dǎo)農(nóng)村居民普遍參?！保瑓⒈Ｈ说哪挲g介于16歲到60歲之間。截至2012年底，西部各省(自治區(qū)、直轄市)乃至全國(guó)的農(nóng)村地區(qū)基本實(shí)現(xiàn)了這兩項(xiàng)社會(huì)保障制度的全覆蓋，*全國(guó)的農(nóng)村地區(qū)基本實(shí)現(xiàn)了這兩項(xiàng)社會(huì)保障制度的全覆蓋并不意味著農(nóng)村地區(qū)居民全部參加養(yǎng)老保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)，亦即全國(guó)的農(nóng)村地區(qū)居民的參保率并不是100%。為今后建立城鄉(xiāng)統(tǒng)一的居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)和基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度奠定了堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)，也為我們研究社會(huì)保障制度改革對(duì)西部農(nóng)村居民收入的影響提供了一個(gè)相對(duì)穩(wěn)定的制度背景。

本文的樣本選擇了首批推行“新農(nóng)?！痹圏c(diǎn)的西部12個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)所轄的129個(gè)縣(或縣級(jí)市、區(qū))，樣本區(qū)間為2010-2013年，數(shù)據(jù)分別依據(jù)這129個(gè)地區(qū)國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)、有關(guān)各省統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)及調(diào)研資料綜合整合而得。

(二)模型及變量

本文基于社會(huì)保障制度對(duì)于西部農(nóng)村地區(qū)居民收入增長(zhǎng)問(wèn)題的研究，模型的基本形式為：

(1)

模型中的被解釋變量為INCOM，西部農(nóng)村地區(qū)居民收入增長(zhǎng)。X(j)為模型的核心解釋變量，包括農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)制度關(guān)聯(lián)SINS、農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度關(guān)聯(lián)MINS以及兩類社會(huì)保障制度同時(shí)關(guān)聯(lián)DRALA；農(nóng)村人均養(yǎng)老保險(xiǎn)財(cái)政補(bǔ)貼OAIF；農(nóng)村人均醫(yī)療保險(xiǎn)財(cái)政補(bǔ)貼OAMF。Y(k)為模型的主要控制變量。一般而言，影響農(nóng)村居民收入需要從宏觀和微觀影響因素加以考慮，宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是保障這一制度運(yùn)行的重要因素，因而用西部農(nóng)村地區(qū)人均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值A(chǔ)GDP的增長(zhǎng)率來(lái)體現(xiàn)對(duì)西部農(nóng)村地區(qū)居民收入增長(zhǎng)的影響。從微觀生產(chǎn)成本來(lái)看，蔣乃華(2002)等的研究認(rèn)為土地要素對(duì)農(nóng)村居民收入沒(méi)有影響，但農(nóng)村勞動(dòng)力的影響卻十分顯著，本文考慮到各地政府公布的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)因素，在此用鄉(xiāng)村就業(yè)人數(shù)EMP來(lái)加以考量。王春超(2004)等則更加偏重對(duì)我國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)生產(chǎn)成本的關(guān)注，由于目前我國(guó)已經(jīng)全部取消了傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)稅及與農(nóng)民負(fù)擔(dān)相關(guān)的“三提五統(tǒng)”，在此選用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)PPIND來(lái)體現(xiàn)農(nóng)村勞動(dòng)生產(chǎn)成本對(duì)于居民收入的影響。與農(nóng)村勞動(dòng)生產(chǎn)成本相對(duì)應(yīng)，政府歷年對(duì)農(nóng)村地區(qū)進(jìn)行了大量的投入，包括農(nóng)業(yè)科技及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)補(bǔ)助等，因此我們用財(cái)政支農(nóng)支出比率AEXP來(lái)判斷其對(duì)西部農(nóng)村居民收入增長(zhǎng)的影響。上述模型及本文需考慮的其他變量定義參見(jiàn)表1。

(三)檢驗(yàn)步驟與方法

從制度角度而言，養(yǎng)老保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)都屬于社會(huì)保障范疇；而從公共預(yù)算角度來(lái)看，兩者均歸類于社會(huì)保障財(cái)政預(yù)算，因此兩者之間關(guān)聯(lián)明顯。其他公共預(yù)算支出之間的關(guān)聯(lián)性亦然，因此在檢驗(yàn)過(guò)程中的多重共線性問(wèn)題和內(nèi)生性問(wèn)題嚴(yán)重。

表1 變量定義表

本文主要采用OLS回歸及兩階段過(guò)程檢驗(yàn)方法來(lái)對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。其中，兩階段過(guò)程檢驗(yàn)方法基于Heckman(1979)這一經(jīng)典文獻(xiàn)，其原理是構(gòu)造兩個(gè)過(guò)程(階段)的檢驗(yàn)，每個(gè)階段樣本量并不要求事先確定，依據(jù)需求給出置信水平及區(qū)間長(zhǎng)度，同時(shí)控制好統(tǒng)計(jì)推斷中的錯(cuò)誤檢驗(yàn)，證明第二個(gè)過(guò)程及結(jié)論優(yōu)于第一個(gè)過(guò)程。兩階段檢驗(yàn)方法運(yùn)用于本文的基本步驟方法如下：

由于模型(1)中涉及的三個(gè)核心變量之間關(guān)聯(lián)度較強(qiáng)，因而三個(gè)變量(DRALA、SINS、MINS)都可能存在內(nèi)生性，因此，在第一階段，重新構(gòu)建一個(gè)Probit模型，逐一對(duì)他們進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)，模型設(shè)定形式如下：

PROBITDRALA=β0+β1EEXP+β2LPIND+β3HUMC+β4HINVEST

+β5OAIF+β6YEAR+ξ

(2)

在模型(2)中，PROBITDRALA選用HDRALA，為被解釋變量，用以考察控制內(nèi)生性后相關(guān)社會(huì)保障制度對(duì)于西部農(nóng)村地區(qū)居民收入增長(zhǎng)的影響。依據(jù)傳統(tǒng)理論(Kemnitz&Wigger，2000等)，社會(huì)保障制度將通過(guò)人力資本投資影響公共教育和家庭教育等消費(fèi)決策的變化，從而影響到家庭收入的變化，由于2010年西部地區(qū)農(nóng)村已全面實(shí)施免費(fèi)義務(wù)教育，即免收學(xué)費(fèi)、免收教科書費(fèi)和貧困寄宿生給予生活補(bǔ)助的“兩免一補(bǔ)”政策，因此模型中的教育消費(fèi)僅考量農(nóng)村公共教育支出比率EEXP、家庭文化教育消費(fèi)HINVEST以及農(nóng)村平均人力資本HUMC，以體現(xiàn)社會(huì)保障制度對(duì)公共教育投入和家庭教育投資決策及其對(duì)人力資本的影響。其他解釋變量還有：農(nóng)村商品零售價(jià)格指數(shù)LPIND及養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)比率OAIF，而農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)是以家庭為單位，按人頭以固定比例繳交，參保面較大但數(shù)額較小，在財(cái)政模式上實(shí)行現(xiàn)收現(xiàn)付制，因此在此不體現(xiàn)醫(yī)療保險(xiǎn)繳費(fèi)比率；YEAR為2011年和2012年兩個(gè)年度的虛擬變量。如果估計(jì)結(jié)果大于所有樣本的平均值，則賦值為1，表示西部農(nóng)村居民收入增長(zhǎng)與社會(huì)保障制度具有強(qiáng)的關(guān)聯(lián)；如果估計(jì)結(jié)果小于所有樣本的平均值，則賦值為0，表示西部農(nóng)村居民收入增長(zhǎng)與社會(huì)保障制度具有弱的關(guān)聯(lián)，從而構(gòu)建與農(nóng)村社會(huì)保障制度關(guān)聯(lián)強(qiáng)弱的虛擬變量HDRALA。

在第二個(gè)階段，通過(guò)統(tǒng)計(jì)軟件Eviews6.0，運(yùn)用Probit模型估計(jì)的結(jié)果計(jì)算出IMR(InverseMill’sRatio)值，將這一IMR值作為本文主要檢驗(yàn)?zāi)Ｐ突貧w的一個(gè)控制變量，用于控制可能存在的樣本選擇偏差，以解決模型的內(nèi)生性問(wèn)題。

三、實(shí)證研究與分析

在本文全部的129個(gè)觀測(cè)值中，存在社會(huì)保障高度關(guān)聯(lián)(即DRALA等于l)的觀測(cè)值有94個(gè)(占72.87%)，僅存在養(yǎng)老保險(xiǎn)關(guān)聯(lián)(即SINS等于l)的觀測(cè)值有83個(gè)(占64.34%)，僅存在醫(yī)療保險(xiǎn)關(guān)聯(lián)(即MINS等于l)的觀測(cè)值有106個(gè)(占82.17%)，表明農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)高度關(guān)聯(lián)在西部試點(diǎn)縣中比較普遍。

表2 制度變量的Person相關(guān)系數(shù)表

注：*、**、和***分別表示參數(shù)估計(jì)值在 10%、5%、1%以下的顯著水平。

在對(duì)相關(guān)樣本進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)后，我們給出各個(gè)制度變量之間的Person相關(guān)系數(shù)(參見(jiàn)表)。各變量的相關(guān)系數(shù)均不大，除了兩類社會(huì)保障制度關(guān)聯(lián)DRALA與養(yǎng)老保險(xiǎn)制度關(guān)聯(lián)SINS之外，其他變量與因變量INCOM的相關(guān)系數(shù)不顯著。

表3為分別以收入為被解釋變量的OLS回歸及二階段檢驗(yàn)結(jié)果，被解釋變量均為西部農(nóng)村地區(qū)居民收入增長(zhǎng)INCOM。其中，模型1、模型2和模型3分別用西部農(nóng)村地區(qū)社會(huì)保障制度關(guān)聯(lián)DRALA、西部農(nóng)村地區(qū)保險(xiǎn)制度關(guān)聯(lián)SINS以及西部農(nóng)村地區(qū)社會(huì)保障制度關(guān)聯(lián)MINS來(lái)解釋西部農(nóng)村地區(qū)居民收入增長(zhǎng)INCOM的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停欢Ｐ?和模型5則是重新構(gòu)建一個(gè)Probit模型后，通過(guò)二階段的檢驗(yàn)，分別以西部農(nóng)村地區(qū)社會(huì)保障制度關(guān)聯(lián)DRALA和農(nóng)村社會(huì)保障制度關(guān)聯(lián)強(qiáng)弱的虛擬變量HDRALA來(lái)解釋西部農(nóng)村地區(qū)居民收入增長(zhǎng)INCOM的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ汀?/p>

表3的結(jié)果顯示，模型1和模型3分別揭示了西部農(nóng)村地區(qū)社會(huì)保障制度關(guān)聯(lián)變量DRALA和養(yǎng)老保險(xiǎn)制度關(guān)聯(lián)變量SINS對(duì)農(nóng)村收入增長(zhǎng)的正向影響，模型1和模型3中的農(nóng)村人均養(yǎng)老保險(xiǎn)財(cái)政補(bǔ)貼OAIE對(duì)農(nóng)村收入增長(zhǎng)也有正向影響，回歸系數(shù)均為正，并通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。 說(shuō)明社會(huì)保障制度包括養(yǎng)老保險(xiǎn)制度對(duì)西部農(nóng)村居民收入都具有積極的正向增長(zhǎng)效應(yīng)。而通過(guò)對(duì)模型2的自相關(guān)、多重共線性及異方差等檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)該模型本身存在多重共線性和異方差現(xiàn)象，并且沒(méi)有通過(guò)F值的檢驗(yàn)。

表3中的模型4和模型5為控制IMR值后的Heckman二階段回歸結(jié)果。 兩個(gè)模型的制度變量整體上都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，模型4中兩類社會(huì)保障制度變量DRALA和農(nóng)村人均養(yǎng)老保險(xiǎn)財(cái)政補(bǔ)貼OAME對(duì)于西部農(nóng)村地區(qū)居民收入增長(zhǎng)的影響在 1%水平上(系數(shù)分別為0.20305和0.11067)均顯著高于模型1和模型3中的該項(xiàng)指標(biāo)值；模型5檢驗(yàn)了兩類社會(huì)保障制度關(guān)聯(lián)強(qiáng)度對(duì)西部農(nóng)村地區(qū)居民收入增長(zhǎng)的影響，且HDRALA系數(shù)顯著為正(為0.20772)，說(shuō)明在控制了內(nèi)生性后，Heckman二階段回歸結(jié)果仍然支持社會(huì)保障制度對(duì)西部農(nóng)村地區(qū)居民收入增長(zhǎng)有著正向影響這一結(jié)論。此外，模型4和模型5中的變量AGDP和UIVEST的系數(shù)同樣支持了西部農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對(duì)西部農(nóng)村地區(qū)居民收入增長(zhǎng)有著正向影響這一結(jié)論。

表3 回歸及二階段檢驗(yàn)結(jié)果表

注：*、**、和***分別表示參數(shù)估計(jì)值在 10%、5%、1%以下的顯著水平。

四、結(jié)論與展望

我國(guó)政府對(duì)西部地區(qū)有著統(tǒng)一的農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)等公共政策支持，通過(guò)幾年的試點(diǎn)工作，目前西部農(nóng)村地區(qū)已基本實(shí)現(xiàn)了農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)兩類社會(huì)保障制度的全覆蓋，這將直接或間接地影響到西部農(nóng)村居民的收入等經(jīng)濟(jì)均衡要素的變化。本文在充分考慮養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)及其社會(huì)保障制度等要素之間存在的內(nèi)生性問(wèn)題的基礎(chǔ)上，根據(jù)西部農(nóng)村首批進(jìn)行“新農(nóng)?！焙汀靶罗r(nóng)合”試點(diǎn)的129個(gè)縣(區(qū))于2010-2013年的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了養(yǎng)老保險(xiǎn)制度、醫(yī)療保險(xiǎn)制度以及兩者綜合而形成的社會(huì)保障制度對(duì)于居民收入增長(zhǎng)的影響。結(jié)果顯示，從整體上看，西部農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)制度以及養(yǎng)老保險(xiǎn)財(cái)政補(bǔ)助對(duì)我國(guó)西部農(nóng)村地區(qū)居民收入增長(zhǎng)具有較為顯著的正面效應(yīng)。此外，西部農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對(duì)于西部農(nóng)村地區(qū)居民收入增長(zhǎng)的積極作用不可忽視。

在社會(huì)保障制度條件下，政府和家庭消費(fèi)決策、人力資本及收入分配等經(jīng)濟(jì)均衡要素之間存在良性的互動(dòng)機(jī)理，關(guān)注其實(shí)踐效果，將有利于未來(lái)公共資源高效配置機(jī)制的形成和政策的優(yōu)化調(diào)整。本文的研究拓展了該領(lǐng)域用以體現(xiàn)制度關(guān)聯(lián)變量的框架方法，研究結(jié)果支持了社會(huì)保障制度對(duì)居民收入等經(jīng)濟(jì)均衡要素產(chǎn)生重要影響的推理。進(jìn)一步地，考慮到我國(guó)公共政策系統(tǒng)的穩(wěn)定性檢驗(yàn)，在上述理論框架下其他公共政策，如公共教育等是否也對(duì)收入問(wèn)題及其他經(jīng)濟(jì)變量產(chǎn)生影響等一系列問(wèn)題，都將有著廣泛的研究空間。

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[12]邱偉華：《公共教育、社會(huì)保障與收入分布》，載《財(cái)經(jīng)科學(xué)》，2009(10)。

[13]王春超：《增加農(nóng)民收入的關(guān)鍵因素及主要對(duì)策：以湖北省為例的研究》，載《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》2004(1)。

[14]解堊：《與收入相關(guān)的健康及醫(yī)療服務(wù)利用不平等研究》，載《經(jīng)濟(jì)研究》，2009(2)。

[15]于凌云：《教育投入比與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差異》，載《經(jīng)濟(jì)研究》，2008(10)。

[16]于凌云：《養(yǎng)老保險(xiǎn)、教育投資與增長(zhǎng)》，北京，中國(guó)財(cái)政經(jīng)濟(jì)出版社，2013。

[17]鄭功成：《論收入分配與社會(huì)保障》，載《黑龍江社會(huì)科學(xué)》，2010(5)。

(責(zé)任編輯：H)

The Study on Resident Income Effect of old-age Insurance and Medicine Insurance Reforms in Western Rural Areas

LIAO Chuhui GAN Wei LIU Qianyi

There is a unified public policy support for western rural areas currently by Chinese government on social security system and rural compulsory education, which affects the change of the economic equilibrium such resident income in western rural areas. This article, on the basis of institutional endogenous factor, uses the empirical data of the earliest rural old-age insurance and medicine insurance reforms during 2010-2013 in western rural areas, inspecting empirically the social security system and its fiscal expenditure influence on the stability of income growth. The result shows that social security system has a signally positive effect on the stability of income growth in western rural areas.

social security，rural resident income，institutional effect

*本文系國(guó)家社科基金項(xiàng)目“推進(jìn)城鄉(xiāng)養(yǎng)老服務(wù)機(jī)構(gòu)市場(chǎng)化的政府補(bǔ)貼機(jī)制研究”(14BJY148)、教育部人文社科項(xiàng)目“養(yǎng)老保險(xiǎn)與教育投入：基于兩種制度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的實(shí)證研究”(12YJC790242)成果。