構建完善的農村社會保障制度體系是建設社會主義新農村的一項主要任務，也是衡量全面建設農村小康社會，以及全面建成小康社會的關鍵性指標之一。而新型農村養老保險，是相對于以前我國各農村地區實施的傳統農村養老保險而言的，其與新型農村合作醫療制度一起，構成了完善的農村社會保障制度的重要基礎和支撐，也是完善農村經濟社會體制，以及完善社會主義市場經濟體制的重要組成部分之一。

　　內容提要：以中國大陸地區31個省市的面板數據為樣本，通過開展相關的實證分析，發現新型農村養老保險的實施顯著地促進了農民生活消費水平的提升。為此，進一步全面落實新型農村養老保險政策，通過各種制度性的激勵，提高農民參加新型農村養老保險的積極性，是提升農民消費支出水平、拉動農村地區內需水平的一條有效途徑。

　　關鍵詞：保險論文范文,新型農村養老保險,農民,消費

　　一、引言

　　根據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，國務院發布了關于在全國范圍內開展新型農村社會養老保險試點工作的指導意見，繼而在事實上推動了以個人繳費、集體補助、政府補貼三大支柱為基礎的新型農村養老保險在我國部分農村地區的落實，促進了農村經濟社會體制改革的進一步向前深化。人力資源社會保障部公布的相關數據顯示，截止到2010年底，全國大陸地區的31個省市全部落實了新型農村養老保險的試點工作，在廣大的農村地區，共有1.03億的農民參加了新型農村養老保險，①其發展的速度和規模，都遠遠超出了黨和國家的預期水平，在短時期內取得了顯著的成效。

　　已有的相關實證研究表明，對于農業人口眾多、農業生產尚未完全擺脫傳統小規模的家庭經營模式的中國而言，廣大農村居民長期以來都具有著很強的預防性儲蓄動機和心理，②而且在城鄉二元經濟社會結構長期存在的背景下，由于對未來的收入、養老等問題充滿著不確定性，在現實中，廣大農民群眾有較強的預防性儲蓄行為。③這使得雖然近年來中國農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，中國農村居民的消費支出始終處于一個較低的水平。伴隨農村勞動力向城市的轉移，中國農業從業人員已經呈現出老齡化、文化程度低、以女性為主的特點，楊天榮：《中國農業生產主體探索》，《人文雜志》2013年第11期。在這種背景下，作為農村社會保障體系的重要構成部分，新型農村養老保險的落實，一方面是為了貫徹落實覆蓋城鄉居民的社會保障體系全面建立這一基本要求，逐步解決我國農村居民的基本養老問題，使廣大農民群眾能夠老有所養、老有所依;另一方面則是為了能夠在我國經濟發展方式逐步轉型的背景下，促進廣大農村地區的消費需求水平的不斷提升，提高廣大農村地區的內需水平，以此來進一步提高我國的整體內需水平。有鑒于此，在中共中央新一輪全面深化社會主義市場經濟體制改革各項政策相繼啟動和落實的過程中，探索近幾年新型農村養老保險政策的落實是否對我國農民的消費水平產生了實際影響，以及其落實對我國農民的消費水平究竟產生了哪種影響，在當前無疑有著十分重要的現實意義，其能夠為黨和國家貫徹落實相關的政策，以及進一步完善相關的政策方針，提供重要的理論參考和現實依據。然而到目前為止，關于這方面的相關研究還很少。

　　二、經驗性判斷

　　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額，將表現為逐漸地減少。因此按照凱恩斯的消費理論，在現實中，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為逐漸地下降。然而，根據2007～2011年中國統計年鑒提供的關于我國農村居民人均純收入和人均可支配收入所展開的相關統計和計算顯示，在 2006～2010年這五年時間里，雖然中國農村居民的人均純收入水平取得了逐年攀升，但農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，中國農村居民的人均可支配收入達到了5919元，相比于2006年增長了65%，但是該期間中國農村居民人均消費支出占農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，隨著我國農村居民人均純收入水平的提高，農村居民人均生活消費支出占人均收入水平的比重，還出現了略微地上升。數據來源于 2007～2011年中國統計年鑒。這一消費支出占農村居民人均純收入比重變動的數據事實，似乎能夠使我們做出一個初步的經驗性判斷，即由于各地區在 2009年開展了新型農村養老保險試點工作，因此在一定程度上促進了我國廣大農民群眾消費水平的提升。當然，為了進一步驗證這一判斷是否在事實上真正成立，還需要結合相關的數據資料，展開相關的實證探索和檢驗。

　　三、實證檢驗

　　1.實證方法的設定與樣本的選取

　　已有研究表明，中國社會變革有著較強的漸進性與秩序性導向，即各領域、各方面的體制和制度變遷在現實中持續發生。劉燕：《中國轉型模式：一個制度經濟學的分析視角》，《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，中國經濟社會體制改革的速度較之前明顯加快，改革所涉及的領域也更多元化。與此同時，自2003年以來，在中央連續發布的十個中央一號文件的持續推動下，我國廣大農村地區的經濟社會改革進度也明顯加快，在這一過程中，農村的生產生活方式、農業的生產經營模式，以及農村的各項經濟社會制度，都在持續地發生著變遷。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民消費水平所產生的影響，決定了我們在實證探索新型農村養老保險對我國農民消費水平所產生的影響時，應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村地區逐步落實了新型農村合作醫療制度，并在2006年底開始在全國的廣大農村地區普遍推廣，因此如果時間區間涵蓋了2003～2006年這三年，那么就必須對新型農村合作醫療制度對于我國農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擔。因此綜合權衡這兩方面的因素，我們首先將實證研究的時間區間界定在了2006～2010年這五年時間里。需要說明的是，雖然進入到本世紀之后，中央就制定并在我國廣大農村地區落實了農村稅費制度改革，但該項制度對廣大農民群眾所帶來的影響，是直接提高了農民的確定性收入水平，除此之外，長遠來看，其并不會對農民對于未來收入和支出的不確定性產生任何實質性的影響，因此可以推定，農村稅費改革制度的落實，并不會通過改變農民對于未來的不確定性而間接地影響其當前的消費支出水平。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果具有較強的穩健性和一般性，我們選取2006～2010年我國大陸地區31個省市的面板數據作為實證分析的樣本。為了盡可能準確地測定出新型農村養老保險對我國農民消費水平產生的實際影響，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村養老保險是否開始實施的虛擬變量，并以2009 年作為時間節點，將2009年以前的各個年份設定為0，將2009年和2010年設定為1。 　　2.變量的選擇與樣本數據的說明

　　關于其他變量的選擇方面，是嚴格地以新古典經濟學關于消費的基本理論以及已有的相關實證研究為基礎而展開的。首先，按照新古典經濟學的經典收入理論，盡管現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，因此當對我國農民的消費問題展開實證研究時，必須對農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，在線性關系的表述下，對于消費支出水平而言，除了與收入水平有關之外，還可能與收入的平方之間存在著反向的關系，因此在開展實證研究的過程中，也就需要對這種關系加以考慮;再次，根據近年來國內有關學者的研究，對于正處于完善社會主義市場經濟體制過程中的中國而言，由于市場機制本身的不完善等問題，使得除收入水平之外，諸如人口的撫養比，萬廣華、史清華、湯樹梅：《轉型經濟中農戶儲蓄行為：中國農村的實證研究》，《經濟研究》2003年第5期。以及社會的消費價格指數等因素，在很多時候也會影響到人們的消費心理和消費支出水平。比如當一個農村家庭的老年人口和兒童人口數量較多時，往往該家庭的消費支出水平也相對較高，而當社會的消費價格指數較高時，人們往往可能會降低當期的消費支出水平。與此同時，雖然在已有的很多相關研究中，主要是通過采用以某一固定的年份為基期而經過計算所得到的各年的價格指數來反映社會消費品價格指數的變動情況，但是王宇鵬所開展的一項實證研究發現，在現階段的中國，與通過前述這種方法所計算出來的社會消費品價格指數相比，以同比和環比所代表的消費價格指數，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居民消費行為的影響研究》，《中國人口科學》2011年第1期。最后，最新的相關研究表明，從宏觀層面來看，一個地區的人口性別比也會在很大程度上影響該地區農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調，會導致很多男性在適齡的時候難以娶到老婆。這使得在我國的農村地區，有了大房子、大彩電，才算是有了娶老婆的資本。哈繼銘：《性別比出現問題將促進消費增長》，參見騰訊財經網，2009年11月6 日，http：//finance.qq.com/a/20091106/004421.htm.這是符合邏輯的，比如在現實中我們經常會看到，如果一個農村家庭有男孩，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，在實證探索新型農村養老保險對我國農民消費水平的實際影響時，就可依據上述的討論，具體構建如下的計量經濟模型：

　　Cit=βxit+ai+μit

　　具體而言，在該面板數據模型中，C被用來代表各省市農民的人均消費支出水平，i被用來代表我國大陸地區的各省市(i=1，2，，，31)，t被用來代表不同的年份(t=2006，2007，，，2010)，x被用來代表影響農民消費支出的諸多解釋變量(其中也包括用來反映新型農村養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，也就是模型中有待估計的參數集合。此外，根據面板數據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項，μ則被用來代表一些不可觀測、但是卻可能會對農民的消費支出水平產生影響的隨機干擾項。

　　在設定了具體面板數據模型的基礎上，結合前述關于各變量選擇的基本討論，以及結合現實中數據的可得性，通過對2007～2011年的中國統計年鑒、中國人口和就業統計年鑒中的相關數據展開進一步的計算，我們分別選定以2006～2010年各省市農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比、男女性別比，以及各地區的農村居民消費價格指數，來分別作為該期間各省市農村居民人均消費支出、人均收入、人均收入的平方、人口撫養比、男女性別比，以及各省市農村地區消費價格指數的代表。同時，需要說明的是，在下面的整個實證研究過程中，我們所應用的都是EVIEWS6.0統計分析軟件。各樣本數據的具體統計性描述如表1所述。

　　3.豪斯曼檢驗

　　按照計量經濟學的基本原理和面板數據模型本身所具有的基本特征，一般來說，對于研究中所設定的面板數據模型來說，基于代表各橫截面個體不同的常數項是否與各解釋變量之間存在一定的相關性，可被具體劃分為固定影響模型和隨機影響模型兩種主要的類型。而且通常來說，在使用相同樣本數據的情況下，以兩種模型形式對同一面板數據模型展開回歸分析，在回歸的結果上也很可能會出現很大的差異。雖然有研究表明，在橫截面個數與時間序列的個數相當或大于時間序列個數的情況下，基于兩種模型形式對同一面板數據模型展開回歸分析后所得到的結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果的準確性，在開展具體的回歸分析之前，還要先確定我們研究中所設定的面板數據模型具體屬于前面兩者中的哪一類。在這方面，通過采取為很多學者所曾采用過的豪斯曼(Huasman)檢驗法，即首先對所設定的面板數據模型在隨機影響的情況下展開回歸，并在回歸的基礎上施以豪斯曼檢驗，可以發現，EVIESW6.0輸出的豪斯曼檢驗的卡方統計值達到16.82，相關的D.F值達到6，反映拒絕原假設犯錯誤可能性的概率P，則在數值上僅達到0.0096，遠小于0.05的通用臨界概率值，因此，檢驗的結果無疑拒絕了我們所設定的模型屬于隨機影響模型這一假設，也就是說，對于本文所設定的面板數據模型，應具體屬于固定影響模型。

　　4.回歸分析與結果的解讀

　　在確定面板數據模型具體形式的基礎上，就可以結合所選取的樣本數據，對面板數據模型展開具體的回歸分析。對于我們所設定的面板數據模型，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所示的基本回歸結果。在現實中，由于受到文化、地理位置、自然環境等因素的影響，各省市之間的隨機干擾項的方差很可能會出現不一致，因此在回歸的過程中，我們選擇了懷特截面加權和廣義最小二乘法，以盡量消除模型中所可能存在的異方差問題。