人口年龄结构、城乡居民基本养老保险对农村居民消费率的影响——基于2010—2017年中国省际面板数据的实证分析

王翠琴李 林薛惠元

(1 华中农业大学社会工作系/农村社会建设与管理研究中心，湖北武汉，430070；2 武汉大学社会保障研究中心，湖北武汉，430072)

一、问题的提出

近年来，中国居民消费一直处于持续下降的趋势，纵然采取扩张的财政政策及鼓励个人信贷的刺激消费措施，消费水平依旧处于不足的状态。《中国统计年鉴2019》的数据显示，中国的居民消费率已从2000年的47.0%下降到2018年的38.8%，消费不足已成为当前制约经济快速发展的重要因素之一。国内学者从不同角度探讨了消费不足的成因：一是在社会保障体制不健全的情况下，收入波动导致居民为了应对风险，不得不减少消费、增加储蓄[1]；二是中国的消费可能受到人口年龄结构的影响，居民会考虑结婚、生育和退休等重大事件，个体消费对当期收入过度敏感，从而减少消费、增加储蓄[2]。

自2009年新型农村社会养老保险(简称“新农保”)和2011年城镇居民社会养老保险(简称“城居保”)试点以来，中国的养老保险发展取得了瞩目成就。2014年，中国政府将新农保和城居保两项制度合并实施，二者统称为城乡居民基本养老保险(简称“城乡居保”)。无论是城镇职工基本养老保险还是城乡居保，其发展水平的变化会影响居民消费决策，进而影响消费水平。而在中国经济新常态下，扩大内需、刺激消费已成为中国经济保持中高速增长的动力。

那么人口年龄结构的变化、城乡居保制度的发展是否提高了农村居民的消费水平？中国是否可以通过城乡居保制度的发展拉动内需和刺激消费？为此，本文将重点研究人口年龄结构和城乡居保制度对农村居民消费的影响。

二、文献回顾

向晶利用扩展线性支出系统(ELES)研究发现，人口老龄化是影响中国居民消费的一个重要因素[3]。由于中国农村居民固有的消费习惯，少儿抚养系数和老年抚养系数的提高会降低居民消费率[4]。李文星等利用中国1989—2004年的省际面板数据和动态面板GMM估计方法研究发现，中国少儿抚养系数的下降反而提高了居民消费率，但是老年抚养系数变化并没有对居民消费产生显著影响[5]。而有学者也认为少儿抚养比与城、乡居民消费率具有显著正相关关系，同样老年抚养比对城、乡居民消费率的作用并不显著[6]。

而在研究养老保险与居民消费的关系时，目前有几种代表性观点。

一是养老保险与消费之间存在正向的关系，养老保险制度的发展会促进居民消费水平的提升。养老保险普及程度的扩大[7]、现收现付与个人账户相结合模式的建立[8]、养老保险覆盖率的提升[9]、养老保险基金发放水平的提高[10]都会在不同程度上增加居民的消费水平。李时宇等通过构建多阶段世代交叠的均衡模型量化分析了城乡居保的经济效应，发现城乡居保社会统筹机制降低了参保人群的养老储蓄需求，对调整宏观经济中的消费和投资不平衡有一定积极意义，使社会总消费在短期内上升0.4%[11]。也有学者认为，由于储蓄惯性的存在，养老保险在短期内无法对消费产生影响，但是从中长期看消费会因预期稳定而上升[12]。对于农村居民而言，参加新农保的农村家庭更具有消费倾向，增加了家庭消费支出[13-14]。也有学者认为，新农保并非通过提高农村居民的消费能力来刺激消费，而是通过提高消费意愿来刺激消费[15]。

二是养老保险与消费之间存在负向的关系，养老保险制度的发展会抑制居民的消费水平。白重恩等认为，提高养老保险缴费率会显著抑制缴费家庭的消费，养老保险缴费负担对总消费的影响也主要是负面的[16]。王小龙等通过异质性划分发现，养老保险的双轨制抑制了企业职工家庭的人均消费支出，城镇职工养老保险并轨改革将增强居民消费水平的释放[17]。城乡二元结构的养老保险同样也会抑制农村居民的消费水平[18]。

三是养老保险对消费的影响是不确定或者不显著的。谢文等研究发现，当人们的消费支出水平处于较低层次时，社会保障体系的变化无论从长期还是短期来看，都不一定能引起消费支出水平的正向变化[19]。此外，有学者认为不仅养老保险与消费不相关，甚至整个社会保障体系都与消费水平不存在相关性。顾海兵等利用OLS回归分析说明了社会保障水平和消费水平不相关，并认为冀望通过提高社会保障水平来刺激消费的论点是大可质疑的[20]。

现有文献给本文提供了重要参考价值，但是也存在一些不足。首先，现有研究主要考察的是人口年龄结构对居民消费的影响，但却忽视了农村居民与城镇居民在人口年龄结构上的差异，并且有关养老保险对消费影响的研究也大部分集中于城镇职工或城镇居民，而关于城乡居保对农村居民消费的影响的研究比较少。其次，政策效果的时效性对于政府政策的实施和调整具有重要的参考意义，养老保险对农村居民消费的影响的研究大多是基于改革之前的新农保，关于改革后城乡居保对消费的影响的研究较少。对此，本文将城乡居保引入模型分析中，通过构建虚拟变量的形式，探索一般化的理论模型框架，尝试给出农村居民消费的人口学解释，研究人口年龄结构、城乡居保与农村居民消费三者之间的关系。

三、理论框架

(1)

其中，nt为出生率，子女消费对于该个体的效用为τ(1+nt)1-ε，ε表示子女消费对个体边际效用的递减程度(ε>0)，θ表示不变风险规避系数，β表示效用贴现率。

(2)

(3)

(4)

(5)

同理可得，该个体未参加城乡居保的最优消费规划：

(6)

(7)

(8)

(9)

在t时期，假设总人口数为L，农村居民占总人口的比例为γ，农村居民人口数为R=γL，农村少儿抚养比为λ1，农村劳动力人口比为λ2，农村老年抚养比为λ3(2)农村少儿、老年抚养比为农村少儿人口、老年人口与农村劳动力人口的比值，农村劳动力人口比为农村劳动力人口与农村居民总人口的比值。。城乡居保覆盖率为α(3)此处将“城乡居保覆盖率”定义为城乡居保参保人数占总人口的比值。，实际参加城乡居保的农村居民人数占城乡居保参保人数的比例为κ，则参加城乡居保的农村居民人数为καL，尚未参加和未纳入城乡居保的人数为(γ-κα)L。

为了简化模型，将参加城乡居保和未参加城乡居保的个体最优自身消费、最优子女消费进行平均化。则农村居民消费率为：

(10)

(11)

将(11)化简得到：

(12)

命题1：农村地区少儿、老年抚养比上升对农村居民消费率具有促进作用。其程度受到子女消费对于该个体的效用τ(1+nt)1-ε、不变风险规避系数θ和效用贴现率β的影响。

目前，中国的农村老年抚养比在逐年增加，个体用于老年赡养的费用也随之增加，受“全面二孩”政策的影响，少儿抚养比也是逐年增长，个体用于子女教育支出、生活支出的费用也有所增加，故社会总消费也随之增加。农村地区老年、少儿抚养比的上升倾向于提高总的农村居民消费率。

(13)

(14)

城乡居保养老金收入大于个人缴费精算现值时，会出现养老金的代际转移，即当代人财富转移到上一代人，当代人养老金净财富为负值，进而会抑制养老金缴费的积极性，缴费率过高会降低农村居民消费水平，但覆盖率的扩大会提高农村居民对制度的信任程度，个体对未来老年生活较为乐观，从而增加当期消费。

(15)

(16)

四、计量模型、变量和数据

为了研究人口年龄结构、城乡居保与农村居民消费率之间的关系，本文选择合适的变量并构建实证模型进行检验。借鉴现有研究，同时考虑到数据的可得性，本文进行以下变量选择。

(一)模型的建立

由于我国2009年9月开始新农保试点，为了保证数据完整性，本文选取2010年以后的数据进行测算，运用2010—2017年中国省际面板数据，将解释变量分为三类：第一类是人口年龄结构，包括农村少儿抚养比(CD)、农村老年抚养比(OD)、农村居民预期寿命(Lifetime)；第二类是城乡居保制度，采用城乡居保缴费率(Payment)、覆盖率(Coverage)以及2014年城乡居保统一(Unity)来表示；第三类是经济增长，主要使用人均收入增长率(Income)代理，此外还引入三个交互项，分别是农村少儿、老年抚养比与收入增长率的交互项、城乡居保缴费率与覆盖率的交互项。被解释变量为农村居民消费率(Consumption)，最终构建以下面板数据模型进行实证分析：

Consumptionit=α0+β1CDit+β2ODit+β3Lifetimeit+β4Paymentit+β5Coverageit+β6Unityit+β7Incomeit

+β8Income×CDit+β9Income×ODit+β10Payment×Coverageit+εit

(17)

式(17)中，β1，β2，……，β10是待估系数，α0是个体固定效应，εit是随机干扰项。

(二)变量选取与数据处理

1.农村居民消费率。消费率反映一个国家或地区在一定时期内的最终消费(用于居民个人消费和社会消费的总额)占当年GDP的比率。本文将农村居民消费率定义为农村居民个人消费总额占地区生产总值的比重。在历年《中国统计年鉴》中，国家统计局并未给出“农村居民个人消费总额”的数据，但是却给出了农村居民人均消费支出和农村地区人口数。因此，农村居民消费率=(农村居民人口数×农村居民人均消费支出)/地区生产总值。

脏器指数又称脏体比，是试验动物某脏器的重量与其体重的比值。脏器系数的变化可较好地反映化学毒物对该脏器的毒性综合情况。脏器系数下降表示萎缩、退行性变化；脏器系数加大，在一定范围内表示脏器机能增强，过大则可能是充血、水肿、增生肥大性变化等病变。

2.人口年龄结构。反映人口结构的变量是少儿人口比和老年抚养比。老年抚养比指的是65岁及以上的人口数与15～64岁人口数的比值。少儿抚养比指的是14岁及以下的人口数与15～64岁人口数的比值，本文少儿、老年抚养比限定在农村地区。

3.预期寿命。中国现行的城乡居保制度规定年满60岁的农村居民可以开始领取养老金。本文采用胡英的做法[21]，根据死亡率的历史数据间接地推算预期寿命，公式为：预期寿命=80.52283-9.905654×(人口死亡率/65岁以上人口比重)。

5.其他解释变量。收入增长率是影响消费的重要因素，可支配收入是居民实际可用于消费的收入，其可以直接有效引起居民消费水平的变动。因此，本文用农村居民人均可支配收入增长率来表示收入增长率。

表1 各变量统计描述结果

五、计量模型回归结果与解释

(一)面板数据的单位根检验

本文采用的是宏观经济面板数据，由于n大T小(T=8，n=31)，故本研究所使用的数据为短面板结构。为了避免回归过程出现伪回归问题，本文使用面板单位根检验对各差分变量进行了平稳性检验，检验方法是LLC 检验(同质面板数据检验)以及IPS 检验(异质面板数据检验)。检验结果见表2。

由表2可知，各差分变量均在5%的显著性水平下拒绝了各种单位根检验，因此各一阶差分变量都是平稳的，可以对其进行不同模型的实证回归。

表2 面板单位根检验结果

注：表中数字分别为检验统计量的值和概率值，检验准则为AIC。

(二)计量模型方法

下面对静态面板数据进行Hausman检验，检验结果表明chi2(10)=49.21(Prob>chi2=0.0000)，故拒绝原假设，认为应该使用固定效应模型。然后，在此基础上进行修正瓦尔德(Modified Wald)检验和伍德里奇(Wooldridge)检验，结果分别为chi2(31)=746.51(Prob>chi2=0.0000)，F(1,30)=139.461(Prob>F=0.0000)，表明静态面板回归确实存在异方差和自相关问题。

本文在解释变量中引入消费率的一阶滞后项以弥补在消费方程中遗漏政治、文化等变量的不足。由于计量模型中引入了被解释变量的滞后项，故已构成动态面板数据。对于动态面板来说，组内估计量是不一致的，动态面板偏差较大，虽然可以利用一阶差分来消除个体效应，但是滞后的解释变量与误差项存在相关性，导致系数估计值失真。差分GMM相对于差分工具变量估计，自回归系数偏误和方差最小。本研究在差分GMM的基础上，加上水平方程，利用了更多的矩条件，故使用系统GMM。系统GMM可以使用水平变化和差分变化的信息，因而回归效果更好。

(三)实证分析的结果

本文采用逐步筛选变量的方法进行实证研究，从而得到简化模型。在模型一中，首先将人口年龄结构、城乡居保制度、收入增长率等解释变量全部引入计量模型中，发现在统计上不显著，于是剔除这些解释变量，依次进行回归，最终得到模型四。表3报告了使用工具变量法进行的二阶段系统GMM估计结果。四个模型差分后的残差只存在一阶序列相关性，而无二阶序列相关性，Sargan过度识别检验结果均在5%水平上显著，表明工具变量是有效的。

表3 面板数据回归模型的估计结果

(续表3)

解释变量农村居民消费率模型一模型二模型三模型四城乡居保覆盖率0.0595*0.0675*0.05160.0624*(1.78)(1.83)(1.59)(1.80)城乡居保统一0.0013(0.38)收入增长率-1.4103***-1.3845***-1.2564**-1.1285**(-2.79)(-2.85)(-2.52)(-2.29)收入增长率×少儿抚养比1.08551.6943(1.30)(1.45)收入增长率×老年抚养比7.2325**5.89828.0161**7.1983**(2.41)(1.64)(2.44)(2.23)城乡居保缴费率×城乡居保覆盖率-3.3490***-3.3144***-3.4078**-3.4928***(-2.61)(-3.30)(-2.44)(-2.69)常数项0.8407**0.6786*0.8851**0.8260**(2.33)(1.93)(2.36)(2.30)Wald chi2 Prob>chi21727.12221912.37111190.7779888.14800.00000.00000.00000.0000Sargan检验5.50633.59876.70386.82680.59840.82470.56890.5554AR(1)-2.3611-2.2890-2.2800-2.25850.01820.02210.02260.0239AR(2)-0.4553-0.6525-0.3653-0.27980.64890.51410.71490.7796

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平下显著。

(四)估计结果的解释

1.老年抚养比、预期寿命与农村居民消费之间均存在显著负向相关关系，但是少儿抚养比与农村居民消费之间不存在显著性关系。具体原因有以下三点。(1)农村居民存在预防性储蓄和目标性储蓄双重叠加的现象，增加储蓄弱化了消费。此外，农村居民从事的行业可能是农业和其他服务业，收入存在着高度的不确定性，其进行预防性储蓄的动机较强。随着农村居民预期寿命的不断提高，为了保障将来自身老年生活，农村居民可能更加偏向于储蓄。(2)农村老年人存在馈赠动机，农村老年人进行财富转移，既表达了对子女的重视，也提高了自身的效用，此行为抑制了总储蓄率的下降，但却使当代农村居民消费减少。(3)尽管城乡居保已经基本覆盖了全体农村居民，但是仍然存在待遇水平偏低的问题。2017年全国城乡居保月人均养老金水平为125元，其中基础养老金113元[22]，个人账户养老金仅为12元，一年养老金收入1500元，低于同期全国城市低保月平均标准540.6元，甚至低于同期全国农村低保月平均标准358.4元[23]。在城乡居保还无法保障农村老年居民的基本生活和农村居民的预期寿命逐步提高的情况下，中国农村依旧是以家庭养老为主，老年人生活、医疗、保健、文化等方面的多种需求要依靠子女和自己来满足。子女数量的减少、较多的独生子女家庭的出现，无疑加重了子女的养老负担，增加了家庭养老的风险。因此，人们选择在工作期内减少消费、增加储蓄。

2.城乡居保缴费率的提高和覆盖率的扩大会在一定程度上促进农村居民消费，城乡居保统一与农村居民消费不存在显著关系，城乡居保缴费率和覆盖率的交互项与农村居民消费存在负向关系，即城乡居保的缴费率提高与城乡居保的覆盖率扩大共同弱化了农村居民消费水平的提升。具体原因有以下三点。(1)就城乡居保缴费率来说，大多数城乡居民都是选择100元～300元的档次缴纳城乡居保，从统计数据上看，2016年城乡居保人均缴费仅为231元，城乡居保基金收入的70%左右来源于财政补贴[24]，城乡居保个人缴费和财政补贴的提高都影响到了农村居民的消费水平。个人缴费较少、政府财政补贴较大使农村居民老年生活具有一定的保障，故其增加消费。(2)城乡居保覆盖率的扩大增加了农村居民的制度信任程度，降低了储蓄动机，增加了消费。在城乡居保制度发展的过程中，参保人数的增加确实提高了农村居民的消费水平，拉动了中国的内需。但是随着农村居民的养老风险意识加强，即使个人缴费与财政补贴增加，农村居民的消费水平仍在一定程度上弱化，这也解释了为何城乡居保缴费率与城乡居保覆盖率交互项对农村居民消费具有负向作用。(3)新农保与城居保的统一尚未影响到农村居民的消费，主要是因为新农保与城居保仅仅是制度形式上的合并实施和统一，统一之前与统一之后缴费水平、财政补贴水平并未有较大调整。

3.滞后一期农村居民消费率对即期农村居民消费率有显著正向影响，表明中国农村居民消费习惯非常平稳，农村居民消费决策比较谨慎。农民收入水平虽然随着改革开放的深入显著提高，但农村居民比较崇尚勤俭节约，要改变其消费习惯需要十分漫长的过程。

4.收入增长降低了农村居民的消费水平，但是收入增长率与老年抚养比的交互项一定程度上促进了农村居民的消费水平。中国经济的高速增长带动农村居民个人收入相对增加，个人收入的增加反而使农村居民尤其是工作一代储蓄增加，进而导致农村居民消费下降。而收入增长率与老年抚养比的交互项对农村居民消费产生了正向影响，可能是因为农村老年人属于纯消费群体，储蓄动机没有工作一代那么强烈，其收入(主要是养老金收入)的增加会促进自身消费，进而对农村居民的整体消费产生促进效应。

六、结论与启示

运用2010—2017年中国省际面板数据进行实证分析，本文得出以下结论：(1)在人口结构方面，老年抚养比、预期寿命均与农村居民消费存在显著的负向关系，少儿抚养比与农村居民消费不存在显著性关系；(2)在城乡居保制度方面，城乡居保的缴费率、覆盖率与农村居民消费存在显著正向关系，但是城乡居保统一与农村居民消费不存在显著性关系，城乡居保缴费率与覆盖率的交互项对农村居民消费存在负向作用；(3)农村居民的消费习惯较为平稳，农村居民收入的增长会抑制农村居民消费支出，但农村居民收入增长率与老年抚养比的交互项促进了农村居民消费。

鉴于以上结论，本文提出以下建议。(1)提高城乡居保待遇水平。尽快落实城乡居保待遇确定机制和基础养老金正常调整机制，不断提高城乡居保的待遇水平，建立起能够保障农村居民基本生活的养老保险制度，从而弱化老年抚养比上升、预期寿命增加对农村居民消费的抑制作用。(2)巩固和完善缴费激励机制。在城乡居保已经基本实现人群全覆盖的情况下，进一步完善城乡居保的缴费激励机制，提高缴费档次，鼓励农村居民长期缴费，从而促进其消费。(3)明确政府财政补贴和个人缴费责任。合理调整政府财政补贴责任，增加对城乡居保的财政支持，适时将个人缴费和地方财政缴费补贴方式改为比例制，以确保对城乡居保财政补贴和个人缴费标准实行动态调整。