曾之遙，李磊，劉木子云，劉中海

摘 要：基于2011年和2013年兩期CHARLS數(shù)據(jù)構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型，分析農(nóng)村居民養(yǎng)老保險制度中央財政“一刀切”的基礎(chǔ)養(yǎng)老金補(bǔ)貼政策與地方財政差異化的繳費(fèi)補(bǔ)貼政策對農(nóng)民家庭消費(fèi)的異質(zhì)性影響。結(jié)果顯示：財政補(bǔ)貼有利于整體促進(jìn)參保農(nóng)民家庭消費(fèi)支出，尤其對已領(lǐng)取養(yǎng)老金的家庭，消費(fèi)增進(jìn)效應(yīng)更明顯;對于未領(lǐng)取養(yǎng)老金的參保農(nóng)民家庭，卻具有抑制效應(yīng)。從不同收入階層和不同地區(qū)來看，農(nóng)村居民養(yǎng)老保險財政補(bǔ)貼對低、中、高收入階層農(nóng)民家庭消費(fèi)的影響依次減弱，對東部、西部、中部地區(qū)農(nóng)民家庭消費(fèi)的影響依次增強(qiáng)。因此，加大財政補(bǔ)貼力度、優(yōu)化補(bǔ)貼方式、擴(kuò)展籌資渠道、強(qiáng)化制度聯(lián)動能更好地發(fā)揮財政補(bǔ)貼改善社會福利的作用。

關(guān)鍵詞： 農(nóng)村居民養(yǎng)老保險;財政補(bǔ)貼;消費(fèi)效應(yīng);異質(zhì)性分析

中圖分類號：F323.89;F812.8;F842.67 文獻(xiàn)標(biāo)識碼： A ? ?文章編號：1003-7217（2020）04-0018-07

基金項目： ?國家社會科學(xué)基金重大項目（19ZDA158）、國家社會科學(xué)基金一般項目（18BZZ026）

一、引 言

作為引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“三駕馬車”之一，當(dāng)前居民消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用愈發(fā)明顯，已經(jīng)躍升為第一驅(qū)動力。受二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)影響，我國農(nóng)村大部分地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與社會保障水平較低，因此，完善農(nóng)村社會保障體系成為釋放廣大農(nóng)村地區(qū)與農(nóng)村居民消費(fèi)潛力的核心舉措。農(nóng)村居民養(yǎng)老保險制度（以下簡稱“農(nóng)居?！保┳?009年新型農(nóng)村養(yǎng)老保險制度試點(diǎn)（以下簡稱“新農(nóng)?！保?，到2012年實現(xiàn)制度全覆蓋，再到2014年與城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老保險（以下簡稱“城居?！保┖喜槌青l(xiāng)居民養(yǎng)老保險制度（以下簡稱“城鄉(xiāng)居?！保l(fā)展之快，成效之大，舉世矚目。財政補(bǔ)貼作為該制度的最大亮點(diǎn)，無疑會影響農(nóng)民家庭的收支狀況及其消費(fèi)水平。

主流消費(fèi)理論認(rèn)為，居民現(xiàn)期消費(fèi)（儲蓄）會受到其收入水平、年齡條件、消費(fèi)習(xí)慣以及不確定性預(yù)期等因素的影響[1]。個體根據(jù)收入狀況和不確定性預(yù)期調(diào)整生命周期內(nèi)的消費(fèi)配置，追求終生跨時預(yù)算約束下的效用最大化;家庭的消費(fèi)（儲蓄）也會根據(jù)其資產(chǎn)水平進(jìn)行“權(quán)衡布局”[2]，規(guī)避風(fēng)險以實現(xiàn)資源配置帕累托最優(yōu)[3]。事實上，農(nóng)村居民的消費(fèi)決策不僅要考慮其收入水平，還要考慮其收入的變化以及未來可能面臨的各種不確定性風(fēng)險[4]。社會保險作為農(nóng)民風(fēng)險分擔(dān)的主要方式，養(yǎng)老保險保障其老有所養(yǎng)，醫(yī)療保險防止其因病致貧，農(nóng)業(yè)保險能夠降低其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)風(fēng)險，均具有保障農(nóng)民收入、刺激農(nóng)民消費(fèi)的功能[5，6]。農(nóng)居保通過國家財政對農(nóng)民參保繳費(fèi)進(jìn)行補(bǔ)助，其全面實施必然會對農(nóng)民的預(yù)期收入、預(yù)防性儲蓄以及未來的風(fēng)險預(yù)期產(chǎn)生影響。財政補(bǔ)貼直接減少了農(nóng)民的繳費(fèi)支出，養(yǎng)老金收入又為其老年期消費(fèi)提供資金支持，降低農(nóng)民對未來養(yǎng)老的不確定性預(yù)期，理論上具有引導(dǎo)農(nóng)民減少儲蓄，增加消費(fèi)的功效[7]。

不同學(xué)者對城鄉(xiāng)居保的居民儲蓄、消費(fèi)效應(yīng)進(jìn)行了研究。宏觀上，有學(xué)者認(rèn)為增加新農(nóng)保財政支出可拉動農(nóng)民消費(fèi)與內(nèi)需增長，其中，財政支出增加1億元可拉動農(nóng)民消費(fèi)支出增加18億元[8];也有學(xué)者測算發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)居保對社會總消費(fèi)的短期效應(yīng)為0.4%，長期資本存量將降低0.7%[9]。還有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)保有利于增加全體農(nóng)民的邊際消費(fèi)傾向[10]，促進(jìn)其日常消費(fèi)[11]，其中，人均養(yǎng)老金支出的邊際消費(fèi)傾向約等于0.1[12]。微觀上，已有研究重點(diǎn)探討參保居民個體特征、家庭互動、制度覆蓋與財政補(bǔ)貼等因素對釋放其消費(fèi)潛能的影響，而收入水平仍然是居民消費(fèi)的決定因素[13]。具體而言，在年齡方面，相比60歲以上直接領(lǐng)取養(yǎng)老金的居民，城鄉(xiāng)居保通過養(yǎng)老金財富替代和降低風(fēng)險渠道對60歲以下參保居民的消費(fèi)影響較小[14]。在消費(fèi)層次上，生存型消費(fèi)如食品、日用品、水電氣[15]等影響較為明顯，高層次消費(fèi)支出如旅游、汽車等影響不顯著。地區(qū)層面，城鄉(xiāng)居保養(yǎng)老金財政支出單位增長所帶來的家庭邊際消費(fèi)傾向，經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)大于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)[16，17]。與之相反，有學(xué)者也發(fā)現(xiàn)參加城鄉(xiāng)居保對家庭消費(fèi)具有顯著的負(fù)效應(yīng)[18]，參保繳費(fèi)會“擠出”居民消費(fèi)支出[19]，養(yǎng)老金領(lǐng)取對食品、衣著、醫(yī)療保健及其他非耐用品的消費(fèi)也基本無影響[20]。

已有關(guān)于城鄉(xiāng)居保與居民儲蓄消費(fèi)效應(yīng)的研究，由于方法、數(shù)據(jù)不統(tǒng)一，研究結(jié)論千差萬別，缺少從福利效應(yīng)視角關(guān)注農(nóng)居保財政補(bǔ)貼對農(nóng)民家庭消費(fèi)影響的測度及其異質(zhì)性分析。為此，本文重點(diǎn)探究農(nóng)居保差異化財政補(bǔ)貼政策對農(nóng)民家庭消費(fèi)的異質(zhì)性影響，挖掘其消費(fèi)效應(yīng)在不同地區(qū)、不同人群的異質(zhì)性表現(xiàn)，以此為依據(jù)更好地完善農(nóng)居保財政補(bǔ)貼政策。

二、農(nóng)居保差異化財政補(bǔ)貼的基本現(xiàn)狀

（一）農(nóng)居保財政補(bǔ)貼政策

農(nóng)居保實行中央和地方兩級財政對居民參保繳費(fèi)和基礎(chǔ)養(yǎng)老金進(jìn)行補(bǔ)貼，政策內(nèi)容見表1。其中，中央財政承擔(dān)基礎(chǔ)養(yǎng)老金補(bǔ)貼，補(bǔ)貼數(shù)額隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展與物價增長不斷提高;地方政府承擔(dān)部分基礎(chǔ)養(yǎng)老金（東部地區(qū)）與繳費(fèi)補(bǔ)貼，雖然繳費(fèi)補(bǔ)貼額度也隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展有所上調(diào)，但各地差異巨大[21，22]。

1.繳費(fèi)補(bǔ)貼主要由地方財政承擔(dān)，針對一般參保人員、高檔次繳費(fèi)者、長期繳費(fèi)者和困難參保人員分別給予補(bǔ)貼。其中，一般繳費(fèi)補(bǔ)貼為不低于30元/人/年的最低標(biāo)準(zhǔn);多繳繳費(fèi)補(bǔ)貼和長繳繳費(fèi)補(bǔ)貼是為激勵居民選擇高繳費(fèi)檔次、長期參保繳費(fèi)所加發(fā)的補(bǔ)貼。困難人員繳費(fèi)補(bǔ)貼是財政對困難、殘疾群體給予的優(yōu)惠，根據(jù)其收入情況為其部分或全部代繳最低標(biāo)準(zhǔn)100元/人/年的參保費(fèi)用。

2.基礎(chǔ)養(yǎng)老金補(bǔ)貼，即國家財政對60歲以上老年群體給予的直接補(bǔ)貼，包括最低補(bǔ)貼、加發(fā)補(bǔ)貼和高齡補(bǔ)貼三種類型。最低基礎(chǔ)養(yǎng)老金補(bǔ)貼在2009年是55元/人/月，到2014年7月提高至70元/人/月，到2018年1月又提高至88元/人/月。其中，東部地區(qū)中央財政負(fù)擔(dān)一半，中、西部地區(qū)由中央財政全部負(fù)擔(dān)。加發(fā)補(bǔ)貼一般由省級財政統(tǒng)籌，根據(jù)本省實際對全體60歲以上老人增加的基礎(chǔ)養(yǎng)老金補(bǔ)貼。高齡補(bǔ)貼主要針對80歲以上老人發(fā)放，只在部分省份推行。

（二）農(nóng)居保差異化財政補(bǔ)貼的分區(qū)概算

為整體概算農(nóng)居保差異化財政補(bǔ)貼數(shù)額，通過以下公式對中央和地方財政補(bǔ)貼進(jìn)行估算①（結(jié)果見表2）：

（1）中央財政補(bǔ)貼數(shù)額=本年度中、西部地區(qū)農(nóng)居保待遇領(lǐng)取人數(shù)×基礎(chǔ)養(yǎng)老金×12+本年度東部地區(qū)農(nóng)居保待遇領(lǐng)取人數(shù)×基礎(chǔ)養(yǎng)老金×50%×12

（2）東部地方財政補(bǔ)貼數(shù)額=本年度東部地區(qū)農(nóng)居保待遇領(lǐng)取人數(shù)×基礎(chǔ)養(yǎng)老金×50%×12+（年末農(nóng)居保參保人數(shù)-本年度農(nóng)居保待遇領(lǐng)取人數(shù)）×30

（3）中、西部地方財政補(bǔ)貼數(shù)額=（年末農(nóng)居保參保人數(shù)-本年度農(nóng)居保待遇領(lǐng)取人數(shù)）×30

其中，2010、2013年基礎(chǔ)養(yǎng)老金以55元/人/月計算，2016年基礎(chǔ)養(yǎng)老金以70元/人/月計算，繳費(fèi)補(bǔ)貼統(tǒng)一按30元/人/年計算。

分析表2發(fā)現(xiàn)，地方與中央財政補(bǔ)貼總體保持較高水平的增長態(tài)勢。分地區(qū)來看，由于各省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和財政實力不一，表現(xiàn)出東部地區(qū)地方財政補(bǔ)貼顯著多于中部和西部地區(qū)。盡管在基礎(chǔ)養(yǎng)老金補(bǔ)貼部分，中央財政考慮到地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異，給予中、西部地區(qū)全額補(bǔ)助的優(yōu)惠，有利于減輕地方財政壓力，縮小地區(qū)發(fā)展差異導(dǎo)致的福利不均衡，但很顯然這種作用非常有限。如果考慮東、中、西部地區(qū)基礎(chǔ)養(yǎng)老金與繳費(fèi)補(bǔ)貼的實際差異，數(shù)據(jù)的懸殊會更大。這突出說明“一刀切”的基礎(chǔ)養(yǎng)老金補(bǔ)貼政策與地方差異化的繳費(fèi)補(bǔ)貼政策既受地區(qū)發(fā)展不平衡的影響，也反過來影響地區(qū)福利平衡。為進(jìn)一步測算這種差異化的農(nóng)居保財政補(bǔ)貼政策對農(nóng)民家庭消費(fèi)的異質(zhì)性影響，以下將基于面板數(shù)據(jù)模型展開實證分析。

三、模型與數(shù)據(jù)說明

（一）模型構(gòu)建與變量選取

面板數(shù)據(jù)模型作為一種新興經(jīng)濟(jì)計量分析方法，與一般的時間序列模型和橫截面模型相比，不僅能夠描述個體或地區(qū)間的動態(tài)變化，還可有效反映被忽略的時間、個體與地區(qū)差異因素，削弱函數(shù)模型因解釋變量高度相關(guān)而造成的多重共線性問題，模型估計結(jié)果更為精確[23]。為此，根據(jù)城鄉(xiāng)居保財政補(bǔ)貼影響農(nóng)民家庭消費(fèi)的理論機(jī)制，構(gòu)建實證分析模型如下：

conit=β0+β1grantit+β2Xit+i+λt+εit（1）

其中，被解釋變量conit代表第i個樣本參保農(nóng)民家庭在第t年所產(chǎn)生的消費(fèi)數(shù)額，以國家統(tǒng)計局消費(fèi)支出分類為依據(jù)，根據(jù)當(dāng)年農(nóng)民家庭產(chǎn)生的食品、衣著、日用品、居住、通信、醫(yī)療保健、文化娛樂等支出加總得到。核心解釋變量grantit代表第i個樣本參保農(nóng)民家庭在第t年獲得的農(nóng)居保財政補(bǔ)貼數(shù)額，由當(dāng)年農(nóng)民家庭農(nóng)居保參保繳費(fèi)情況和領(lǐng)取養(yǎng)老金數(shù)額對應(yīng)該家庭所屬省份當(dāng)年基礎(chǔ)養(yǎng)老金和繳費(fèi)補(bǔ)貼情況計算而得，根據(jù)已有研究，預(yù)計模型中農(nóng)居保財政補(bǔ)貼grantit的回歸系數(shù)為正（+）。控制變量Xit表示第i個樣本參保農(nóng)民家庭跟隨時間t變化的相關(guān)因素的影響，其中包括家庭收入FI： 根據(jù)農(nóng)民家庭當(dāng)年農(nóng)業(yè)、非農(nóng)業(yè)、財產(chǎn)性與工資性收入等加總得到;家庭規(guī)模FD：農(nóng)民家庭總?cè)藬?shù);家庭少兒占比FCP： 農(nóng)民家庭16歲以下未成年人數(shù)占家庭總?cè)藬?shù)的比例;戶主健康狀況MH①：用戶主自評身體健康狀況代理家庭成員整體身體健康狀況;家庭成員住院情況FH：有住院的情形記為1，無住院的情形記為0;受訪者受教育程度RE： 受訪者是否完成初中教育，是記為1，否記為0。i表示未觀測到的家庭特定效應(yīng)，λt表示未觀測到的時間特定效應(yīng)，εit表示未觀測到的既隨家庭又隨時間改變的誤差項。

（二）數(shù)據(jù)來源與樣本描述

1.數(shù)據(jù)來源說明?；诒本┐髮W(xué)中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）2011年和2013年兩期數(shù)據(jù)，通過篩選匹配形成平衡面板數(shù)據(jù)②。以農(nóng)居保參保農(nóng)民家庭為研究對象（判斷標(biāo)準(zhǔn)為家庭有1人及以上參加農(nóng)居保），共篩選得到3814個樣本（即1907個家庭）。并根據(jù)家中是否有成員領(lǐng)取養(yǎng)老金（判斷標(biāo)準(zhǔn)為家中有一人及以上享受農(nóng)居保養(yǎng)老金待遇），進(jìn)一步將樣本劃分為享受養(yǎng)老金待遇的家庭2310個和未享受養(yǎng)老金待遇的家庭1504個。同時，根據(jù)樣本農(nóng)民家庭所屬省份，將其劃分為東、中、西部③三個地區(qū)樣本，分別包含樣本數(shù)1412、1424和978個;根據(jù)樣本農(nóng)民家庭收入水平排序分組，劃分為高、中、低三個收入組④，樣本數(shù)分別為1133、1530和1151個。

2.樣本描述性統(tǒng)計。為減少異方差對回歸模型的影響，數(shù)據(jù)處理過程中將涉及家庭收支的相關(guān)變量取對數(shù)納入模型分析。同時，還對數(shù)據(jù)進(jìn)行了異常值與極端值處理，以增強(qiáng)估計結(jié)果的穩(wěn)定性。經(jīng)過數(shù)據(jù)處理得到各變量樣本數(shù)據(jù)基本情況如下：樣本居民家庭年度消費(fèi)支出均值為14862.42元，家庭收入年度均值為28763.6元，農(nóng)居保財政補(bǔ)貼年度均值為816.59元。分析享受養(yǎng)老金待遇的2310個樣本家庭發(fā)現(xiàn)：2011年，大多數(shù)農(nóng)民家庭養(yǎng)老金月領(lǐng)取額為55～65元;2013年，提高到70～90元。隨著財政補(bǔ)貼力度的增加，農(nóng)民家庭養(yǎng)老金收入與其總收入占比逐漸提高，其中，2011年為10.21%，2013年提高到18.99%。

四、實證結(jié)果與分析

（一）變量多重共線性檢驗

通過測算得到各解釋變量的因子獨(dú)立性檢驗結(jié)果（見表3）。所有變量中最大的獨(dú)立性檢驗值為2.16，遠(yuǎn)小于10，表明不存在嚴(yán)重的多重共線性[24]。

（二）面板數(shù)據(jù)回歸方法選擇

通過采用混合回歸（MR）、固定效應(yīng)模型（FE）和隨機(jī)效應(yīng)模型（RE）等多種回歸方法對變量間的數(shù)量關(guān)系進(jìn)行分析，并采用 LM 檢驗和 Hausman 檢驗進(jìn)行模型選擇。當(dāng)以lnconit為被解釋變量，對設(shè)定的面板數(shù)據(jù)模型（1）進(jìn)行回歸，結(jié)果見表4，LM檢驗對應(yīng)的伴隨概率為0.0000，因此在“混合回歸”與“隨機(jī)效應(yīng)”模型之間，應(yīng)選擇“隨機(jī)效應(yīng)模型”。由 Hausman 檢驗可知，伴隨概率為0.0000，因此在“固定效應(yīng)” 和“隨機(jī)效應(yīng)”模型之間，應(yīng)采用“固定效應(yīng)模型”。綜上，應(yīng)采用“固定效應(yīng)模型（FE）”進(jìn)行分析，后續(xù)分析中幾個模型的選擇亦依此推出。

（三）樣本整體回歸分析

表4中，由模型估計參數(shù)可知，整體上農(nóng)居保財政補(bǔ)貼能顯著促進(jìn)農(nóng)民家庭消費(fèi)，其中財政補(bǔ)貼影響農(nóng)民家庭消費(fèi)的邊際效應(yīng)系數(shù)為0.0441，即財政補(bǔ)貼每增加1個百分點(diǎn)，農(nóng)民家庭消費(fèi)增加4.41個百分點(diǎn)，說明當(dāng)前財政補(bǔ)貼對消費(fèi)的影響是一種低水平的促進(jìn)。其他控制變量對農(nóng)民家庭消費(fèi)的影響：家庭收入與消費(fèi)成正相關(guān)，系數(shù)為0.0989，且在1%以下顯著，收入每增加1個百分點(diǎn)，家庭消費(fèi)增加9.89個百分點(diǎn)，說明收入仍是農(nóng)民家庭消費(fèi)的決定性因素。家庭少兒占比對家庭消費(fèi)具有顯著抑制作用，系數(shù)為-0.5979，說明當(dāng)下農(nóng)村家庭少兒撫養(yǎng)與教育負(fù)擔(dān)較重，少兒占比會限制家庭除教育支出以外的其他消費(fèi)，以增加子女人力資本投資相關(guān)的儲蓄。家庭規(guī)模顯著正向促進(jìn)家庭消費(fèi)，這與預(yù)期結(jié)果一致：家庭人數(shù)增加，家庭整體消費(fèi)自然增加。農(nóng)民家庭消費(fèi)也與其成員受教育水平成正相關(guān)，受教育水平在一定程度上影響家庭消費(fèi)觀念，受教育水平越高，農(nóng)民對農(nóng)居保制度的信任感越強(qiáng)，消費(fèi)也更理性。農(nóng)民家庭戶主自評健康和家庭成員住院情況所對應(yīng)的變量系數(shù)雖然不顯著，但仍可說明家庭成員健康狀況對家庭消費(fèi)支出的影響，農(nóng)民身體健康素質(zhì)越好，對消費(fèi)的信心越足。目前居民就醫(yī)負(fù)擔(dān)仍較重，高昂的醫(yī)療費(fèi)用讓廣大農(nóng)民因擔(dān)心生病而限制其消費(fèi)。

（四）參保家庭異質(zhì)性分析

考察參保未領(lǐng)取養(yǎng)老金和已領(lǐng)取養(yǎng)老金家庭消費(fèi)效應(yīng)的差異結(jié)果（見表5，限于篇幅，主要報告固定效應(yīng)模型估計結(jié)果）。將兩類家庭分開進(jìn)行模型分析發(fā)現(xiàn)：對于有60歲以上老人、領(lǐng)取養(yǎng)老金的農(nóng)民家庭，消費(fèi)顯著增加5.32%;未領(lǐng)取養(yǎng)老金的參保家庭，消費(fèi)反而受到抑制，水平為8.11%，兩者分別在1%和5%水平下顯著。分析其原因可能為：對于領(lǐng)取養(yǎng)老金的家庭，一方面，基礎(chǔ)養(yǎng)老金直接增加了家庭的當(dāng)期收入，改善了家庭消費(fèi);另一方面，由于領(lǐng)取養(yǎng)老金的群體年齡都在60歲以上，除養(yǎng)老金收入外，其他收入來源相對60歲以下群體有所減少，可支配收入也隨之降低，從而使其邊際消費(fèi)傾向整體提高。而對于參保未領(lǐng)取養(yǎng)老金的農(nóng)民家庭，農(nóng)居保財政補(bǔ)貼主要為繳費(fèi)補(bǔ)貼，儲存在個人賬戶，故對其消費(fèi)的促進(jìn)效應(yīng)尚未顯現(xiàn)，相反，還要承擔(dān)養(yǎng)老金繳費(fèi)負(fù)擔(dān)，這直接減少了家庭的現(xiàn)期收入。此外，這類家庭戶主的年齡在45～59歲之間，大部分有承擔(dān)子女撫養(yǎng)、教育的責(zé)任，家庭負(fù)擔(dān)較重，消費(fèi)相對謹(jǐn)慎，所以整體表現(xiàn)為抑制效應(yīng)。

（五）收入階層異質(zhì)性分析

收入不同的群體在參加農(nóng)居保時選擇的繳費(fèi)檔次會不同，致使不同群體得到的農(nóng)居保財政補(bǔ)貼也會有所差異;而不同收入階層的家庭消費(fèi)對財政補(bǔ)貼的敏感性不同，繼而其消費(fèi)效應(yīng)也不一樣。為進(jìn)一步分析不同收入階層，農(nóng)居保財政補(bǔ)貼對家庭消費(fèi)支出的異質(zhì)性影響，現(xiàn)將不同收入分組樣本分別納入模型進(jìn)行估計，表6為固定效應(yīng)模型估計結(jié)果。總體來看，增加農(nóng)居保財政補(bǔ)貼數(shù)額，對高、中、低三個不同層次收入的農(nóng)民家庭消費(fèi)支出的促進(jìn)效應(yīng)逐漸增大。農(nóng)居保財政補(bǔ)貼每提高1個百分點(diǎn)，低收入群體家庭消費(fèi)增加9.36個百分點(diǎn)，中、高收入層次農(nóng)民家庭消費(fèi)效應(yīng)分別為0.0502和0.0421。由此說明，低收入家庭對農(nóng)居保財政補(bǔ)貼更敏感，福利效應(yīng)更顯著，此結(jié)果與岳愛等（2013）、趙青和李珍（2018）的研究結(jié)果較為一致。

（六）所屬地區(qū)異質(zhì)性分析

為進(jìn)一步分析地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡產(chǎn)生的差異化財政補(bǔ)貼對所屬地區(qū)農(nóng)民家庭消費(fèi)的異質(zhì)性影響，將東、中、西部三個地區(qū)樣本分別進(jìn)行模型估計。經(jīng)LM和Hausman檢驗的固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果報告見表7。根據(jù)參數(shù)估計結(jié)果，農(nóng)居保財政補(bǔ)貼對東部地區(qū)的農(nóng)民家庭消費(fèi)影響不顯著，對中部和西部地區(qū)農(nóng)民家庭消費(fèi)具有促進(jìn)作用，顯著性水平分別為1%和5%?？赡艿脑蚴菛|部地區(qū)農(nóng)民家庭收入水平要高于中、西部地區(qū)，農(nóng)民家庭消費(fèi)對財政補(bǔ)貼的敏感性低于中西部地區(qū)農(nóng)民家庭。另外，從東部地區(qū)省份的內(nèi)部比較來看，河北、海南、山東等省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與財政實力相比上海、北京、天津、江蘇等省市又有差異，前面省市的農(nóng)居保地方財政補(bǔ)貼額度只有后面省市的一半甚至不到一半，而這幾個省份的樣本量占全東部地區(qū)樣本的71.31%，從而整體上影響了農(nóng)居保財政補(bǔ)貼的居民消費(fèi)效應(yīng)，致使回歸結(jié)果不顯著。再從中、西部地區(qū)來看，中部地區(qū)農(nóng)居保財政補(bǔ)貼對農(nóng)民家庭消費(fèi)效應(yīng)的促進(jìn)作用最為明顯，財政補(bǔ)貼每提高1個百分點(diǎn)，農(nóng)民家庭消費(fèi)支出增加6.68個百分點(diǎn)，相比西部地區(qū)，財政補(bǔ)貼產(chǎn)生的消費(fèi)促進(jìn)效應(yīng)高1.83個百分點(diǎn)。具體原因可能為，中部省份經(jīng)濟(jì)水平與財政實力與西部省份相比差距仍較明顯，尤其是內(nèi)部城市之間更突出。盡管農(nóng)居保財政補(bǔ)貼省級層面數(shù)額相差不大，但中部省份如長沙、武漢、鄭州等城市自主大幅增加了農(nóng)居保財政補(bǔ)貼數(shù)額;而許多西部省份地方財政對農(nóng)居保補(bǔ)貼仍以較低水平全省統(tǒng)一發(fā)放，致使農(nóng)居保的保障僅僅停留在中央財政提供的基礎(chǔ)養(yǎng)老金部分，對家庭收入本來就低的西部地區(qū)農(nóng)民來說，其消費(fèi)促進(jìn)作用不如中部地區(qū)也是自然。尤其是對除家庭食品消費(fèi)之外的支出沒有影響，這一結(jié)果與黃宏偉等（2018）的研究結(jié)果相似。說明中央“一刀切”財政補(bǔ)貼政策對地方差異性財政補(bǔ)貼政策的影響覆蓋不足，整體財政補(bǔ)貼力度對減少不同地區(qū)農(nóng)民福利不平衡作用有限。

五、結(jié)論與政策建議

以上利用CHARLS數(shù)據(jù)構(gòu)建面板計量模型分析了差異化的農(nóng)居保財政補(bǔ)貼政策對于農(nóng)民家庭消費(fèi)支出的異質(zhì)性影響，結(jié)果顯示：總體上，財政補(bǔ)貼對所有參保農(nóng)民家庭消費(fèi)支出具有促進(jìn)作用，但水平較低。分樣本的回歸結(jié)果顯示，農(nóng)居保財政補(bǔ)貼對于已領(lǐng)取養(yǎng)老金的農(nóng)民家庭消費(fèi)促進(jìn)作用更明顯;對于未領(lǐng)取養(yǎng)老金的農(nóng)民家庭，參保繳費(fèi)減少了家庭當(dāng)期收入，繳費(fèi)補(bǔ)貼的消費(fèi)促進(jìn)作用尚未顯現(xiàn)，表現(xiàn)出對家庭消費(fèi)的擠出效應(yīng)。從不同收入分組來看，農(nóng)居保財政補(bǔ)貼對高、中、低收入群體家庭消費(fèi)的促進(jìn)效應(yīng)依次增加。從地區(qū)異質(zhì)性來看，農(nóng)居保財政補(bǔ)貼對農(nóng)民家庭消費(fèi)的影響中部地區(qū)大于西部地區(qū)大于東部地區(qū)，說明中央“一刀切”財政補(bǔ)貼政策對地方差異性財政補(bǔ)貼政策的影響覆蓋不足，而整體財政補(bǔ)貼力度對減少不同地區(qū)的福利不平衡作用有限。

為此，提出如下政策建議：一要持續(xù)加大農(nóng)居保財政補(bǔ)貼力度，實現(xiàn)養(yǎng)老金科學(xué)動態(tài)調(diào)整。確保養(yǎng)老待遇能夠有效改善農(nóng)民生活，減輕家庭經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，降低農(nóng)民不確定性預(yù)期，解除農(nóng)民養(yǎng)老的后顧之憂。提高不同參保群體對農(nóng)居保制度發(fā)展與待遇保障的預(yù)期和信任，強(qiáng)化農(nóng)民繳費(fèi)貢獻(xiàn)與待遇享受的關(guān)聯(lián)。二要不斷優(yōu)化農(nóng)居保財政補(bǔ)貼方式，找準(zhǔn)中央財政統(tǒng)一補(bǔ)貼與地方財政差異補(bǔ)貼的平衡點(diǎn)，不斷彌合地區(qū)發(fā)展不平衡、不充分產(chǎn)生的福利分配不均衡。三要努力拓展農(nóng)居保基金籌資渠道，增加基金的投資收益，以此降低財政壓力，減少參保群體因繳費(fèi)負(fù)擔(dān)對消費(fèi)產(chǎn)生的擠出效應(yīng)。未來應(yīng)進(jìn)一步落實農(nóng)居保制度設(shè)計中集體組織繳費(fèi)補(bǔ)助政策，增加社會慈善捐贈、國有資產(chǎn)劃撥等多渠道擴(kuò)充農(nóng)居保養(yǎng)老基金。四要加強(qiáng)農(nóng)居保制度與新農(nóng)合制度、農(nóng)村低保制度、農(nóng)村扶貧政策的統(tǒng)籌聯(lián)動，形成財政補(bǔ)貼政策合力，更好發(fā)揮財政補(bǔ)貼改善農(nóng)村福利的協(xié)整效應(yīng)。

注釋：

① 本文將健康水平在中值以上的賦值為1。

② 對于2012年以及2013年新加入農(nóng)居保的農(nóng)村家庭，默認(rèn)其在2011年所獲得的補(bǔ)貼為0。

③ 根據(jù)國家統(tǒng)計局的劃分標(biāo)準(zhǔn)，結(jié)合本文研究需要，將五個樣本地區(qū)劃分如下：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南為東部地區(qū);山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南為中部地區(qū);廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆和內(nèi)蒙為西部地區(qū)。

④ 按照家庭收入從大到小排序，根據(jù)排序結(jié)果將總樣本分為高、中、低三個收入樣本組，將樣本組中收入最低的30%劃分為低收入組，收入最高的30%劃分為高收入組，將收入處于兩者之間劃分為中收入組。

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（責(zé)任編輯：寧曉青）

The Heterogeneity of Rural Residents' Pension Insurance

Financial Subsidy to Farmers' Household Consumption

——Research based on CHARLS data

ZENG Zhiyao1，LI Lei1，LIU Muziyun2，LIU Zhonghai3

（1.College of Finance and Statistics， Hunan University，Changsha，Hunan 410079，China;

2.Southern College of Sun Yat-sen University，Guangzhou， Guangdong 510000，China;

3.Changsha Human Resources and Social Security Bureau，Changsha，Hunan 410000，China）

Abstract：Based on the 2011 and 2013 CHARLS data， this paper constructs a panel data model to analyze the heterogeneity impact of the "one-size-fits-all" basic pension subsidy and the local differential payment subsidy policy on farmers' household consumption. The results show that the financial subsidies for rural residential subsidies are conducive to the overall promotion of household consumption expenditures， especially for households that have received pensions， the consumption promotion effect is more obvious， but for the insured families who have not received pensions， it has a restraining effect. From the perspective of different income classes and different regions， the impact of financial subsidies for rural residents on the household consumption of low， middle and high income groups has been weakened in turn， and the impact on farmers' household consumption in the eastern， western and central regions has increased in turn. Increasing subsidies， optimizing subsidies， expanding financing channels， and strengthening institutional linkages are the key to better exerting financial subsidies to improve residents' welfare.

Key words：rural subsidy financial subsidies; financial subsidies; rural residents' consumption; heterogeneity analysis

作者簡介： 曾之遙（1993—），男，湖南長沙人，湖南大學(xué)金融與統(tǒng)計學(xué)院博士研究生，研究方向：保險與社會保障;李磊（1991—），男，湖南湘鄉(xiāng)人，湖南大學(xué)金融與統(tǒng)計學(xué)院博士研究生，研究方向：保險與社會保障。