呂卓 崔宏楷 張鑫

摘 要：基于微觀視角，分別從食品需求和非食品需求方面，對農(nóng)村老年人養(yǎng)老保險適度水平進(jìn)行了測度，并建立動態(tài)計量經(jīng)濟(jì)模型中的分布滯后模型對黑龍江省農(nóng)村居民養(yǎng)老金給付水平進(jìn)行了預(yù)測。進(jìn)一步，基于通貨膨脹因素，進(jìn)行了動態(tài)調(diào)整。研究表明，在4.3%的通貨膨脹率下，黑龍江省農(nóng)村居民養(yǎng)老金給付水平適度下限將由2016年的366元/月提高至2060年的2332元/月，適度上限將由2016年的627元/月提高至2060年的3996元/月。

關(guān)鍵詞：養(yǎng)老保險;適度水平;考伊克分布滯后模型

中圖分類號：F2 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：Adoi：10.19311/j.cnki.1672-3198.2019.30.010

1 引言

2018年9月，國務(wù)院發(fā)布《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃（2018-2022年）》，對“城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險待遇確定和基礎(chǔ)養(yǎng)老金標(biāo)準(zhǔn)調(diào)整機(jī)制”提出明確要求，各地政府為更好地把握政策實(shí)施效果，需要對農(nóng)村居民養(yǎng)老保險適度水平有準(zhǔn)確的測度和預(yù)判。然而，對于這一問題的研究多是基于宏觀視角對一國養(yǎng)老保險給付總體水平進(jìn)行的測度，并沒有考慮給付個體的實(shí)際情況。本文則將考察目標(biāo)由養(yǎng)老保險給付總體轉(zhuǎn)移到個體，測度農(nóng)村居民養(yǎng)老保險適度區(qū)間。

2 相關(guān)研究進(jìn)展

關(guān)于社會保險適度水平的研究，多是從宏觀層次，建立社會保障適度水平模型，對社會保障適度區(qū)間進(jìn)行的測算（穆懷中，1997;張海川、鄭軍，2011;穆懷中、沈毅，2012），并未對微觀個體的實(shí)際保障需求做深入分析和預(yù)測。而孫雅娜等（2011）和邊恕、穆懷中（2011）則著重從微觀層次對養(yǎng)老金給付水平的適度性進(jìn)行分析，并提出微觀測度方法。然而，這些研究對沒有考慮不同地區(qū)養(yǎng)老保障需求的差異?；诖?，穆懷中等（2014）從宏觀和微觀兩方面建立了農(nóng)民基礎(chǔ)養(yǎng)老金的給付標(biāo)準(zhǔn)，但是其研究只是基于全國平均水平對老年人保障需求的測算，并沒有考慮不同地區(qū)生活水平的差距。

本文在已有研究的基礎(chǔ)上，以黑龍江省為例，建立微觀視角的養(yǎng)老金給付適度水平模型。以我國居民營養(yǎng)達(dá)標(biāo)為目標(biāo)，計算符合我國居民健康需求的食品消費(fèi)量，對傳統(tǒng)恩格爾系數(shù)進(jìn)行修正，用修正后的恩格爾系數(shù)衡量農(nóng)村老年人口真實(shí)的基本生活需求，計算農(nóng)民養(yǎng)老金的適度區(qū)間。

3 黑龍江省農(nóng)村養(yǎng)老保險適度水平的微觀測度

3.1 農(nóng)民養(yǎng)老金適度下限的微觀測度

農(nóng)村養(yǎng)老保險適度下限的確定，應(yīng)該以滿足農(nóng)村老年人對食品和服務(wù)的最低需求為原則。對于農(nóng)村老年人來說，其生活消費(fèi)支出的種類比社會平均水平要少得多，消費(fèi)結(jié)構(gòu)也簡單得多。用傳統(tǒng)的恩格爾系數(shù)作為衡量農(nóng)村老年人口最低需求的標(biāo)準(zhǔn)，可能導(dǎo)致對農(nóng)村老年人口恩格爾系數(shù)的低估。針對這一問題，參考農(nóng)村最低收入水平戶的消費(fèi)，對傳統(tǒng)恩格爾系數(shù)進(jìn)行修正，用修正后的恩格爾系數(shù)衡量農(nóng)村老年人口真實(shí)的基本生活需求，計算農(nóng)民養(yǎng)老金適度下限。具體地，將農(nóng)村居民基本生活消費(fèi)需求分為食品消費(fèi)需求和非食品消費(fèi)需求。

食品消費(fèi)需求是指農(nóng)村老年人口為了保證健康的生活而對各類食品的需求，可以根據(jù)農(nóng)村老年人均營養(yǎng)素攝入量和食品消費(fèi)結(jié)構(gòu)計算人均各類食品消費(fèi)數(shù)量，進(jìn)一步根據(jù)相應(yīng)食品價格確定農(nóng)村老年人的人均食品消費(fèi)支出。已有研究都是將食品價格視為全年不變的量，但由于食品價格具有地域性和季節(jié)性，基于全國范圍計算的食品價格并不適用于黑龍江省。因此，本文根據(jù)黑龍江省食品價格分季節(jié)進(jìn)行加權(quán)平均處理，更符合食品價格的實(shí)際變化情況。

確定農(nóng)村老年人的食品消費(fèi)需求，需要對老年人的營養(yǎng)攝入量需求進(jìn)行測度。根據(jù)《中國食物與營養(yǎng)發(fā)展綱要（2014-2020年）》對居民食物消費(fèi)量和營養(yǎng)素攝入量的目標(biāo)要求， 可計算出我國人均每日食物消費(fèi)數(shù)量。本文選取1800千卡作為農(nóng)村老年人均日攝入能量的合理值，即老年人每日能量攝入占成年人的80%左右。

根據(jù)黑龍江統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)，黑龍江省農(nóng)村居民家庭年人均食品消費(fèi)中，肉類（豬牛羊）為127kg，禽類（雞鴨鵝）為35kg，即豬牛羊肉的消費(fèi)量占肉類消費(fèi)總量的78.4%，雞鴨鵝的消費(fèi)量占肉類消費(fèi)總量的216%。因此，根據(jù)成年人每日對各類食品的需求量，可以計算出老年人每日對各類食品的需求量，即老年人每年人均口糧消費(fèi)108kg、肉類232kg（豬牛羊肉18189kg、雞鴨鵝肉5011kg）、蛋類128kg、奶類288kg、水產(chǎn)品144kg、蔬菜112kg、水果48kg，即每日人均口糧消費(fèi)0296kg、肉類0063kg（豬牛羊肉0049kg，雞鴨鵝肉0014kg）、蛋類0035kg、奶類0079kg、水產(chǎn)品0040kg、蔬菜0307kg、水果0131kg。本文分別從每類食物選取消費(fèi)比重最高的食物組合，將其作為該類食物的代表性食物，并按照消費(fèi)數(shù)量加權(quán)計算每種代表性食物在各個季度的價格，如表1所示。

根據(jù)以上代表性食物每日人均消費(fèi)量和2015年食物平均價格水平，計算在2020年的營養(yǎng)目標(biāo)下，2015年一個老年人每天用于食品消費(fèi)的金額為915元，即月人均食品消費(fèi)金額為2745元，年人均食品消費(fèi)金額為333975元。

非食品消費(fèi)需求包括生活必需的衣著、交通通訊等費(fèi)用支出，不包括基本醫(yī)療服務(wù)（該部分由新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度承擔(dān)）。根據(jù)2015年黑龍江省農(nóng)村居民人均可支配收入，將黑龍江省15個地區(qū)按常住居民人均可支配收入從高到低進(jìn)行五等份分組。

由表2可知，低收入組人均可支配收入均值為8441元/年。根據(jù)穆懷中等（2011）的測算，2009年農(nóng)村低收入農(nóng)民的食品和非食品支出分別為67371元/年和32501元/年，總支出為99872元/年。將2009年作為基年，根據(jù)2009-2015年我國農(nóng)村居民消費(fèi)價格指數(shù)，可計算2015年農(nóng)村居民消費(fèi)價格指數(shù)為1216，2015年我國農(nóng)村低收入組農(nóng)民食品支出和非食品支出分別為81923元和39521元，總支出為121444元，修正的恩格爾系數(shù)為6746%。從農(nóng)村居民消費(fèi)的長期趨勢來看，恩格爾系數(shù)呈下降趨勢。但是在短期，可以將其視為一個不變的量。特別是對于低收入人群，食品消費(fèi)還是首要消費(fèi)目標(biāo)，在短期內(nèi)變化幅度不大。因此，假定2015-2020年間，低收入的農(nóng)村居民消費(fèi)恩格爾系數(shù)保持6746%，由2015年黑龍江省農(nóng)村居民年人均食品消費(fèi)金額333975元，可以計算年人均總消費(fèi)金額為495071元，月人均總消費(fèi)金額為41256元，即2015年農(nóng)村養(yǎng)老保險適度水平下限。值得注意的是，41256元是基于低收入組計算的月人均總消費(fèi)金額，低于基于黑龍江省農(nóng)村總?cè)丝谟嬎愕脑氯司傁M(fèi)金額699元，即低收入組的生活消費(fèi)占平均消費(fèi)水平的59%（41256÷699=059）。這一適度水平下限是針對完全無勞動能力和養(yǎng)老金收入的農(nóng)村老年人口的保障金額，對于具有勞動能力和一定養(yǎng)老保障的老人，各地應(yīng)制定分層次的養(yǎng)老保障標(biāo)準(zhǔn)，根據(jù)各戶的實(shí)際情況進(jìn)行養(yǎng)老保險金的精準(zhǔn)給付。

3.2 農(nóng)民養(yǎng)老金適度上限的微觀測度

由于人們消費(fèi)支出可支配收入的影響在時間上存在滯后效應(yīng)，因此本文建立動態(tài)計量經(jīng)濟(jì)模型——分布滯后模型，對于農(nóng)民養(yǎng)老金適度上限，利用考伊克分布滯后模型進(jìn)行測度。假定收入對消費(fèi)支出的影響存在無限滯后，β均有相同符號且按照幾何級數(shù)衰減：βk=β0×λk。其中，λ0<λ<1為分布滯后衰減率，1-λ為調(diào)節(jié)速度。1990年-2015年黑龍江省農(nóng)村家庭人均全年生活消費(fèi)支出（PPCE）和人均可支配收入（PPDI）如表3所示。

建立考伊克分布滯后模型：PPCEt=α1-λ+β0PPDIt+λPPCEt-1+εt。式中，PPCEt和PPCEt-1分別為第t年和第t-1年平均每人全年生活消費(fèi)支出，PPDIt為第t年平均每人可支配收入，vt為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

首先，進(jìn)行OLS回歸可得到方程：PPCEt=-47.447+0.535PPDIt+0.318PPCEt-1+vt。該方程R2=0.994，模型擬合程度很高，但常數(shù)項(xiàng)和消費(fèi)支出滯后項(xiàng)在統(tǒng)計上不顯著。對模型進(jìn)行修正，去除常數(shù)項(xiàng)，得到新的考伊克分布滯后模型：PPCEt=0.5230PPDIt+0.3243PPCEt-1+vt。該方程的R2=0.9938，模型擬合程度高且參數(shù)估計值均顯著。解釋變量PPDIt的系數(shù)估計值是正數(shù)（β︿0=0.5230），符合方程的參數(shù)要求，表示在短期可支配收入增加1元使生活消費(fèi)支出增加0.523元。假定OLS估計是對考伊克模型變換的估計結(jié)果，則分布滯后的衰減率λ=0.3243（PPCEt-1的系數(shù)）?？芍涫杖胱兓瘜οM(fèi)支出的長期影響為β01-λ=0.7740（長期乘數(shù)），表示在長期，可支配收入增加1元將使得消費(fèi)支出增加0.774元。計算滯后中值T=-log2logλ=0.6155，即可支配收入增加使得消費(fèi)支出增加到長期影響的一半（0.387元）所需要的時間約為7.39個月（12×0.615=7.39），表明消費(fèi)支出對可支配收入變化作出調(diào)整的速度比較緩慢?？家量朔椒p少了分布滯后模型所需估計的參數(shù)，但由于將因變量滯后項(xiàng)PPCEt-1作為解釋變量，使得模型中包含隨機(jī)解釋變量，與誤差項(xiàng)存在序列相關(guān)。因此，使用OLS估計將導(dǎo)致估計量不僅是有偏的，而且是非一致的。

工具變量法可以消除考伊克分布滯后模型中解釋變量的隨機(jī)性以及解釋變量與誤差項(xiàng)之間的序列相關(guān)等問題。因此，采用工具變量法，將PPDIt-1作為PPCEt-1的工具變量，運(yùn)用兩階段最小二乘法（TSLS）對方程進(jìn)行估計，R2=0.993，擬合程度高。參數(shù)估計的t統(tǒng)計量非常顯著，解釋變量PPDI的系數(shù)為正，符合方程參數(shù)要求。解釋變量PPDI的系數(shù)估計值（長期邊際消費(fèi)傾向）為0.736，即長期可支配收入增加1元將使消費(fèi)支出增加0.736元，小于使用OLS估計方法所得到的收入變化對消費(fèi)支出的長期影響0.774。

由新的考伊克分布滯后模型可計算2015年黑龍江省農(nóng)村居民人均生活消費(fèi)支出為8339.61元。隨著年齡的增長，個體消費(fèi)結(jié)構(gòu)會從多樣化、多層次消費(fèi)轉(zhuǎn)變?yōu)橐允称?、醫(yī)療等方面為主的消費(fèi)。根據(jù)國際公認(rèn)的養(yǎng)老金給付標(biāo)準(zhǔn)，是將農(nóng)民養(yǎng)老金給付上限規(guī)定為同期農(nóng)村居民生活消費(fèi)支出的60%，保障老年人體面地生活。參照這一標(biāo)準(zhǔn)，可計算2015年黑龍江省農(nóng)村老年人養(yǎng)老保險適度上限為5003.76元，即416.98元/月。由以上分析知，2015年黑龍江省農(nóng)村老年人養(yǎng)老保險適度水平區(qū)間為412.56元/月至416.98元/月。

3.3 農(nóng)民養(yǎng)老金適度水平區(qū)間微觀預(yù)測

基于1990年-2015年黑龍江省農(nóng)村居民平均每人全年可支配收入數(shù)據(jù)，構(gòu)建如下模型：PPDIt=1.5317PPDIt-1-0.4730PPDIt-2+εt。R2=0.9937，可知該模型擬合度良好，可據(jù)此對2016年-2060年可支配收入進(jìn)行預(yù)測，如表4所示。

基于1990-2015年黑龍江省農(nóng)村居民人均全年生活消費(fèi)支出數(shù)據(jù)和新的考伊克分布滯后模型，對2016年-2060年黑龍江省農(nóng)村居民人均全年生活消費(fèi)支出（PPCE）進(jìn)行預(yù)測。由1990年-2015年黑龍江農(nóng)村居民平均每人全年生活消費(fèi)支出（PPCE）和農(nóng)村居民基本生活支出（FPPCE），可以計算出各年農(nóng)村居民基本生活支出占全部生活消費(fèi)支出的比重（FPPCEPER），并建立時間序列模型：FPPCEPERt=01258+0.8537FPPCEPERt-1+εt。

由該模型和2016年-2060年農(nóng)村居民生活消費(fèi)支出數(shù)據(jù)，預(yù)測2016年-2060年黑龍江省農(nóng)村居民基本生活支出。低收入組的人均基本生活支出占黑龍江省農(nóng)村總?cè)丝谌司旧钪С龅?9%。將59%作為既定不變的量，基于人均基本生活支出預(yù)測數(shù)據(jù)，可計算出低收入組人均基本生活支出水平，將其作為黑龍江省農(nóng)村養(yǎng)老保險適度水平下限。此外，將養(yǎng)老金目標(biāo)替代率設(shè)定為50%，即農(nóng)民基礎(chǔ)養(yǎng)老金為總適度養(yǎng)老金的50%，因而農(nóng)民基礎(chǔ)養(yǎng)老金適度上限即為總適度養(yǎng)老金上限的50%。根據(jù)農(nóng)村人均純收入和農(nóng)村居民家庭每一勞動力負(fù)擔(dān)人數(shù)，預(yù)測黑龍江省農(nóng)村養(yǎng)老金給付適度水平上限。

考慮到居民消費(fèi)水平受通貨膨脹率的影響，因此，本文考慮通脹情況因素，對養(yǎng)老金給付的適度水平進(jìn)行動態(tài)調(diào)整。由于通貨膨脹率受政策和經(jīng)濟(jì)環(huán)境的影響難以預(yù)測，因此，根據(jù)國家統(tǒng)計局網(wǎng)站數(shù)據(jù)計算1990-2015年通貨膨脹率的平均值約為4.3%，將該值作為2016-2060年通貨膨脹率的預(yù)測值，即2016-2060年我國每年的通貨膨脹率均為4.3%，居民消費(fèi)價格水平也以每年4.3%的增幅增長。因此，可以計算出考慮通脹情況下，農(nóng)村居民養(yǎng)老金給付水平的上限和下限，如表5所示。

在考慮通脹的情況下，微觀視角的黑龍江省農(nóng)村居民養(yǎng)老金給付水平動態(tài)調(diào)整后的適度下限由2016年的366元/月上升至2060年的2332元/月，適度上限由2016年的627元/月上升至2060年的3996元/月。

4 結(jié)論

本文從微觀視角，分別從食品需求和非食品需求方面，對農(nóng)村老年人養(yǎng)老保險適度水平進(jìn)行了測度。研究表明，在4.3%的通貨膨脹率下，黑龍江省農(nóng)村居民養(yǎng)老金給付水平適度下限將由2016年的366元/月上升至2060年的2332元/月，適度上限將由2016年的627元/月上升至2060年的3996元/月。然而，黑龍江省目前養(yǎng)老金給付水平為70元/人，與滿足農(nóng)民基本生活需求的適度下限水平尚有很大差距。若養(yǎng)老金給付水平增長速度大于4.3%，則黑龍江省農(nóng)村居民的養(yǎng)老保險水平將進(jìn)一步提高;若當(dāng)前養(yǎng)老金給付水平增長速度低于4.3%的通貨膨脹率，那么農(nóng)村居民養(yǎng)老保險的實(shí)施效果將逐漸減弱。

參考文獻(xiàn)

[1]邊恕，穆懷中.農(nóng)村養(yǎng)老保險適度水平的微觀測度與動態(tài)調(diào)整研究[J].社會保障研究，2011，（6）：3-11.

[2]穆懷中，沈毅.中國農(nóng)村養(yǎng)老保險體系框架與適度水平[M].北京：社會科學(xué)文獻(xiàn)出版社，2015.

[3]鄭功成.中國社會保障改革與發(fā)展戰(zhàn)略——理念、目標(biāo)與行動方案[M].北京：人民出版社，2008：159.

[4]張海川，鄭軍.2001-2009：我國農(nóng)村養(yǎng)老保障適度水平研究[J].保險研究，2011，（7）：53-58.