摘 要：在經(jīng)驗(yàn)性判斷的基礎(chǔ)上，提出新型農(nóng)村社會(huì)保障制度的實(shí)施促進(jìn)了農(nóng)民生活消費(fèi)支出水平的提升這一假設(shè)?；?001-2012年的31省市面板數(shù)據(jù)，對(duì)這一假設(shè)展開了實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果表明，作為新型農(nóng)村社會(huì)保障制度重要內(nèi)容之一的新農(nóng)合的實(shí)施，顯著地促進(jìn)了農(nóng)民生活消費(fèi)支出水平的提升；與此不同，新農(nóng)保的實(shí)施，并沒(méi)有顯著地促進(jìn)農(nóng)民生活消費(fèi)支出水平的提升。

關(guān)鍵詞：新型農(nóng)村社會(huì)保障制度 農(nóng)民 生活消費(fèi)

中圖分類號(hào)：F014.5 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1004-4914（2014）11-013-04

一、引言

自1978年實(shí)施改革開放至今，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)總量實(shí)現(xiàn)了30多年的高增長(zhǎng)，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展方面縮小了與發(fā)達(dá)國(guó)家之間的差距，期間人民群眾的生活水平、收入水平等方面也都取得了有效提升，這使得中國(guó)在步入本世紀(jì)初期后就如期完成了建設(shè)總體小康社會(huì)的階段性發(fā)展目標(biāo)。在此背景下，黨的十六大確立了全面建設(shè)小康社會(huì)的新一階段的經(jīng)濟(jì)發(fā)展目標(biāo)，黨的十八大又在此基礎(chǔ)上提出了全面建成小康社會(huì)的改革和發(fā)展目標(biāo)。然而從現(xiàn)階段來(lái)看，制約中國(guó)全面建成小康社會(huì)的體制和機(jī)制問(wèn)題在現(xiàn)實(shí)中并未完全得到解決，這其中表現(xiàn)得最為突出和嚴(yán)峻的，就是中國(guó)的城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)二元結(jié)構(gòu)問(wèn)題。在二元結(jié)構(gòu)的限制下，即便是步入本世紀(jì)以來(lái)，廣大農(nóng)村地區(qū)的居民在生活水平、收入水平、基本公共服務(wù)水平，以及消費(fèi)水平等方面也一直與城市居民之間存在較大的差距。

應(yīng)該說(shuō)，十六大召開后，黨和國(guó)家在加快推進(jìn)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)一體化、同步化進(jìn)程方面進(jìn)行了不懈探索和努力。這其中極具代表的，就是以新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度（簡(jiǎn)稱“新農(nóng)合”）和新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)制度（簡(jiǎn)稱“新農(nóng)?！保橹饕獌?nèi)容的新型農(nóng)村社會(huì)保障制度的建設(shè)。自2003年開始，中央啟動(dòng)了由個(gè)人繳費(fèi)、集體補(bǔ)助、國(guó)家資助三者相結(jié)合所構(gòu)成的新農(nóng)合試點(diǎn)工作，進(jìn)而事實(shí)上邁出了新型農(nóng)村社會(huì)保障制度在廣大農(nóng)村地區(qū)的建設(shè)步伐。隨后幾年間，新農(nóng)合試點(diǎn)工作在我國(guó)大陸地區(qū)各省市穩(wěn)步展開和推進(jìn)。有研究顯示，截止到2006年底，在中國(guó)的大陸地區(qū)，共有超過(guò)1400多個(gè)縣（市、區(qū)）推行了新農(nóng)合試點(diǎn)工作；截至2012年底，我國(guó)大陸地區(qū)參加新農(nóng)合的總?cè)藬?shù)達(dá)到了8億以上，廣大農(nóng)民群眾的總體參合率達(dá)到95%以上，基本實(shí)現(xiàn)了新農(nóng)合在廣大農(nóng)民群眾這一群體的全覆蓋。與此同時(shí)，自2009年起，中央又在我國(guó)的農(nóng)村地區(qū)啟動(dòng)了由個(gè)人繳費(fèi)、集體補(bǔ)助和政府補(bǔ)貼三者相結(jié)合所構(gòu)成的新農(nóng)保試點(diǎn)工作，并與新農(nóng)合一樣，隨后幾年間在我國(guó)大陸地區(qū)各省市穩(wěn)步開展和推進(jìn)，截至2012年底基本實(shí)現(xiàn)了廣大農(nóng)民群眾這一群體的全覆蓋。

很多研究都表明，對(duì)于處在市場(chǎng)化改革進(jìn)程中的中國(guó)而言，廣大農(nóng)民群眾有著較強(qiáng)的預(yù)防性儲(chǔ)蓄行為（劉建國(guó)，1999；Zhang & Wan，2004；楊霞，2010），也就是說(shuō)，因?qū)ψ陨砦磥?lái)的身體健康狀況、個(gè)人發(fā)展，以及收入水平等方面有著較強(qiáng)的不確定性，會(huì)在一定程度上削減當(dāng)前的消費(fèi)支出。而從福利經(jīng)濟(jì)學(xué)關(guān)于社會(huì)保障的基本理論來(lái)看，新型農(nóng)村社會(huì)保障制度在我國(guó)廣大農(nóng)村地區(qū)的實(shí)施，不僅有利于一定程度上降低廣大農(nóng)民群眾對(duì)于自身未來(lái)收入預(yù)期的不確定性，也有利于降低其對(duì)于自身未來(lái)支出的不確定程度。因此新型農(nóng)村社會(huì)保障制度的實(shí)施，除了被各界賦予解決農(nóng)民未來(lái)養(yǎng)老，以及看病難、看病貴等問(wèn)題外，還被寄予了降低廣大農(nóng)民群眾對(duì)于未來(lái)收入和支出的不確定性，繼而提升其當(dāng)前消費(fèi)支出水平這一厚望。然而到目前為止，關(guān)于新型農(nóng)村社會(huì)保障制度的實(shí)施是否通過(guò)降低廣大農(nóng)民群眾對(duì)于未來(lái)的不確定性，而對(duì)其當(dāng)前的消費(fèi)支出水平產(chǎn)生了顯著的積極影響，尚缺少系統(tǒng)性的研究和論證。

二、經(jīng)驗(yàn)性判斷與核心假設(shè)

如前所述，新型農(nóng)村社會(huì)保障制度的建設(shè)起始于新農(nóng)合，而新華每日電訊2006年4月12日的一篇報(bào)道顯示，自新農(nóng)合在我國(guó)大陸地區(qū)的各省市開始試點(diǎn)以來(lái)，一個(gè)顯著的變化是試點(diǎn)地區(qū)農(nóng)民的就診人次和住院人次明顯增加，其直接帶來(lái)的當(dāng)然就是試點(diǎn)地區(qū)的農(nóng)民在醫(yī)療保健方面的消費(fèi)支出水平得到了一定提升。邏輯上來(lái)看，當(dāng)農(nóng)民現(xiàn)階段總的消費(fèi)預(yù)算支出水平固定的情況下，醫(yī)療保健方面消費(fèi)支出水平的提高，很可能會(huì)對(duì)農(nóng)民其他方面的消費(fèi)支出產(chǎn)生“擠壓”效應(yīng)，也即導(dǎo)致農(nóng)民其他方面的消費(fèi)支出水平相應(yīng)降低。另一方面，按照凱恩斯的邊際消費(fèi)傾向遞減規(guī)律，一般來(lái)說(shuō)，隨著人們收入水平的提高，人們的消費(fèi)支出水平雖然會(huì)在總體上隨之提高，但消費(fèi)支出在收入中所占的比重，則會(huì)出現(xiàn)下降的趨勢(shì)。

這兩方面的邏輯，似乎使得我們能夠做出一個(gè)如下的判斷：隨著近年來(lái)農(nóng)民收入水平在事實(shí)上的逐年提升，并且在其他外界條件沒(méi)有發(fā)生改變的情況下，新型農(nóng)村社會(huì)保障制度在廣大農(nóng)村地區(qū)的實(shí)施，會(huì)因促進(jìn)農(nóng)民群眾醫(yī)療保健方面消費(fèi)支出水平的提升，而相應(yīng)地降低農(nóng)民群眾其他方面的消費(fèi)支出（為方便論述，本文在下面統(tǒng)一將其稱之為生活消費(fèi)支出）在農(nóng)民收入中所占的比重。

然而事實(shí)的情況并非如我們所判斷的那樣，通過(guò)應(yīng)用2000-2013年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒提供的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)后的結(jié)果顯示，1999-2012年間，雖然中國(guó)農(nóng)民的人均純收入水平逐年提升，且2003年新農(nóng)合實(shí)施后，中國(guó)農(nóng)民醫(yī)療保健方面的消費(fèi)支出水平取得了較大提升，但在新農(nóng)合實(shí)施后的幾年間，中國(guó)農(nóng)民生活消費(fèi)支出占農(nóng)民人均純收入水平的比重并沒(méi)有較之前的幾年出現(xiàn)明顯下降。這尤其體現(xiàn)在新農(nóng)合實(shí)施后的三年間。在這三年間，中國(guó)農(nóng)民生活消費(fèi)支出占人均純收入的比重還出現(xiàn)了明顯的上升趨勢(shì)。

盡管在2006年以后，農(nóng)民生活消費(fèi)支出占人均純收入的比重出現(xiàn)了下降，而且在2009年新農(nóng)保開始實(shí)施后，繼續(xù)保持了下降趨勢(shì)，但是這一比重也并沒(méi)有顯著地低于農(nóng)民收入處于相對(duì)較低水平、新農(nóng)合實(shí)施之前的那幾年（見圖1）。當(dāng)然，這里有必要強(qiáng)調(diào)的是，因農(nóng)民參與新農(nóng)保是以支付確定數(shù)量、較大規(guī)模的“保費(fèi)”為前提的，因此與新農(nóng)合所產(chǎn)生的可能不同的效應(yīng)是：新農(nóng)保的實(shí)施，邏輯上也很可能會(huì)因使農(nóng)民在“保費(fèi)”上發(fā)生較大規(guī)模的支出而對(duì)農(nóng)民其他方面的消費(fèi)支出形成擠壓效應(yīng)。

盡管如此，前述這一有悖于邏輯上判斷的現(xiàn)實(shí)結(jié)果的出現(xiàn)，很可能直接說(shuō)明了如下的問(wèn)題，也即我們所提出的一個(gè)核心假設(shè)：隨著新型農(nóng)村社會(huì)保障制度的實(shí)施，因在一定程度上降低了農(nóng)民對(duì)于未來(lái)收入、支出等方面的不確定性，因而在助推了農(nóng)民醫(yī)療保健方面消費(fèi)支出水平提升的同時(shí)，也促進(jìn)了農(nóng)民生活消費(fèi)支出水平的提升。

三、實(shí)證檢驗(yàn)

為進(jìn)一步驗(yàn)證前面經(jīng)驗(yàn)性判斷中所提出的核心假設(shè)是否現(xiàn)實(shí)中真正成立，我們進(jìn)一步構(gòu)建了相關(guān)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，并應(yīng)用相關(guān)數(shù)據(jù)，圍繞新型農(nóng)村社會(huì)保障制度的實(shí)施是否對(duì)農(nóng)民生活消費(fèi)支出水平產(chǎn)生了影響，以及到底產(chǎn)生了什么樣的實(shí)質(zhì)性影響這兩個(gè)問(wèn)題展開了實(shí)證探索。

（一）核心變量的確定

如前所述，按照邊際消費(fèi)傾向遞減規(guī)律，現(xiàn)實(shí)中，人們的消費(fèi)支出占收入的比重一般會(huì)伴隨收入水平的提高出現(xiàn)逐漸減小的趨勢(shì)。這也就是說(shuō)，在探討農(nóng)民消費(fèi)支出的影響因素時(shí)，必須對(duì)農(nóng)民收入和農(nóng)民收入的平方這兩個(gè)基本變量加以考慮。

與此同時(shí)，一般來(lái)說(shuō)，現(xiàn)實(shí)中人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)方面的變化，也會(huì)對(duì)人們的生活消費(fèi)行為和方式產(chǎn)生一定的影響，例如，在同等收入水平、家庭人口數(shù)量相同的情況下，擁有老人和兒童數(shù)量較多的家庭，一方面可能會(huì)在生活消費(fèi)方面直接就具有較高的需求和支出水平；一方面也很可能因在醫(yī)療保健方面具有較高的支出水平而對(duì)本家庭的生活消費(fèi)總支出產(chǎn)生一定的“擠壓”效應(yīng)。當(dāng)然，現(xiàn)實(shí)中的情況究竟是兩種結(jié)果中的哪一種，尚需后面進(jìn)行具體的實(shí)證檢驗(yàn)。

此外，物價(jià)水平也是一個(gè)需要充分加以考慮的影響農(nóng)民消費(fèi)的因素，雖然在很多研究中，學(xué)者們都采用了以之前某一年份為基期的價(jià)格指數(shù)來(lái)反映當(dāng)年的物價(jià)水平，但王宇鵬（2011）的一項(xiàng)研究卻發(fā)現(xiàn)，與通過(guò)以固定年份為基期而計(jì)算得到的物價(jià)水平相比，以相對(duì)于上一年的物價(jià)指數(shù)所代表的價(jià)格水平，對(duì)中國(guó)居民消費(fèi)行為和消費(fèi)支出水平產(chǎn)生的影響更大。這無(wú)疑為我們對(duì)于如何選擇價(jià)格水平這一因素提供了一個(gè)新的思路和準(zhǔn)則。

最后，從宏觀層面來(lái)看，為實(shí)證探索新型農(nóng)村社會(huì)保障制度的實(shí)施是否對(duì)農(nóng)民的生活消費(fèi)支出產(chǎn)生了影響，采用虛擬變量法是一個(gè)較為直觀和合理的做法：通過(guò)將新型農(nóng)村社會(huì)保障制度中某項(xiàng)具體制度開始實(shí)施之前的年份設(shè)定為0，將該項(xiàng)制度開始實(shí)施及實(shí)施之后的年份設(shè)定為1，就可以對(duì)這項(xiàng)具體制度的落實(shí)是否對(duì)農(nóng)民的生活消費(fèi)產(chǎn)生影響展開定量盤查。

（二）樣本選取

為避免宏觀層面的其他政策或體制變遷對(duì)農(nóng)民生活消費(fèi)所可能形成的系統(tǒng)性影響。我們首先將研究的時(shí)段界定在2001年中國(guó)加入世界貿(mào)易組織（WTO）之后。以此為基礎(chǔ)，進(jìn)一步結(jié)合數(shù)據(jù)上的可得性，并以樣本數(shù)量滿足實(shí)證分析的要求為導(dǎo)向，我們最終選擇了以中國(guó)大陸地區(qū)31個(gè)省市2001-2012年的相關(guān)數(shù)據(jù)作為樣本。

（三）模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說(shuō)明

以前面所界定的核心變量和選取的樣本為支撐，我們構(gòu)建了如下所述的面板數(shù)據(jù)模型：

Cit=βxit+ai+μit

其中，C代表農(nóng)民的人均消費(fèi)支出水平，i代表樣本中的31個(gè)省市，t代表2001-2012年12個(gè)年份，x代表前述的人均收入、人均收入的平方、人口撫養(yǎng)比等可能影響農(nóng)民生活消費(fèi)支出的系列變量，以及代表新農(nóng)合、新農(nóng)保兩項(xiàng)制度是否實(shí)施的兩個(gè)虛擬變量。當(dāng)然，除此之外，該模型中的a代表每一個(gè)橫截面?zhèn)€體（各省市）不同的常數(shù)項(xiàng)，μ則代表具有正態(tài)分布特征的隨機(jī)誤差項(xiàng)。

在指標(biāo)數(shù)據(jù)的選取方面，雖主要是以現(xiàn)實(shí)中數(shù)據(jù)的可得性為主要導(dǎo)向，但同時(shí)也全面考慮了指標(biāo)數(shù)據(jù)對(duì)所對(duì)應(yīng)的解釋變量的反映程度。這其中涉及到的原始數(shù)據(jù)，全部來(lái)自2002-2013年的中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒、2002-2006年的中國(guó)人口統(tǒng)計(jì)年鑒，以及2007-2013年的中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒。簡(jiǎn)要說(shuō)明如下：

各省市2001-2012年的農(nóng)民人均生活消費(fèi)支出，以各省市2001-2012年農(nóng)村居民除醫(yī)療保健消費(fèi)支出外的人均生活消費(fèi)支出代表。

各省市2001-2012年的農(nóng)民人均收入和人均收入的平方，以各省市2001-2012年的農(nóng)村居民人均可支配收入（元）和農(nóng)村居民人均可支配收入的平方（元）兩個(gè)數(shù)據(jù)代表。

各省市2001-2012年的農(nóng)民家庭人均撫養(yǎng)比，以各省市2001-2012年農(nóng)民家庭平均人口總撫養(yǎng)比（少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比之和）來(lái)代表。

各省市2001-2012年的農(nóng)村地區(qū)物價(jià)指數(shù)，以各省2001-2012年農(nóng)村（相對(duì)于上一年的）居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)代表。

新農(nóng)合和新農(nóng)保，均以虛擬變量來(lái)代表。通過(guò)查閱相關(guān)統(tǒng)計(jì)資料后我們發(fā)現(xiàn)，在中國(guó)大陸地區(qū)，除遼寧省自2004年開始實(shí)施新農(nóng)合試點(diǎn)外，余下30個(gè)省市均是自2003年開始就實(shí)施了新農(nóng)合試點(diǎn)工作，因此除遼寧省的虛擬變量是從2004年起開始設(shè)定為1，將2004年之前設(shè)定為0外，其他30個(gè)省市均是將虛擬變量從2003年起開始設(shè)定為1，將2003年之前設(shè)定為0。進(jìn)一步地，相關(guān)統(tǒng)計(jì)資料還顯示，自2009年開始，新農(nóng)保在大陸地區(qū)的31個(gè)省市全部開始試點(diǎn)實(shí)施，為此，對(duì)于反映新農(nóng)保的虛擬變量，我們是通過(guò)將各省市2009年以前的年份設(shè)定為0，將各省市2009年及隨后的各年設(shè)定為1來(lái)實(shí)現(xiàn)的。樣本數(shù)據(jù)的主要統(tǒng)計(jì)性描述見下表1。

（四）控制變量的加入

除前述幾個(gè)核心因素外，很多研究表明，現(xiàn)實(shí)中影響農(nóng)民消費(fèi)的因素還有很多，如市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制改革進(jìn)程、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平、信息化建設(shè)水平、金融體系完善程度等等。因此為較為準(zhǔn)確地定量考察前述核心變量對(duì)農(nóng)民生活消費(fèi)產(chǎn)生的影響，不僅要考慮現(xiàn)實(shí)中可能影響農(nóng)民生活消費(fèi)支出的其他諸多因素，而且還需要將這些因素對(duì)農(nóng)民生活消費(fèi)產(chǎn)生的影響在模型中反映和剔除出來(lái)。但是應(yīng)該說(shuō)，無(wú)論是從數(shù)據(jù)可得性上看，還是從因素的確定和選擇上看，倘若我們?cè)噲D將這些因素全部找出來(lái)并以相應(yīng)的數(shù)據(jù)反映出來(lái)，繼而加入到模型之中，那么注定將是非常艱難的，而且也容易引致控制變量選擇的隨意性問(wèn)題以及內(nèi)生性問(wèn)題。兩方面的權(quán)衡之下，我們借鑒了欒大鵬和歐陽(yáng)日輝（2012）的做法，即基于改革開放以來(lái)中國(guó)市場(chǎng)化改革所具有和表現(xiàn)出的自東向西推進(jìn)的梯度推移特征，按照國(guó)家統(tǒng)計(jì)局對(duì)于東、中、西三大區(qū)域的劃分，在模型中加入I1、I2、I3三個(gè)反映市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制改革進(jìn)程、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平等所存在的地區(qū)性特征的虛擬變量，借此來(lái)控制核心變量外的一系列其他因素對(duì)我國(guó)農(nóng)民生活消費(fèi)支出產(chǎn)生的影響。比如，對(duì)于I1來(lái)說(shuō)，若某一省市屬于東部地區(qū)，那么就將其設(shè)定為1；若某一省市不屬于東部地區(qū)，那么就將其設(shè)定為0。對(duì)于代表中部地區(qū)虛擬變量的I2和代表西部地區(qū)虛擬變量的I3，設(shè)定的邏輯同樣如此。

（五）模型形式確定

按照有關(guān)的統(tǒng)計(jì)學(xué)原理，對(duì)于面板數(shù)據(jù)模型，可依據(jù)誤差項(xiàng)與解釋變量是否有正交關(guān)系，而進(jìn)一步地被劃分為固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。特別是當(dāng)截面?zhèn)€體數(shù)多于年份長(zhǎng)度時(shí)，對(duì)于面板數(shù)據(jù)模型具體形式的確定至觀重要。因?yàn)樵谶@種情況下，基于兩種形式對(duì)以同樣數(shù)據(jù)為樣本的面板數(shù)據(jù)模型展開回歸，得到的結(jié)果很可能出現(xiàn)非常大的差異。

為確定我們前面所設(shè)定的面板數(shù)據(jù)模型的具體形式，我們應(yīng)用了豪斯曼（Hausman）檢驗(yàn)法。檢驗(yàn)結(jié)果拒絕了模型具有隨機(jī)效應(yīng)這一原假設(shè)，也就是說(shuō)，應(yīng)將我們所設(shè)定的面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)一步確定為固定效應(yīng)模型。

確定了所設(shè)定的面板數(shù)據(jù)模型屬于固定效應(yīng)模型后，就可進(jìn)一步結(jié)合所選取的樣本數(shù)據(jù)，圍繞新型農(nóng)村社會(huì)保障制度的實(shí)施對(duì)農(nóng)民生活消費(fèi)的影響展開回歸分析。由于文化、資源稟賦條件、區(qū)位和環(huán)境差異等因素的存在，現(xiàn)實(shí)中代表各省市的誤差項(xiàng)的方差可能會(huì)出現(xiàn)不一致性的情況，這使得如果對(duì)模型直接展開回歸，那么很可能會(huì)導(dǎo)致實(shí)證回歸的結(jié)果與現(xiàn)實(shí)中的情形存在偏差。

為避免這一可能情況，我們采用了懷特截面方法。并通過(guò)進(jìn)一步地采用廣義最小二乘法，得到了如下表3所示的主要回歸結(jié)果：

其中，調(diào)整后的R2達(dá)到了0.988，說(shuō)明模型的整體擬合情況非常好。從回歸結(jié)果中各解釋變量的具體系數(shù)及其顯著性上來(lái)看，第一，農(nóng)民人均純收入前面的系數(shù)不僅表現(xiàn)為正，而且通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)；農(nóng)民人均純收入平方前面的系數(shù)不僅表現(xiàn)為負(fù)，而且也通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，這些都與我們前面作出的基本描述相一致。

第二，農(nóng)民家庭人均撫養(yǎng)比前面的系數(shù)不僅在數(shù)值上表現(xiàn)為負(fù)，而且也通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這證明了我們?cè)谇懊鎸?duì)于農(nóng)民家庭人口撫養(yǎng)比影響農(nóng)民生活消費(fèi)所作出的后一種假設(shè)，即隨著農(nóng)民家庭在人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)上的加重，不僅農(nóng)民家庭會(huì)在醫(yī)療保健消費(fèi)方面更多地支出，而且也會(huì)相應(yīng)地?cái)D壓繼而減少生活消費(fèi)方面的支出水平。

第三，農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)前面的系數(shù)，雖沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，卻在數(shù)值上顯著地表現(xiàn)為負(fù)。直觀上來(lái)看，這一結(jié)果雖然與我們前面所作出的基本描述并不一致，然而應(yīng)該注意到的是，其仍能夠說(shuō)明隨著消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的提高，通貨膨脹水平的加劇，盡管不一定會(huì)降低農(nóng)民的生活消費(fèi)支出水平，但在消費(fèi)支出水平保持固定的情況下，價(jià)格水平的上升也就直接意味著農(nóng)民對(duì)于相關(guān)商品購(gòu)買數(shù)量的減少。

第四，從地區(qū)來(lái)看，代表東部地區(qū)的虛擬變量前面的系數(shù)表現(xiàn)為負(fù)，且通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，代表中部地區(qū)和西部地區(qū)的兩個(gè)虛擬變量前面的系數(shù)，均未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。因此總體的回歸結(jié)果說(shuō)明了，近年來(lái)，中部地區(qū)和西部地區(qū)的農(nóng)民群眾，較東部地區(qū)的農(nóng)民群眾相比有著更高的消費(fèi)需求。

第五，我們所最為關(guān)心的新型農(nóng)村社會(huì)保障制度中，代表新農(nóng)合的虛擬變量前面的系數(shù)不僅表現(xiàn)為正，而且通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)；與此種情況不同，代表新農(nóng)保的虛擬變量前面的系數(shù)，并沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。這說(shuō)明隨著新農(nóng)合的實(shí)施，在促進(jìn)農(nóng)民群眾醫(yī)療保健消費(fèi)支出水平提升的同時(shí)，也因降低了農(nóng)民群眾對(duì)于未來(lái)的不確定性而促進(jìn)了農(nóng)民生活消費(fèi)支出水平的提升；而隨著新農(nóng)保的實(shí)施，雖然也在一定程度上降低了農(nóng)民群眾對(duì)于未來(lái)的不確定性，但是由于農(nóng)民在“保費(fèi)”上產(chǎn)生了較大支出，因而也就未能進(jìn)一步地促進(jìn)農(nóng)民生活消費(fèi)支出水平的提升。

四、結(jié)論與啟示

綜合經(jīng)驗(yàn)判斷基礎(chǔ)上所提出的核心假設(shè)，并開展相關(guān)的實(shí)證研究，我們發(fā)現(xiàn)，對(duì)于新型農(nóng)村社會(huì)保障制度，因能夠降低農(nóng)民群眾對(duì)于未來(lái)收入和支出方面的不確定性，因而總體上會(huì)在促進(jìn)農(nóng)民群眾醫(yī)療保健消費(fèi)支出水平的提升的同時(shí)，顯著地促進(jìn)農(nóng)民群眾生活消費(fèi)支出水平的提升。而在這其中，真正發(fā)揮作用的則是新農(nóng)合制度。對(duì)于新農(nóng)保制度，因農(nóng)民參保或付出一定數(shù)量和規(guī)模的“保費(fèi)”，因而該項(xiàng)制度的實(shí)施雖會(huì)降低農(nóng)民群眾對(duì)于未來(lái)收入和支出的不確定性，但是在支付確定數(shù)量“保費(fèi)”所產(chǎn)生的“擠壓”效應(yīng)下，并未能夠促進(jìn)農(nóng)民群眾消費(fèi)支出水平的提升。這一總體研究結(jié)論的政策意義在于：繼續(xù)完善落實(shí)新農(nóng)合制度，解決新農(nóng)合制度落實(shí)過(guò)程中所出現(xiàn)的各種不合理的矛盾和問(wèn)題，將能夠進(jìn)一步促進(jìn)廣大農(nóng)民群眾生活消費(fèi)支出水平的提升，繼而進(jìn)一步促進(jìn)國(guó)內(nèi)總體消費(fèi)支出水平的提升。

我們的實(shí)證研究還發(fā)現(xiàn)，與東部地區(qū)的農(nóng)民群眾相比，中部地區(qū)和西部地區(qū)的農(nóng)民群眾有著更高的消費(fèi)需求。為此在今后，以中央提出的繼續(xù)落實(shí)西部大開發(fā)戰(zhàn)略、努力形成中部地區(qū)新的增長(zhǎng)極等政策方針為契機(jī)，促進(jìn)中西部地區(qū)農(nóng)民群眾收入水平更加快速的提升，則是提高中西部地區(qū)廣大農(nóng)民群眾消費(fèi)支出水平，乃至提高國(guó)內(nèi)整體消費(fèi)需求水平的又一條重要途徑。

[本文系國(guó)家社科基金項(xiàng)目“農(nóng)業(yè)土地經(jīng)營(yíng)制度創(chuàng)新評(píng)估與改革取向研究（13BJY095）階段性成果。]

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（作者簡(jiǎn)介：程聞碩，中國(guó)社會(huì)科學(xué)院研究生院政府政策系博士研究生 北京 102488）

（責(zé)編：賈偉）