新型農(nóng)村社會保障制度對中國農(nóng)民消費影響研究

摘 要：在經(jīng)驗性判斷的基礎(chǔ)上，提出新型農(nóng)村社會保障制度的實施促進(jìn)了農(nóng)民生活消費支出水平的提升這一假設(shè)。基于2001-2012年的31省市面板數(shù)據(jù)，對這一假設(shè)展開了實證檢驗。結(jié)果表明，作為新型農(nóng)村社會保障制度重要內(nèi)容之一的新農(nóng)合的實施，顯著地促進(jìn)了農(nóng)民生活消費支出水平的提升；與此不同，新農(nóng)保的實施，并沒有顯著地促進(jìn)農(nóng)民生活消費支出水平的提升。

關(guān)鍵詞：新型農(nóng)村社會保障制度 農(nóng)民 生活消費

中圖分類號：F014.5 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1004-4914（2014）11-013-04

一、引言

自1978年實施改革開放至今，中國的經(jīng)濟(jì)總量實現(xiàn)了30多年的高增長，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展方面縮小了與發(fā)達(dá)國家之間的差距，期間人民群眾的生活水平、收入水平等方面也都取得了有效提升，這使得中國在步入本世紀(jì)初期后就如期完成了建設(shè)總體小康社會的階段性發(fā)展目標(biāo)。在此背景下，黨的十六大確立了全面建設(shè)小康社會的新一階段的經(jīng)濟(jì)發(fā)展目標(biāo)，黨的十八大又在此基礎(chǔ)上提出了全面建成小康社會的改革和發(fā)展目標(biāo)。然而從現(xiàn)階段來看，制約中國全面建成小康社會的體制和機(jī)制問題在現(xiàn)實中并未完全得到解決，這其中表現(xiàn)得最為突出和嚴(yán)峻的，就是中國的城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)社會二元結(jié)構(gòu)問題。在二元結(jié)構(gòu)的限制下，即便是步入本世紀(jì)以來，廣大農(nóng)村地區(qū)的居民在生活水平、收入水平、基本公共服務(wù)水平，以及消費水平等方面也一直與城市居民之間存在較大的差距。

應(yīng)該說，十六大召開后，黨和國家在加快推進(jìn)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)社會一體化、同步化進(jìn)程方面進(jìn)行了不懈探索和努力。這其中極具代表的，就是以新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度（簡稱“新農(nóng)合”）和新型農(nóng)村養(yǎng)老保險制度（簡稱“新農(nóng)?！保橹饕獌?nèi)容的新型農(nóng)村社會保障制度的建設(shè)。自2003年開始，中央啟動了由個人繳費、集體補(bǔ)助、國家資助三者相結(jié)合所構(gòu)成的新農(nóng)合試點工作，進(jìn)而事實上邁出了新型農(nóng)村社會保障制度在廣大農(nóng)村地區(qū)的建設(shè)步伐。隨后幾年間，新農(nóng)合試點工作在我國大陸地區(qū)各省市穩(wěn)步展開和推進(jìn)。有研究顯示，截止到2006年底，在中國的大陸地區(qū)，共有超過1400多個縣（市、區(qū)）推行了新農(nóng)合試點工作；截至2012年底，我國大陸地區(qū)參加新農(nóng)合的總?cè)藬?shù)達(dá)到了8億以上，廣大農(nóng)民群眾的總體參合率達(dá)到95%以上，基本實現(xiàn)了新農(nóng)合在廣大農(nóng)民群眾這一群體的全覆蓋。與此同時，自2009年起，中央又在我國的農(nóng)村地區(qū)啟動了由個人繳費、集體補(bǔ)助和政府補(bǔ)貼三者相結(jié)合所構(gòu)成的新農(nóng)保試點工作，并與新農(nóng)合一樣，隨后幾年間在我國大陸地區(qū)各省市穩(wěn)步開展和推進(jìn)，截至2012年底基本實現(xiàn)了廣大農(nóng)民群眾這一群體的全覆蓋。

很多研究都表明，對于處在市場化改革進(jìn)程中的中國而言，廣大農(nóng)民群眾有著較強(qiáng)的預(yù)防性儲蓄行為（劉建國，1999；Zhang & Wan，2004；楊霞，2010），也就是說，因?qū)ψ陨砦磥淼纳眢w健康狀況、個人發(fā)展，以及收入水平等方面有著較強(qiáng)的不確定性，會在一定程度上削減當(dāng)前的消費支出。而從福利經(jīng)濟(jì)學(xué)關(guān)于社會保障的基本理論來看，新型農(nóng)村社會保障制度在我國廣大農(nóng)村地區(qū)的實施，不僅有利于一定程度上降低廣大農(nóng)民群眾對于自身未來收入預(yù)期的不確定性，也有利于降低其對于自身未來支出的不確定程度。因此新型農(nóng)村社會保障制度的實施，除了被各界賦予解決農(nóng)民未來養(yǎng)老，以及看病難、看病貴等問題外，還被寄予了降低廣大農(nóng)民群眾對于未來收入和支出的不確定性，繼而提升其當(dāng)前消費支出水平這一厚望。然而到目前為止，關(guān)于新型農(nóng)村社會保障制度的實施是否通過降低廣大農(nóng)民群眾對于未來的不確定性，而對其當(dāng)前的消費支出水平產(chǎn)生了顯著的積極影響，尚缺少系統(tǒng)性的研究和論證。

二、經(jīng)驗性判斷與核心假設(shè)

如前所述，新型農(nóng)村社會保障制度的建設(shè)起始于新農(nóng)合，而新華每日電訊2006年4月12日的一篇報道顯示，自新農(nóng)合在我國大陸地區(qū)的各省市開始試點以來，一個顯著的變化是試點地區(qū)農(nóng)民的就診人次和住院人次明顯增加，其直接帶來的當(dāng)然就是試點地區(qū)的農(nóng)民在醫(yī)療保健方面的消費支出水平得到了一定提升。邏輯上來看，當(dāng)農(nóng)民現(xiàn)階段總的消費預(yù)算支出水平固定的情況下，醫(yī)療保健方面消費支出水平的提高，很可能會對農(nóng)民其他方面的消費支出產(chǎn)生“擠壓”效應(yīng)，也即導(dǎo)致農(nóng)民其他方面的消費支出水平相應(yīng)降低。另一方面，按照凱恩斯的邊際消費傾向遞減規(guī)律，一般來說，隨著人們收入水平的提高，人們的消費支出水平雖然會在總體上隨之提高，但消費支出在收入中所占的比重，則會出現(xiàn)下降的趨勢。

這兩方面的邏輯，似乎使得我們能夠做出一個如下的判斷：隨著近年來農(nóng)民收入水平在事實上的逐年提升，并且在其他外界條件沒有發(fā)生改變的情況下，新型農(nóng)村社會保障制度在廣大農(nóng)村地區(qū)的實施，會因促進(jìn)農(nóng)民群眾醫(yī)療保健方面消費支出水平的提升，而相應(yīng)地降低農(nóng)民群眾其他方面的消費支出（為方便論述，本文在下面統(tǒng)一將其稱之為生活消費支出）在農(nóng)民收入中所占的比重。

然而事實的情況并非如我們所判斷的那樣，通過應(yīng)用2000-2013年中國統(tǒng)計年鑒提供的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計后的結(jié)果顯示，1999-2012年間，雖然中國農(nóng)民的人均純收入水平逐年提升，且2003年新農(nóng)合實施后，中國農(nóng)民醫(yī)療保健方面的消費支出水平取得了較大提升，但在新農(nóng)合實施后的幾年間，中國農(nóng)民生活消費支出占農(nóng)民人均純收入水平的比重并沒有較之前的幾年出現(xiàn)明顯下降。這尤其體現(xiàn)在新農(nóng)合實施后的三年間。在這三年間，中國農(nóng)民生活消費支出占人均純收入的比重還出現(xiàn)了明顯的上升趨勢。

盡管在2006年以后，農(nóng)民生活消費支出占人均純收入的比重出現(xiàn)了下降，而且在2009年新農(nóng)保開始實施后，繼續(xù)保持了下降趨勢，但是這一比重也并沒有顯著地低于農(nóng)民收入處于相對較低水平、新農(nóng)合實施之前的那幾年（見圖1）。當(dāng)然，這里有必要強(qiáng)調(diào)的是，因農(nóng)民參與新農(nóng)保是以支付確定數(shù)量、較大規(guī)模的“保費”為前提的，因此與新農(nóng)合所產(chǎn)生的可能不同的效應(yīng)是：新農(nóng)保的實施，邏輯上也很可能會因使農(nóng)民在“保費”上發(fā)生較大規(guī)模的支出而對農(nóng)民其他方面的消費支出形成擠壓效應(yīng)。

盡管如此，前述這一有悖于邏輯上判斷的現(xiàn)實結(jié)果的出現(xiàn)，很可能直接說明了如下的問題，也即我們所提出的一個核心假設(shè)：隨著新型農(nóng)村社會保障制度的實施，因在一定程度上降低了農(nóng)民對于未來收入、支出等方面的不確定性，因而在助推了農(nóng)民醫(yī)療保健方面消費支出水平提升的同時，也促進(jìn)了農(nóng)民生活消費支出水平的提升。

三、實證檢驗

為進(jìn)一步驗證前面經(jīng)驗性判斷中所提出的核心假設(shè)是否現(xiàn)實中真正成立，我們進(jìn)一步構(gòu)建了相關(guān)的計量經(jīng)濟(jì)模型，并應(yīng)用相關(guān)數(shù)據(jù)，圍繞新型農(nóng)村社會保障制度的實施是否對農(nóng)民生活消費支出水平產(chǎn)生了影響，以及到底產(chǎn)生了什么樣的實質(zhì)性影響這兩個問題展開了實證探索。

（一）核心變量的確定

如前所述，按照邊際消費傾向遞減規(guī)律，現(xiàn)實中，人們的消費支出占收入的比重一般會伴隨收入水平的提高出現(xiàn)逐漸減小的趨勢。這也就是說，在探討農(nóng)民消費支出的影響因素時，必須對農(nóng)民收入和農(nóng)民收入的平方這兩個基本變量加以考慮。

與此同時，一般來說，現(xiàn)實中人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)方面的變化，也會對人們的生活消費行為和方式產(chǎn)生一定的影響，例如，在同等收入水平、家庭人口數(shù)量相同的情況下，擁有老人和兒童數(shù)量較多的家庭，一方面可能會在生活消費方面直接就具有較高的需求和支出水平；一方面也很可能因在醫(yī)療保健方面具有較高的支出水平而對本家庭的生活消費總支出產(chǎn)生一定的“擠壓”效應(yīng)。當(dāng)然，現(xiàn)實中的情況究竟是兩種結(jié)果中的哪一種，尚需后面進(jìn)行具體的實證檢驗。

此外，物價水平也是一個需要充分加以考慮的影響農(nóng)民消費的因素，雖然在很多研究中，學(xué)者們都采用了以之前某一年份為基期的價格指數(shù)來反映當(dāng)年的物價水平，但王宇鵬（2011）的一項研究卻發(fā)現(xiàn)，與通過以固定年份為基期而計算得到的物價水平相比，以相對于上一年的物價指數(shù)所代表的價格水平，對中國居民消費行為和消費支出水平產(chǎn)生的影響更大。這無疑為我們對于如何選擇價格水平這一因素提供了一個新的思路和準(zhǔn)則。

最后，從宏觀層面來看，為實證探索新型農(nóng)村社會保障制度的實施是否對農(nóng)民的生活消費支出產(chǎn)生了影響，采用虛擬變量法是一個較為直觀和合理的做法：通過將新型農(nóng)村社會保障制度中某項具體制度開始實施之前的年份設(shè)定為0，將該項制度開始實施及實施之后的年份設(shè)定為1，就可以對這項具體制度的落實是否對農(nóng)民的生活消費產(chǎn)生影響展開定量盤查。

（二）樣本選取

為避免宏觀層面的其他政策或體制變遷對農(nóng)民生活消費所可能形成的系統(tǒng)性影響。我們首先將研究的時段界定在2001年中國加入世界貿(mào)易組織（WTO）之后。以此為基礎(chǔ)，進(jìn)一步結(jié)合數(shù)據(jù)上的可得性，并以樣本數(shù)量滿足實證分析的要求為導(dǎo)向，我們最終選擇了以中國大陸地區(qū)31個省市2001-2012年的相關(guān)數(shù)據(jù)作為樣本。

（三）模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

以前面所界定的核心變量和選取的樣本為支撐，我們構(gòu)建了如下所述的面板數(shù)據(jù)模型：

Cit=βxit+ai+μit

其中，C代表農(nóng)民的人均消費支出水平，i代表樣本中的31個省市，t代表2001-2012年12個年份，x代表前述的人均收入、人均收入的平方、人口撫養(yǎng)比等可能影響農(nóng)民生活消費支出的系列變量，以及代表新農(nóng)合、新農(nóng)保兩項制度是否實施的兩個虛擬變量。當(dāng)然，除此之外，該模型中的a代表每一個橫截面?zhèn)€體（各省市）不同的常數(shù)項，μ則代表具有正態(tài)分布特征的隨機(jī)誤差項。

在指標(biāo)數(shù)據(jù)的選取方面，雖主要是以現(xiàn)實中數(shù)據(jù)的可得性為主要導(dǎo)向，但同時也全面考慮了指標(biāo)數(shù)據(jù)對所對應(yīng)的解釋變量的反映程度。這其中涉及到的原始數(shù)據(jù)，全部來自2002-2013年的中國統(tǒng)計年鑒、2002-2006年的中國人口統(tǒng)計年鑒，以及2007-2013年的中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒。簡要說明如下：

各省市2001-2012年的農(nóng)民人均生活消費支出，以各省市2001-2012年農(nóng)村居民除醫(yī)療保健消費支出外的人均生活消費支出代表。

各省市2001-2012年的農(nóng)民人均收入和人均收入的平方，以各省市2001-2012年的農(nóng)村居民人均可支配收入（元）和農(nóng)村居民人均可支配收入的平方（元）兩個數(shù)據(jù)代表。

各省市2001-2012年的農(nóng)民家庭人均撫養(yǎng)比，以各省市2001-2012年農(nóng)民家庭平均人口總撫養(yǎng)比（少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比之和）來代表。

各省市2001-2012年的農(nóng)村地區(qū)物價指數(shù)，以各省2001-2012年農(nóng)村（相對于上一年的）居民消費價格指數(shù)代表。

新農(nóng)合和新農(nóng)保，均以虛擬變量來代表。通過查閱相關(guān)統(tǒng)計資料后我們發(fā)現(xiàn)，在中國大陸地區(qū)，除遼寧省自2004年開始實施新農(nóng)合試點外，余下30個省市均是自2003年開始就實施了新農(nóng)合試點工作，因此除遼寧省的虛擬變量是從2004年起開始設(shè)定為1，將2004年之前設(shè)定為0外，其他30個省市均是將虛擬變量從2003年起開始設(shè)定為1，將2003年之前設(shè)定為0。進(jìn)一步地，相關(guān)統(tǒng)計資料還顯示，自2009年開始，新農(nóng)保在大陸地區(qū)的31個省市全部開始試點實施，為此，對于反映新農(nóng)保的虛擬變量，我們是通過將各省市2009年以前的年份設(shè)定為0，將各省市2009年及隨后的各年設(shè)定為1來實現(xiàn)的。樣本數(shù)據(jù)的主要統(tǒng)計性描述見下表1。

（四）控制變量的加入

除前述幾個核心因素外，很多研究表明，現(xiàn)實中影響農(nóng)民消費的因素還有很多，如市場經(jīng)濟(jì)體制改革進(jìn)程、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平、信息化建設(shè)水平、金融體系完善程度等等。因此為較為準(zhǔn)確地定量考察前述核心變量對農(nóng)民生活消費產(chǎn)生的影響，不僅要考慮現(xiàn)實中可能影響農(nóng)民生活消費支出的其他諸多因素，而且還需要將這些因素對農(nóng)民生活消費產(chǎn)生的影響在模型中反映和剔除出來。但是應(yīng)該說，無論是從數(shù)據(jù)可得性上看，還是從因素的確定和選擇上看，倘若我們試圖將這些因素全部找出來并以相應(yīng)的數(shù)據(jù)反映出來，繼而加入到模型之中，那么注定將是非常艱難的，而且也容易引致控制變量選擇的隨意性問題以及內(nèi)生性問題。兩方面的權(quán)衡之下，我們借鑒了欒大鵬和歐陽日輝（2012）的做法，即基于改革開放以來中國市場化改革所具有和表現(xiàn)出的自東向西推進(jìn)的梯度推移特征，按照國家統(tǒng)計局對于東、中、西三大區(qū)域的劃分，在模型中加入I1、I2、I3三個反映市場經(jīng)濟(jì)體制改革進(jìn)程、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平等所存在的地區(qū)性特征的虛擬變量，借此來控制核心變量外的一系列其他因素對我國農(nóng)民生活消費支出產(chǎn)生的影響。比如，對于I1來說，若某一省市屬于東部地區(qū)，那么就將其設(shè)定為1；若某一省市不屬于東部地區(qū)，那么就將其設(shè)定為0。對于代表中部地區(qū)虛擬變量的I2和代表西部地區(qū)虛擬變量的I3，設(shè)定的邏輯同樣如此。

（五）模型形式確定

按照有關(guān)的統(tǒng)計學(xué)原理，對于面板數(shù)據(jù)模型，可依據(jù)誤差項與解釋變量是否有正交關(guān)系，而進(jìn)一步地被劃分為固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。特別是當(dāng)截面?zhèn)€體數(shù)多于年份長度時，對于面板數(shù)據(jù)模型具體形式的確定至觀重要。因為在這種情況下，基于兩種形式對以同樣數(shù)據(jù)為樣本的面板數(shù)據(jù)模型展開回歸，得到的結(jié)果很可能出現(xiàn)非常大的差異。

為確定我們前面所設(shè)定的面板數(shù)據(jù)模型的具體形式，我們應(yīng)用了豪斯曼（Hausman）檢驗法。檢驗結(jié)果拒絕了模型具有隨機(jī)效應(yīng)這一原假設(shè)，也就是說，應(yīng)將我們所設(shè)定的面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)一步確定為固定效應(yīng)模型。

確定了所設(shè)定的面板數(shù)據(jù)模型屬于固定效應(yīng)模型后，就可進(jìn)一步結(jié)合所選取的樣本數(shù)據(jù)，圍繞新型農(nóng)村社會保障制度的實施對農(nóng)民生活消費的影響展開回歸分析。由于文化、資源稟賦條件、區(qū)位和環(huán)境差異等因素的存在，現(xiàn)實中代表各省市的誤差項的方差可能會出現(xiàn)不一致性的情況，這使得如果對模型直接展開回歸，那么很可能會導(dǎo)致實證回歸的結(jié)果與現(xiàn)實中的情形存在偏差。

為避免這一可能情況，我們采用了懷特截面方法。并通過進(jìn)一步地采用廣義最小二乘法，得到了如下表3所示的主要回歸結(jié)果：

其中，調(diào)整后的R2達(dá)到了0.988，說明模型的整體擬合情況非常好。從回歸結(jié)果中各解釋變量的具體系數(shù)及其顯著性上來看，第一，農(nóng)民人均純收入前面的系數(shù)不僅表現(xiàn)為正，而且通過了顯著性檢驗；農(nóng)民人均純收入平方前面的系數(shù)不僅表現(xiàn)為負(fù)，而且也通過了顯著性檢驗，這些都與我們前面作出的基本描述相一致。

第二，農(nóng)民家庭人均撫養(yǎng)比前面的系數(shù)不僅在數(shù)值上表現(xiàn)為負(fù)，而且也通過顯著性檢驗，這證明了我們在前面對于農(nóng)民家庭人口撫養(yǎng)比影響農(nóng)民生活消費所作出的后一種假設(shè)，即隨著農(nóng)民家庭在人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)上的加重，不僅農(nóng)民家庭會在醫(yī)療保健消費方面更多地支出，而且也會相應(yīng)地擠壓繼而減少生活消費方面的支出水平。

第三，農(nóng)村居民消費價格指數(shù)前面的系數(shù)，雖沒有通過顯著性檢驗，卻在數(shù)值上顯著地表現(xiàn)為負(fù)。直觀上來看，這一結(jié)果雖然與我們前面所作出的基本描述并不一致，然而應(yīng)該注意到的是，其仍能夠說明隨著消費價格指數(shù)的提高，通貨膨脹水平的加劇，盡管不一定會降低農(nóng)民的生活消費支出水平，但在消費支出水平保持固定的情況下，價格水平的上升也就直接意味著農(nóng)民對于相關(guān)商品購買數(shù)量的減少。

第四，從地區(qū)來看，代表東部地區(qū)的虛擬變量前面的系數(shù)表現(xiàn)為負(fù)，且通過顯著性檢驗，代表中部地區(qū)和西部地區(qū)的兩個虛擬變量前面的系數(shù)，均未能通過顯著性檢驗。因此總體的回歸結(jié)果說明了，近年來，中部地區(qū)和西部地區(qū)的農(nóng)民群眾，較東部地區(qū)的農(nóng)民群眾相比有著更高的消費需求。

第五，我們所最為關(guān)心的新型農(nóng)村社會保障制度中，代表新農(nóng)合的虛擬變量前面的系數(shù)不僅表現(xiàn)為正，而且通過了顯著性檢驗；與此種情況不同，代表新農(nóng)保的虛擬變量前面的系數(shù)，并沒有通過顯著性檢驗。這說明隨著新農(nóng)合的實施，在促進(jìn)農(nóng)民群眾醫(yī)療保健消費支出水平提升的同時，也因降低了農(nóng)民群眾對于未來的不確定性而促進(jìn)了農(nóng)民生活消費支出水平的提升；而隨著新農(nóng)保的實施，雖然也在一定程度上降低了農(nóng)民群眾對于未來的不確定性，但是由于農(nóng)民在“保費”上產(chǎn)生了較大支出，因而也就未能進(jìn)一步地促進(jìn)農(nóng)民生活消費支出水平的提升。

四、結(jié)論與啟示

綜合經(jīng)驗判斷基礎(chǔ)上所提出的核心假設(shè)，并開展相關(guān)的實證研究，我們發(fā)現(xiàn)，對于新型農(nóng)村社會保障制度，因能夠降低農(nóng)民群眾對于未來收入和支出方面的不確定性，因而總體上會在促進(jìn)農(nóng)民群眾醫(yī)療保健消費支出水平的提升的同時，顯著地促進(jìn)農(nóng)民群眾生活消費支出水平的提升。而在這其中，真正發(fā)揮作用的則是新農(nóng)合制度。對于新農(nóng)保制度，因農(nóng)民參?；蚋冻鲆欢〝?shù)量和規(guī)模的“保費”，因而該項制度的實施雖會降低農(nóng)民群眾對于未來收入和支出的不確定性，但是在支付確定數(shù)量“保費”所產(chǎn)生的“擠壓”效應(yīng)下，并未能夠促進(jìn)農(nóng)民群眾消費支出水平的提升。這一總體研究結(jié)論的政策意義在于：繼續(xù)完善落實新農(nóng)合制度，解決新農(nóng)合制度落實過程中所出現(xiàn)的各種不合理的矛盾和問題，將能夠進(jìn)一步促進(jìn)廣大農(nóng)民群眾生活消費支出水平的提升，繼而進(jìn)一步促進(jìn)國內(nèi)總體消費支出水平的提升。

我們的實證研究還發(fā)現(xiàn)，與東部地區(qū)的農(nóng)民群眾相比，中部地區(qū)和西部地區(qū)的農(nóng)民群眾有著更高的消費需求。為此在今后，以中央提出的繼續(xù)落實西部大開發(fā)戰(zhàn)略、努力形成中部地區(qū)新的增長極等政策方針為契機(jī)，促進(jìn)中西部地區(qū)農(nóng)民群眾收入水平更加快速的提升，則是提高中西部地區(qū)廣大農(nóng)民群眾消費支出水平，乃至提高國內(nèi)整體消費需求水平的又一條重要途徑。

[本文系國家社科基金項目“農(nóng)業(yè)土地經(jīng)營制度創(chuàng)新評估與改革取向研究（13BJY095）階段性成果。]

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[7] 欒大鵬，歐陽日輝.生產(chǎn)要素內(nèi)部投入結(jié)構(gòu)與中國經(jīng)濟(jì)增長[J].世界經(jīng)濟(jì)，2012（6）

[8] 王艷玲.新農(nóng)合與中國農(nóng)民食物消費：經(jīng)驗判斷和實證研究.廣西社會科學(xué)，2014（5）

[9] 丁正智，趙士祥.提高農(nóng)民收入與增值稅政策的協(xié)調(diào).稅收與企業(yè)，2003（11）

（作者簡介：程聞碩，中國社會科學(xué)院研究生院政府政策系博士研究生 北京 102488）

（責(zé)編：賈偉）