新农保政策实施后农村居民消费行为变化

新农保政策实施后农村居民消费行为变化

一、“新农保”政策的影响自2008年全球金融危机以来，世界经济一直处于低速增长的位置，外需持续下降。扩大内需，促进消费支出对中国经济增长的重要性越来越明显。十八大报告指出要牢牢把握扩大内需这一战略基点,加快建立扩大消费需求的长效机制(岳爱等,2013)。作为一个农业大国,我国有超过半数的人口生活在农村,农村居民的生活需求潜力巨大。但农村居民的社会保障水平普遍较低,对未来的不确定预期导致较高的预防性储蓄,这极大地削弱了农村居民的消费能力(范辰辰等,2015)。农村养老保障体制是社会保障体系的重要组成部分,它的完善可以降低农村居民对未来养老的担忧,从而增加农村居民的消费支出。中国社会保障体系的一个基本特征在于城市与农村的双轨制(Hussain,1994)。虽然城市与农村均设置了基本养老保险,但城市老年人享有相对较高的养老金覆盖率。1986年起,中国政府开始在部分省份试行农村养老保险制度(又被称为“老农保”),并于1992年起开始在全国范围内推行;然而“老农保”的推行并未有效提高农村老年人口参保的比重。根据2006年中国城乡老年人口状况追踪调查,比较2000年与2006年中国城乡老年人口状况调查数据,统计显示城市老年人口享有养老金比重由69.1%提高至78.0%;但农村老年人口的养老金覆盖率却仅从2000年的3.3%上升至2006年的4.8%。为解决农村居民日益严重的养老问题,2009年起中央政府公布“国务院关于开展新型农村养老保险试点的指导意见”。开始在全国10%的县(市、区、镇)开展、实行新型农村社会养老保险(以下简称“新农保”)试点工作,将农村16周岁以上非在校学生且未参加过城镇职工基本养老保险的农村居民纳入保险体制,并规划在2020年前成为实现广大农村居民老有所养、促进家庭和谐、增加农民收入的重大惠民政策。2009年,我国启动新农保试点,确定基础养老金最低标准为每人每月55元。2012年底实现新农保和城镇居民养老保险(以下简称“城居保”)全覆盖。2014年,“新农保”和“城居保”并轨,建立全国统一的城乡居民基本养老保险制度,并将基础养老金最低标准提高至每人每月70元。在城乡居民基本养老保险制度从局部试点向全覆盖推进的过程中,授权了地方根据实际在55元基础上增加基础养老金。由于财力比较充足,浙江省在贯彻国家新农保试点精神初,浙江的基础养老金最低标准为每人每月60元,比全国最低标准高9.09%。从2015年起,浙江省城乡居民基本养老保险基础养老金最低标准已达120元,比全国最低标准高71.42%。“新农保”政策的施行恰似中央政府在制定社会福利保险政策过程中进行的实验活动。实验前,我国仅部分15岁以上人口纳入社会养老保险体系;2009年起国家开始施行“新农保”,各区域养老保险的人数与结构因此发生质变。当然,“新农保”政策并未对原先已投保城镇职工基本养老保险的群体带来明显的影响。“新农保”政策的实施使已在养老保险体系的群体成为对照组,因为新农保政策的推动进入养老保险体系的新群体成为实验组。笔者预测相对于对照组,实验组农村居民在“新农保”政策实施后将提高其消费支出。原因如下:第一,“新农保”增加了农村居民的收入,提高了农村居民的消费能力。“新农保”按照基础养老金和个人账户养老金相结合的原则,实施以个人缴费、集体补助和政府补贴的缴费方法,由中央或地方政府对基础养老金给予全额补贴,在农民60岁的时候可以领取至少55元的基础养老金,并按照渐进原则,逐步提高其待遇水平。这在一定程度上减小了子女的经济负担,使农民养老无后顾之忧,增加其消费能力。第二,2002年中国政府开始实施的新型农村合作医疗(简称“新农合”)为农村居民提供了基本的医疗预防保健服务,满足了农村居民的基本医疗服务需求,增强了农村居民抵御大病风险的能力,减少了农村居民因病致贫的可能。“新农合”与“新农保”双管齐下,进一步降低了农村居民的预防性储蓄并刺激了农村居民的消费需求。本文的贡献体现在两个方面:首先,之前研究新农保对农村居民消费影响的文献集中在宏观层面,只有岳爱等(2013)提供了微观层面的证据。与岳爱等(2013)的调查数据不同,本文使用中国健康与养老调查(ChinaHealthandRetirementLongitudinalStudy)2008年和2012年浙江省数据,为新农保对农村居民消费影响的研究提供了微观层面的新证据。其次,之前的文献(岳爱等,2013)只研究了新农保对农村居民总体消费支出的影响。本文将消费支出细分为耐用消费品支出、非耐用消费品支出、必须品支出、非必须品支出、医疗保健支出和教育培训支出六类。“新农保”政策实施前未享有养老保险的农村居民在投保“新农保”后,显著增加了非耐用消费品支出和必须品支出,但在耐用消费品支出、非必须品支出、医疗保健支出和教育培训支出方面没有显著改变。二、社会保障对消费的影响社会保障与居民消费的关系一直是经济学研究的焦点。在理论研究方面,Modigliani(1970)提出了消费和储蓄的生命周期理论,为研究社会保障对消费的影响奠定了基础。该理论认为理性经济人会在相当长时期的跨度内进行消费和储蓄决策,根据效用最大化的原则在整个生命周期内实现消费的最佳配置。Feldstein(1974)在此基础上提出扩展生命周期理论,认为社会养老保险体系会影响个体生命周期内的收入流,进而对个体的消费和储蓄决策产生影响,社会保障对消费和储蓄的净影响取决于财富替代效应与引致退休效应之间的权衡。Barro(1974)则提出了代际转移支付理论,在消费和储蓄的生命周期理论中引入代际之间的利他主义,认为现实社会中存在自愿的或者非计划的代际转移,代际转移支付的补偿作用会减少社会保障的挤出效应,故社会养老保险对居民消费的影响不显著。在实证研究方面,Feldstein(1974)利用美国1927—1971年时间序列数据,通过对消费函数的分析,发现美国社会保障计划导致私人储蓄降低了30%~50%,这意味社会保障促进了居民消费。Engen等(2001)发现社会保障体系对消费有显著促进作用。在微观层面上,Hubbard(1986)利用美国截面数据发现美社会养老保险缴纳的养老金对储蓄的替代率为18%。Gale(1998)分析了养老保障对不同人群的消费和储蓄决策影响的异质性,认为社会养老保险对不同教育程度和资产家庭的消费和储蓄决策的影响存在较大差异。Parker(1999)发现养老金给付水平增加将导致非耐用消费品支出增加,但增加并不持久,尤其是高收入家庭的消费显著增加后又快速回落,低收入家庭的消费增加相对更持久,而耐用品消费并无显著变化,Parker(1999)认为流动性约束导致上述结果出现。国内关于社会保障对居民消费行为的研究也陆续出现。张继海(2008)认为强制性的社会保障对居民不确定寿命风险具有完备保险功能,社会保障养老金财富对城镇居民消费支出有显著的正效应。杨河清等(2010)运用我国2000—2007年各地区的面板数据进行实证分析,发现基本养老保险基金的发放水平对当年消费有正向影响。石阳等(2010)发现我国现收现付制养老保险对居民消费有显著的正向影响,并且对储蓄的挤出效应在不断扩大。白重恩等(2012)研究了养老保险缴费对消费的影响,认为“被养老保险覆盖”本身显著刺激消费,但是在给定基本保障时,养老金缴费率的上升反而会显著抑制家庭消费,并且养老保险缴费负担对总消费主要是负向影响。随着农村社会保障体系纳入政府日程,特别是新农保的试点和实施刺激了学术界关于社会保障与农村居民消费的研究。贾小玫(2004)利用全国农村住户调查截面数据考察加入社会保障因素后农村居民消费变化与收入的关系,结果表明农户参加经济合作组织或医疗保险后会增加消费。刘远风(2012)分析了新农保扩大内需的途径,运用湖北省50个县域经济数据进行实证检验,发现新农保显著扩大了内需。沈毅等(2013)根据2011年全国31个省份的横截面数据进行实证分析,发现“新农保”支出对农村居民消费支出具有较大的乘数效应。岳爱等(2013)基于全国代表性的农户调查数据分析了“新农保”参保对农村居民家庭日常费用支出的作用机制和影响,研究结果表明在控制其他因素影响的条件下,“新农保”政策实施后参保农户的家庭日常费用支出显著高于未参保农户。范辰辰等(2015)以山东省135个县(市、区)2007—2012年的面板数据为样本,系统分析了新型农村社会养老保险对农村居民消费的影响及其机制。该研究表明,“新农保”的推行初期对于山东农村整体消费具有正向影响,但随着政策运行时间的增加,新农保缴费与收益的关系日渐明确,其对农村居民消费意愿的刺激作用逐渐消失。三、研究设计(一)检验结果与计量检验在研究政策变化的影响效果时,一般通过设定虚拟变量的系数,判定政策变化对被解释变量的影响。在实证分析上,如果不能保证解释变量与误差项相互独立,这种方法会导致内生性问题。为解决这个问题,Meyer(1995)提出可利用外生的制度、环境变化所产生的自然实验来比较被解释变量在制度、环境变化前后的差异。简言之,就是将研究样本区分为实验组与对照组进行分析。前者受制度、环境影响较大,后者受到影响相对较小或没有。实证估计上只需比较实验组与对照组在政策变动下被解释变量的变化差异即可。基于现实中政策实验造成的影响,并不知道样本中的实验组在未遭遇事件或政策的结果,仅能得知该样本在实验后的数据。同理,可观测到对照组样本在未受到实验效果下的真实情况,但却无法得知该组样本经历实验后的状态。计量经济学一般使用工具变量法(InstrumentalVariable)、配对理论(MatchingTheory)或双重差分(DifferenceinDifference,简称DID)来解决这类问题。工具变量法的关键在于变量选取是否有效,且该变量须与误差项相互独立。由于工具变量不一定只有一个变量,因而工具变量估计量有一定的随意性。此外,由于误差项实际上无法观测,因此要寻找严格意义上与误差项无关且与所替代的解释变量高度相关的变量及其困难。至于配对理论的使用,关键在于该理论估计方法需以配对方法与倾向分数配对(PropensityScoresMatching)搭配进行估计。以本研究来看,估计上需找出一个没受“新农保”政策影响的农村居民群体且其样本特征与受政策影响的农村居民群体特质类似的样本。由于本研究样本观测值较少(一共只有511个观测值,其中还包括大量的城镇居民观测值),样本得到完善配对的难度较大。因此,本文拟使用双重差分法分析“新农保”政策对农村居民消费支出影响。本文使用的回归方程如下:其中,下标i为观察样本。Y为调查样本的消费支出;R表示不同群组的虚拟变量,R(二)“新农保”政策执行前与消费支出数量表本文的数据源自2008年与2012年中国健康与养老调查(ChinaHealthandRetirementLongitudinalStudy)中对浙江省的追踪调查。中国健康与养老调查是由北京大学定期针对全国各地区45岁及以上家庭中老年人口(既包括城镇人口也包括农村人口)进行健康、医疗、工作、保险等做的详尽的统计调查。在已调查获得的数据中,浙江省是两个在2008年与2012年均有被调查的省份之一(另一个省份是甘肃)。2012年的追踪调查涉及到两个问题,有无参加“新农保”和有无在“新农保”施行前参加养老保险,这为本文的实证研究提供了数据上的支持。本文中所有涉及变量的观测值均为2012年的横截面数据。本文运用2008年与2012年中国健康与养老调查浙江省数据探讨中老年农村居民的各类消费支出行为是否因“新农保”的推动产生明显的变化。(1)式中,因变量为被调查居民各类消费支出金额(元),共分为耐用消费品支出、非耐用消费品支出、必须品支出、非必须品支出、医疗保健支出和教育培训支出六类,一共获得511个有效观测值。在消费金额估算中,不计入上缴给政府相关部门的税费和杂费以及社会捐款等支出。在调查样本是否投保“新农保”方面,本文设定两个虚拟变量以了解“新农保”政策的影响。虚拟变量“投保新农保”统计受访者在调查时是否参保“新农保”;虚拟变量“新农保政策施行前无养老保险”,则捕捉受访者在“新农保”政策实施前有无养老保险参保行为。本文的控制变量包括:教育程度(受教育的年限)、性别、是否符合法定退休资格、目前是否已投保“新农保”、在“新农保”政策施行前有无养老保险、目前与自身同住于家中的人口、婚姻状态(本研究以单身群体做为基准,探讨已婚或同居、分居或离异、丧偶者的支出行为是否与单身者有所差异)、调查样本居住区域(城市或是乡镇)、家庭存款数量等相关个人属性变量。各变量名称、定义及描述性统计详见表1。表1显示家庭的各项消费支出水平,可以发现平均开销最大的类别为非耐用消费品支出(9344元)、非必须品次之(6401元)、耐用消费品支出(1234元)与必须品支出(1149元)较低,分别占消费支出最末两位。从表1中还可看到,“新农保”政策施行前有13.9%的被调查者没有任何养老保险,而在2012年被调查者已有12.1%参与“新农保”,这也从一个侧面反映农村居民参加“新农保”的比重非常高。从个人属性来看,实证样本平均受教育年数约为4.501年,近半数为男性(48.7%)、46.2%的被调查者已符合退休资格、平均家中同住人口为3.791人。在婚姻状况方面,66.3%的被调查者已婚,目前分居或离婚者占整体样本4.5%,26%的被调查者丧偶。另外,仅20.9%的被调查者目前居住于城市。以家庭存款反映家庭经济状况,该变量统计显示平均家庭存款约为23477元。表2给出了虚拟变量“投保新农保”、“新农保政策施行前无养老保险”以及它们的交叉项与各项消费支出的相关系数。可以看到,“投保新农保”与各项消费支出负相关;“新农保政策施行前无养老保险”与非耐用消费品支出、非必须品支出正相关,而与其他各项消费支出负相关。表2同时表明,虚拟变量“投保新农保”与“新农保政策施行前无养老保险”的交叉项与耐用消费品支出、非耐用消费品支出、必须品支出和教育培训支出显著正相关,这意味“新农保”政策实施前未享有养老保险的农村居民在投保“新农保”后增加了消费,当然,上述结论还需在多元回归中接受进一步的检验。四、“新农保”保障水平非办法支出、非准消费支出和必须品支出表3给出了对(1)式的回归结果。模型(1)~(6)的因变量依次为耐用消费品支出、非耐用消费品支出、必须品支出、非必须品支出、医疗保健支出和教育培训支出且均已取对数。首先来看“投保新农保”与“新农保政策施行前无养老保险”交乘项的回归系数β在各支出项目的明细中,不难发现交乘项系数显著的模型对应的支出均是当今社会个体优先消费的。“必须品支出”中的水电费、通讯费和交通费对应的是个体基本消费,而“非耐用消费品支出”中的笔记本电脑、桌面计算机和配件、交通通讯工具(不含汽车等中大型消费支出)对应的是信息时代基本开销。这表明新农保政策实施前未享有养老保险的农村居民在投保“新农保”后,优先将预防性储蓄使用在基本消费上。总之,交乘项的系数表明“新农保”政策实施前未享有养老保险的农村居民在投保“新农保”后,显著增加了非耐用消费品支出和必须品支出。这里需要特别指出的是,浙江省的基础养老金最低标准高于全国基础养老金最低标准。即便如此,“新农保”制度的实施只能促进非耐用消费品支出和必须品支出,并不能促进耐用消费品支出、非必须品支出、医疗保健支出和教育培训支出,根本原因在于“新农保”的保障水平太低。再来看控制变量的回归系数。第一,可以看到教育程度与各项消费支出均正相关,在模型(2)、(3)和(4)显著不为零。教育程度可以视为人力资本变量的测度,劳动经济学认为人力资本对劳工的薪酬大多数具有正向的影响;人力资本累积程度越高,工资报酬和退休金也越高,因此消费支付能力也越高,这也印证了Gale(1998)的研究。第二,男女性别的差异对各项消费支出均无显著影响。第三,符合退休资格的个体消费支出较低,在模型(1)~(4)显著不为零。主要原因是退休后的退休金较退休前的工资低,因而降低了自己在耐用消费品支出、非耐用消费品支出、必须品支出和非必须品支出的水平。第四,同住人数与各项消费支出均显著正相关,这表明家里人口越多支出开销越大。第五,已婚状态增加了非耐用消费品支出和必须品支出。第六,分居或离异以及丧偶者增加了必须品支出。第七,定居在城市增加了必须品和非必须品支出。第八,家庭存款增加了耐用消费品支出和非必须品支出,这也印证了Gale(1998)的研究。五、“新农保”政策的引导作用自2009年起,我国探索建立个人缴费、集体补助、政府补贴相结合的“新农保”制度,实行社会统筹与个人账户结合,与家庭养老、土地保障、社会救助等其他社会保障政策措施配套,保障农村老年居民基本生活。2009年开始在全国10%的县(市、区、镇)开展、实行新农保试点工作,将农村16周岁以上非在校学生且未参加过城镇职工基本养老保险的农村居民纳入保险体制。本文基于中国健康与养老调查(ChinaHealthandRetirementLongitudinalStudy)2008年和2012年浙江省数据,探讨中国政府实施新农保后,农村居民是否因加入“新农保”而改变其消费行为。本文采用双重差分模型进行检验,实证结果显示新农保政策实施前未享有养老保险的农村居民在投保“新农保”后,显著增加了非耐用消费品支出和必须品支出,但在耐用消费品支出、非必须品支出、医疗保健支出和教育培训支出方面没有显著改变。虽然本文的研究对象为浙江省,但本文的研究结论对于指导中国未来如何促进农村居民消费乃至深化养老金保障体系改革具有重要的政策含义。首先,“新农保”政策能够促进农村居民的消费,那么今后国家应加大“新农保”政策的宣传力度,完善“新农保”的顶层设计和制度安排,激励更多农村居民参与“新农保”。第一,应该进一步重视供需双方信息的沟通。目前的状况是,供方对需方的认知能力和接收方式缺少调查和了解,对农民参保的宣传动员没有起到良好的效果。因此,建议“新农保”的管理机构应该重视和村干部、农民多沟通,改变工作方法,找到更多适合农村文化的宣传手段,提高农民的知晓率。第二,从促使“新农保”形成比较稳态的缴费结构这个角度来看,除了某些财政状况很好的乡镇,在“新农保”的初建阶段可以不要求乡镇政府承担补贴,同时相应地调整省和县财政的分担份额,省政府应该增大分担的比重。这样可以激发乡、村干部引导农民参保的积极性,有利于“新农保”形成一个较为稳定的缴费结构。“新农保”的制度建设