構(gòu)建完善的農(nóng)村社會保障制度體系是建設(shè)社會主義新農(nóng)村的一項主要任務(wù)，也是衡量全面建設(shè)農(nóng)村小康社會，以及全面建成小康社會的關(guān)鍵性指標(biāo)之一。而新型農(nóng)村養(yǎng)老保險，是相對于以前我國各農(nóng)村地區(qū)實施的傳統(tǒng)農(nóng)村養(yǎng)老保險而言的，其與新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度一起，構(gòu)成了完善的農(nóng)村社會保障制度的重要基礎(chǔ)和支撐，也是完善農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會體制，以及完善社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制的重要組成部分之一。

　　內(nèi)容提要：以中國大陸地區(qū)31個省市的面板數(shù)據(jù)為樣本，通過開展相關(guān)的實證分析，發(fā)現(xiàn)新型農(nóng)村養(yǎng)老保險的實施顯著地促進(jìn)了農(nóng)民生活消費水平的提升。為此，進(jìn)一步全面落實新型農(nóng)村養(yǎng)老保險政策，通過各種制度性的激勵，提高農(nóng)民參加新型農(nóng)村養(yǎng)老保險的積極性，是提升農(nóng)民消費支出水平、拉動農(nóng)村地區(qū)內(nèi)需水平的一條有效途徑。

　　關(guān)鍵詞：保險論文范文,新型農(nóng)村養(yǎng)老保險,農(nóng)民,消費

　　一、引言

　　根據(jù)黨的十七大的基本精神和黨的十七屆三中全會的基本要求，2009年，國務(wù)院發(fā)布了關(guān)于在全國范圍內(nèi)開展新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險試點工作的指導(dǎo)意見，繼而在事實上推動了以個人繳費、集體補(bǔ)助、政府補(bǔ)貼三大支柱為基礎(chǔ)的新型農(nóng)村養(yǎng)老保險在我國部分農(nóng)村地區(qū)的落實，促進(jìn)了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會體制改革的進(jìn)一步向前深化。人力資源社會保障部公布的相關(guān)數(shù)據(jù)顯示，截止到2010年底，全國大陸地區(qū)的31個省市全部落實了新型農(nóng)村養(yǎng)老保險的試點工作，在廣大的農(nóng)村地區(qū)，共有1.03億的農(nóng)民參加了新型農(nóng)村養(yǎng)老保險，①其發(fā)展的速度和規(guī)模，都遠(yuǎn)遠(yuǎn)超出了黨和國家的預(yù)期水平，在短時期內(nèi)取得了顯著的成效。

　　已有的相關(guān)實證研究表明，對于農(nóng)業(yè)人口眾多、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)尚未完全擺脫傳統(tǒng)小規(guī)模的家庭經(jīng)營模式的中國而言，廣大農(nóng)村居民長期以來都具有著很強(qiáng)的預(yù)防性儲蓄動機(jī)和心理，②而且在城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)社會結(jié)構(gòu)長期存在的背景下，由于對未來的收入、養(yǎng)老等問題充滿著不確定性，在現(xiàn)實中，廣大農(nóng)民群眾有較強(qiáng)的預(yù)防性儲蓄行為。③這使得雖然近年來中國農(nóng)村居民的收入水平一直在快速提升，但無論是在絕對量上，還是在相對量上，中國農(nóng)村居民的消費支出始終處于一個較低的水平。伴隨農(nóng)村勞動力向城市的轉(zhuǎn)移，中國農(nóng)業(yè)從業(yè)人員已經(jīng)呈現(xiàn)出老齡化、文化程度低、以女性為主的特點，楊天榮：《中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體探索》，《人文雜志》2013年第11期。在這種背景下，作為農(nóng)村社會保障體系的重要構(gòu)成部分，新型農(nóng)村養(yǎng)老保險的落實，一方面是為了貫徹落實覆蓋城鄉(xiāng)居民的社會保障體系全面建立這一基本要求，逐步解決我國農(nóng)村居民的基本養(yǎng)老問題，使廣大農(nóng)民群眾能夠老有所養(yǎng)、老有所依;另一方面則是為了能夠在我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式逐步轉(zhuǎn)型的背景下，促進(jìn)廣大農(nóng)村地區(qū)的消費需求水平的不斷提升，提高廣大農(nóng)村地區(qū)的內(nèi)需水平，以此來進(jìn)一步提高我國的整體內(nèi)需水平。有鑒于此，在中共中央新一輪全面深化社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制改革各項政策相繼啟動和落實的過程中，探索近幾年新型農(nóng)村養(yǎng)老保險政策的落實是否對我國農(nóng)民的消費水平產(chǎn)生了實際影響，以及其落實對我國農(nóng)民的消費水平究竟產(chǎn)生了哪種影響，在當(dāng)前無疑有著十分重要的現(xiàn)實意義，其能夠為黨和國家貫徹落實相關(guān)的政策，以及進(jìn)一步完善相關(guān)的政策方針，提供重要的理論參考和現(xiàn)實依據(jù)。然而到目前為止，關(guān)于這方面的相關(guān)研究還很少。

　　二、經(jīng)驗性判斷

　　按照凱恩斯所建立的基本消費理論，隨著收入水平的提升，人們的邊際消費傾向和邊際消費水平是逐漸遞減的，即在現(xiàn)實中，隨著人們收入水平的不斷提高，其新增單位收入中用于消費的數(shù)額，將表現(xiàn)為逐漸地減少。因此按照凱恩斯的消費理論，在現(xiàn)實中，隨著人們收入水平的提高，人們消費支出占收入的比重也將表現(xiàn)為逐漸地下降。然而，根據(jù)2007～2011年中國統(tǒng)計年鑒提供的關(guān)于我國農(nóng)村居民人均純收入和人均可支配收入所展開的相關(guān)統(tǒng)計和計算顯示，在 2006～2010年這五年時間里，雖然中國農(nóng)村居民的人均純收入水平取得了逐年攀升，但農(nóng)村居民人均純收入中用于生活消費支出所占的比重，下降的幅度并不是十分顯著。盡管在2010年，中國農(nóng)村居民的人均可支配收入達(dá)到了5919元，相比于2006年增長了65%，但是該期間中國農(nóng)村居民人均消費支出占農(nóng)村居民人均可支配收入的比重，僅從2006年的0.789略微下降到了2010年的0.75，其下降的幅度與農(nóng)村居民人均收入水平的增長幅度形成較大反差。特別是在2009年，隨著我國農(nóng)村居民人均純收入水平的提高，農(nóng)村居民人均生活消費支出占人均收入水平的比重，還出現(xiàn)了略微地上升。數(shù)據(jù)來源于 2007～2011年中國統(tǒng)計年鑒。這一消費支出占農(nóng)村居民人均純收入比重變動的數(shù)據(jù)事實，似乎能夠使我們做出一個初步的經(jīng)驗性判斷，即由于各地區(qū)在 2009年開展了新型農(nóng)村養(yǎng)老保險試點工作，因此在一定程度上促進(jìn)了我國廣大農(nóng)民群眾消費水平的提升。當(dāng)然，為了進(jìn)一步驗證這一判斷是否在事實上真正成立，還需要結(jié)合相關(guān)的數(shù)據(jù)資料，展開相關(guān)的實證探索和檢驗。

　　三、實證檢驗

　　1.實證方法的設(shè)定與樣本的選取

　　已有研究表明，中國社會變革有著較強(qiáng)的漸進(jìn)性與秩序性導(dǎo)向，即各領(lǐng)域、各方面的體制和制度變遷在現(xiàn)實中持續(xù)發(fā)生。劉燕：《中國轉(zhuǎn)型模式：一個制度經(jīng)濟(jì)學(xué)的分析視角》，《人文雜志》2012年第3期。自2003年黨的十六屆三中全會召開以來，中國經(jīng)濟(jì)社會體制改革的速度較之前明顯加快，改革所涉及的領(lǐng)域也更多元化。與此同時，自2003年以來，在中央連續(xù)發(fā)布的十個中央一號文件的持續(xù)推動下，我國廣大農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟(jì)社會改革進(jìn)度也明顯加快，在這一過程中，農(nóng)村的生產(chǎn)生活方式、農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營模式，以及農(nóng)村的各項經(jīng)濟(jì)社會制度，都在持續(xù)地發(fā)生著變遷。因此，為了能夠盡量避免其他制度和體制方面的變革對我國農(nóng)民消費水平所產(chǎn)生的影響，決定了我們在實證探索新型農(nóng)村養(yǎng)老保險對我國農(nóng)民消費水平所產(chǎn)生的影響時，應(yīng)該在滿足能夠展開實證分析和回歸分析的需求的前提下，把研究的時間區(qū)間盡量縮短。另一方面，由于黨和國家自2003年起開始在我國廣大的農(nóng)村地區(qū)逐步落實了新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度，并在2006年底開始在全國的廣大農(nóng)村地區(qū)普遍推廣，因此如果時間區(qū)間涵蓋了2003～2006年這三年，那么就必須對新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度對于我國農(nóng)民消費支出水平的影響加以考慮，這無疑將為我們的研究增添不必要的負(fù)擔(dān)。因此綜合權(quán)衡這兩方面的因素，我們首先將實證研究的時間區(qū)間界定在了2006～2010年這五年時間里。需要說明的是，雖然進(jìn)入到本世紀(jì)之后，中央就制定并在我國廣大農(nóng)村地區(qū)落實了農(nóng)村稅費制度改革，但該項制度對廣大農(nóng)民群眾所帶來的影響，是直接提高了農(nóng)民的確定性收入水平，除此之外，長遠(yuǎn)來看，其并不會對農(nóng)民對于未來收入和支出的不確定性產(chǎn)生任何實質(zhì)性的影響，因此可以推定，農(nóng)村稅費改革制度的落實，并不會通過改變農(nóng)民對于未來的不確定性而間接地影響其當(dāng)前的消費支出水平。與此同時，為了能夠滿足實證分析對于樣本量的需求，并使得實證分析的結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性和一般性，我們選取2006～2010年我國大陸地區(qū)31個省市的面板數(shù)據(jù)作為實證分析的樣本。為了盡可能準(zhǔn)確地測定出新型農(nóng)村養(yǎng)老保險對我國農(nóng)民消費水平產(chǎn)生的實際影響，在開展實證分析的過程中，我們采取了虛擬變量法，也就是在解釋變量中添加了一個代表新型農(nóng)村養(yǎng)老保險是否開始實施的虛擬變量，并以2009 年作為時間節(jié)點，將2009年以前的各個年份設(shè)定為0，將2009年和2010年設(shè)定為1。 　　2.變量的選擇與樣本數(shù)據(jù)的說明

　　關(guān)于其他變量的選擇方面，是嚴(yán)格地以新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)關(guān)于消費的基本理論以及已有的相關(guān)實證研究為基礎(chǔ)而展開的。首先，按照新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)的經(jīng)典收入理論，盡管現(xiàn)實中有諸多的因素會影響一個人的消費行為和消費支出水平，但是影響一個人消費水平的最為核心因素，還是其自身的收入水平，因此當(dāng)對我國農(nóng)民的消費問題展開實證研究時，必須對農(nóng)民自身的收入水平這一變量加以考慮;其次，按照凱恩斯的收入理論，人們的邊際消費傾向是遞減的，這也就意味著，在線性關(guān)系的表述下，對于消費支出水平而言，除了與收入水平有關(guān)之外，還可能與收入的平方之間存在著反向的關(guān)系，因此在開展實證研究的過程中，也就需要對這種關(guān)系加以考慮;再次，根據(jù)近年來國內(nèi)有關(guān)學(xué)者的研究，對于正處于完善社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制過程中的中國而言，由于市場機(jī)制本身的不完善等問題，使得除收入水平之外，諸如人口的撫養(yǎng)比，萬廣華、史清華、湯樹梅：《轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)中農(nóng)戶儲蓄行為：中國農(nóng)村的實證研究》，《經(jīng)濟(jì)研究》2003年第5期。以及社會的消費價格指數(shù)等因素，在很多時候也會影響到人們的消費心理和消費支出水平。比如當(dāng)一個農(nóng)村家庭的老年人口和兒童人口數(shù)量較多時，往往該家庭的消費支出水平也相對較高，而當(dāng)社會的消費價格指數(shù)較高時，人們往往可能會降低當(dāng)期的消費支出水平。與此同時，雖然在已有的很多相關(guān)研究中，主要是通過采用以某一固定的年份為基期而經(jīng)過計算所得到的各年的價格指數(shù)來反映社會消費品價格指數(shù)的變動情況，但是王宇鵬所開展的一項實證研究發(fā)現(xiàn)，在現(xiàn)階段的中國，與通過前述這種方法所計算出來的社會消費品價格指數(shù)相比，以同比和環(huán)比所代表的消費價格指數(shù)，對廣大人民群眾的消費意愿和消費支出水平所具有的影響實際上更大。王宇鵬：《人口老齡化對中國城鎮(zhèn)居民消費行為的影響研究》，《中國人口科學(xué)》2011年第1期。最后，最新的相關(guān)研究表明，從宏觀層面來看，一個地區(qū)的人口性別比也會在很大程度上影響該地區(qū)農(nóng)村居民的平均消費水平。例如，哈繼銘就曾指出，男女比例的失衡和不協(xié)調(diào)，會導(dǎo)致很多男性在適齡的時候難以娶到老婆。這使得在我國的農(nóng)村地區(qū)，有了大房子、大彩電，才算是有了娶老婆的資本。哈繼銘：《性別比出現(xiàn)問題將促進(jìn)消費增長》，參見騰訊財經(jīng)網(wǎng)，2009年11月6 日，http：//finance.qq.com/a/20091106/004421.htm.這是符合邏輯的，比如在現(xiàn)實中我們經(jīng)常會看到，如果一個農(nóng)村家庭有男孩，那么為了能夠在男孩適婚的年齡蓋上大房子，買上好的家電和家俱，在男孩未成家之前，全家都會盡可能地節(jié)省消費開支，將所掙得的大部分錢先攢起來。因此，綜合上述的四個方面的討論，在實證探索新型農(nóng)村養(yǎng)老保險對我國農(nóng)民消費水平的實際影響時，就可依據(jù)上述的討論，具體構(gòu)建如下的計量經(jīng)濟(jì)模型：

　　Cit=βxit+ai+μit

　　具體而言，在該面板數(shù)據(jù)模型中，C被用來代表各省市農(nóng)民的人均消費支出水平，i被用來代表我國大陸地區(qū)的各省市(i=1，2，，，31)，t被用來代表不同的年份(t=2006，2007，，，2010)，x被用來代表影響農(nóng)民消費支出的諸多解釋變量(其中也包括用來反映新型農(nóng)村養(yǎng)老保險政策是否落實的虛擬變量)，β被用來代表各解釋變量的系數(shù)，也就是模型中有待估計的參數(shù)集合。此外，根據(jù)面板數(shù)據(jù)模型的基本分析原理，在該模型中，α被用來代表每一個個體(各省市)所具有的不同的常數(shù)項，μ則被用來代表一些不可觀測、但是卻可能會對農(nóng)民的消費支出水平產(chǎn)生影響的隨機(jī)干擾項。

　　在設(shè)定了具體面板數(shù)據(jù)模型的基礎(chǔ)上，結(jié)合前述關(guān)于各變量選擇的基本討論，以及結(jié)合現(xiàn)實中數(shù)據(jù)的可得性，通過對2007～2011年的中國統(tǒng)計年鑒、中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒中的相關(guān)數(shù)據(jù)展開進(jìn)一步的計算，我們分別選定以2006～2010年各省市農(nóng)村居民人均生活消費支出水平(元)、人均可支配收入水平(元)、人均可支配收入的平方(元)、人口老年和兒童的總撫養(yǎng)比、男女性別比，以及各地區(qū)的農(nóng)村居民消費價格指數(shù)，來分別作為該期間各省市農(nóng)村居民人均消費支出、人均收入、人均收入的平方、人口撫養(yǎng)比、男女性別比，以及各省市農(nóng)村地區(qū)消費價格指數(shù)的代表。同時，需要說明的是，在下面的整個實證研究過程中，我們所應(yīng)用的都是EVIEWS6.0統(tǒng)計分析軟件。各樣本數(shù)據(jù)的具體統(tǒng)計性描述如表1所述。

　　3.豪斯曼檢驗

　　按照計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的基本原理和面板數(shù)據(jù)模型本身所具有的基本特征，一般來說，對于研究中所設(shè)定的面板數(shù)據(jù)模型來說，基于代表各橫截面?zhèn)�體不同的常數(shù)項是否與各解釋變量之間存在一定的相關(guān)性，可被具體劃分為固定影響模型和隨機(jī)影響模型兩種主要的類型。而且通常來說，在使用相同樣本數(shù)據(jù)的情況下，以兩種模型形式對同一面板數(shù)據(jù)模型展開回歸分析，在回歸的結(jié)果上也很可能會出現(xiàn)很大的差異。雖然有研究表明，在橫截面?zhèn)�數(shù)與時間序列的個數(shù)相當(dāng)或大于時間序列個數(shù)的情況下，基于兩種模型形式對同一面板數(shù)據(jù)模型展開回歸分析后所得到的結(jié)果并不會存在太大差異，但是不管怎么說，只要存在差異，那么不管差異或大或小，對模型形式的鑒定同樣非常必要。所以，為了能夠提高回歸結(jié)果的準(zhǔn)確性，在開展具體的回歸分析之前，還要先確定我們研究中所設(shè)定的面板數(shù)據(jù)模型具體屬于前面兩者中的哪一類。在這方面，通過采取為很多學(xué)者所曾采用過的豪斯曼(Huasman)檢驗法，即首先對所設(shè)定的面板數(shù)據(jù)模型在隨機(jī)影響的情況下展開回歸，并在回歸的基礎(chǔ)上施以豪斯曼檢驗，可以發(fā)現(xiàn)，EVIESW6.0輸出的豪斯曼檢驗的卡方統(tǒng)計值達(dá)到16.82，相關(guān)的D.F值達(dá)到6，反映拒絕原假設(shè)犯錯誤可能性的概率P，則在數(shù)值上僅達(dá)到0.0096，遠(yuǎn)小于0.05的通用臨界概率值，因此，檢驗的結(jié)果無疑拒絕了我們所設(shè)定的模型屬于隨機(jī)影響模型這一假設(shè)，也就是說，對于本文所設(shè)定的面板數(shù)據(jù)模型，應(yīng)具體屬于固定影響模型。

　　4.回歸分析與結(jié)果的解讀

　　在確定面板數(shù)據(jù)模型具體形式的基礎(chǔ)上，就可以結(jié)合所選取的樣本數(shù)據(jù)，對面板數(shù)據(jù)模型展開具體的回歸分析。對于我們所設(shè)定的面板數(shù)據(jù)模型，在回歸的過程中，通過采取固定影響回歸方法，并采取懷特(White)加權(quán)法和廣義最小二乘(OLS)，我們得到了如下表2所示的基本回歸結(jié)果。在現(xiàn)實中，由于受到文化、地理位置、自然環(huán)境等因素的影響，各省市之間的隨機(jī)干擾項的方差很可能會出現(xiàn)不一致，因此在回歸的過程中，我們選擇了懷特截面加權(quán)和廣義最小二乘法，以盡量消除模型中所可能存在的異方差問題。