農(nóng)村社會保障支出對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響研究*

楊芷晴 袁玉潔

(武漢大學(xué)質(zhì)量發(fā)展戰(zhàn)略研究院/政治與公共管理學(xué)院，湖北 武漢，430072;中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)財(cái)政稅務(wù)學(xué)院，湖北 武漢，430073)

一、研究背景

自2008年金融危機(jī)以來，歐美等主要發(fā)達(dá)國家經(jīng)濟(jì)下滑導(dǎo)致我國出口訂單減少，國際需求緊縮;國內(nèi)市場隨著改革開放所帶來的制度紅利、勞動力紅利、資源紅利的逐漸消失，經(jīng)濟(jì)增速放緩。據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2015年上半年，東北地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)增加值同比下降2.2%，降幅比一季度擴(kuò)大0.6個(gè)百分點(diǎn)，規(guī)模以上企業(yè)就業(yè)人員下降9%。為彌補(bǔ)傳統(tǒng)的拉動經(jīng)濟(jì)增長的出口、投資的貢獻(xiàn)不足，近年來，我國政府啟動了一系列刺激居民消費(fèi)的政策措施，包括連續(xù)降低存款利率、開通存款利息稅、放寬消費(fèi)貸款限制等等。然而，農(nóng)村消費(fèi)市場卻依然沒有真正打開。數(shù)據(jù)顯示，截至2013年，我國農(nóng)村人口約為6.3億，占全國人口總數(shù)的46.27%，但農(nóng)村居民的人均生活消費(fèi)支出卻遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后城鎮(zhèn)居民。1990年我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)支出比為2.19∶1，截至2014年，該比例非降反升，上升至2.92∶1。2000－2013年間，無論是城鎮(zhèn)居民人均可支配收入還是農(nóng)村居民人均純收入，都呈逐年增長的趨勢，但不同的是，城鎮(zhèn)居民平均消費(fèi)傾向和農(nóng)村居民平均消費(fèi)傾向的走勢卻有很大不同(見圖1)。隨著居民收入的逐年增加，城鎮(zhèn)居民平均消費(fèi)傾向基本上呈下降趨勢，而農(nóng)村居民平均消費(fèi)傾向卻呈現(xiàn)出先上升后下降的態(tài)勢，這與傳統(tǒng)的凱恩斯消費(fèi)理論不符。①數(shù)據(jù)來源于中國經(jīng)濟(jì)與社會發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。

圖1 2000－2013年我國城鄉(xiāng)居民的人均收入與平均消費(fèi)傾向

這可能說明，我國農(nóng)村居民消費(fèi)水平的高低除了受到收入因素的影響以外，還受到其他因素的影響，這使得我國農(nóng)村居民的收入沒有轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)支出。本文認(rèn)為，農(nóng)村居民消費(fèi)水平很大程度上是由于農(nóng)民社會保障制度不健全，農(nóng)村家庭需要為未來可能的收入沖擊做更多的預(yù)防性儲蓄。根據(jù)行為經(jīng)濟(jì)學(xué)中的心理會計(jì)理論，在農(nóng)村社會保障制度尚不健全的制度背景下，傳統(tǒng)的土地養(yǎng)老的功能正在逐漸喪失，醫(yī)療、教育成本的不斷攀升，加上我國傳統(tǒng)的遺贈動機(jī)，農(nóng)村居民不得不為未來消費(fèi)進(jìn)行當(dāng)期的儲蓄，將財(cái)富放在不同的“心理賬戶”，由此，束縛了農(nóng)民當(dāng)期消費(fèi)的積極性。

二、文獻(xiàn)回顧

國內(nèi)外對于社會保障對居民消費(fèi)的影響都做了相關(guān)的研究。國外學(xué)者大多以居民儲蓄為變量，采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)或者面板數(shù)據(jù)對居民整體進(jìn)行實(shí)證分析，主要研究的是以養(yǎng)老保險(xiǎn)對居民消費(fèi)和儲蓄的影響。國內(nèi)學(xué)者基于我國城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的社會保障制度以及社會保障包含的具體內(nèi)容，主要研究的是某一項(xiàng)社會保障支出或者社會保障支出總體對城鄉(xiāng)居民以及居民整體的消費(fèi)水平的影響。從研究結(jié)論來看，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要形成了以下三種觀點(diǎn)。

第一種觀點(diǎn)認(rèn)為社會保障能夠促進(jìn)消費(fèi)。Martin Feldstein(1974)提出社會保障具有資產(chǎn)替代和引致退休雙重效應(yīng)，通過對美國1927－1971年(不包括1941－1946)時(shí)間序列數(shù)據(jù)的實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)替代效應(yīng)明顯大于引致退休效應(yīng)，參加養(yǎng)老保險(xiǎn)的居民儲蓄比沒有參加養(yǎng)老保險(xiǎn)的居民儲蓄降低了一半養(yǎng)老保險(xiǎn)明顯促進(jìn)了居民的消費(fèi)。H.Yigit Aydede(2007)首次嘗試研究發(fā)展中國家社會保障對居民整體消費(fèi)水平的影響，以土耳其為例，其采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，得出社會保障具有顯著的資產(chǎn)替代效應(yīng)，即財(cái)富越高，居民的儲蓄動機(jī)就越低，消費(fèi)水平就越高。陳樹文(2002)從理論方面分析了社會保障對需求的拉動作用，認(rèn)為由于社會保障制度體系不夠健全，恩格爾系數(shù)較高的居民對未來消費(fèi)行為的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期越強(qiáng)，這種心理預(yù)期的強(qiáng)化使相當(dāng)一部分增加的收入轉(zhuǎn)化為家庭保障金，減少了現(xiàn)期的消費(fèi)。冉凈斐(2004)采用2000－2001年全國農(nóng)村住戶調(diào)查截面數(shù)據(jù)建立了農(nóng)村居民消費(fèi)函數(shù)，考察加入社會保障因素后農(nóng)村居民消費(fèi)的變化，發(fā)現(xiàn)當(dāng)農(nóng)戶參與社會保障后，農(nóng)戶會因預(yù)期風(fēng)險(xiǎn)降低而較少儲蓄，增加即期的消費(fèi)，因此他提出建立能夠替代農(nóng)民的土地保障的社會保障制度，以促進(jìn)農(nóng)村消費(fèi)需求的增長。張繼海(2006)選取遼寧省2002年和2003年城鎮(zhèn)3250戶和3600戶居民的調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行截面數(shù)據(jù)分析，實(shí)證結(jié)果表明是否擁有社會保障會顯著影響對城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出，其影響程度大于家庭負(fù)擔(dān)系數(shù)。楊河清、陳汪茫(2010)運(yùn)用2000－2007年間我國各地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析社會保障支出對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響，結(jié)果表明社會保障方面的投入對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平有較大的乘數(shù)效應(yīng)。

第二種觀點(diǎn)認(rèn)為社會保障會抑制消費(fèi)。Cagan(1965)在美國通過對隨機(jī)抽取的參加養(yǎng)老保險(xiǎn)的15000名勞動者的調(diào)查，發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險(xiǎn)能夠喚起工作期間勞動者對退休的需要和期望，進(jìn)而會增加參與勞動者的儲蓄、減少了其消費(fèi)。Kotlikoff(1979)以生命周期理論為基本框架，發(fā)現(xiàn)社會保障的資產(chǎn)替代效應(yīng)要遠(yuǎn)大于引致退休效應(yīng)，因而得出社會保障明顯增加私人的儲蓄、降低私人消費(fèi)的結(jié)論。袁志剛(2005)的研究表明不同收入階層的資產(chǎn)邊際替代效應(yīng)不同，兩者呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。由于高收入階層的資產(chǎn)邊際替代效應(yīng)小，為了保障退休后更好地生活會增加儲蓄;而低收入階層的資產(chǎn)邊際替代效應(yīng)較大，當(dāng)其預(yù)期未來生活有所保障時(shí)不會增加非養(yǎng)老保險(xiǎn)的儲蓄。從總體上看，由于低收入階層占多數(shù)，因此養(yǎng)老保險(xiǎn)會擠出消費(fèi)。楊天宇、王小婷(2007)從理論分析和經(jīng)驗(yàn)分析兩方面論證了我國社會保障支出對居民消費(fèi)有一定的擠出效應(yīng)，一方面是因?yàn)樯鐣Ｕ现贫冉档土宋覈用竦馁Y產(chǎn)替代效應(yīng)，同時(shí)退休效應(yīng)依然存在并且顯著;另一方面是因?yàn)槲覈壳艾F(xiàn)行的社會保障制度依舊是“等級性”的，各個(gè)階層享受的社會保障有一定的差距，這導(dǎo)致了社會保障刺激某些階層消費(fèi)的作用被其他階層所“稀釋”。白重恩、吳斌珍、金燁(2012)利用2002－2009年9省市城鎮(zhèn)住戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證研究在信貸約束和不確定性影響下職工當(dāng)期養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)對家庭消費(fèi)及儲蓄的影響，發(fā)現(xiàn)在2006年之前，盡管增加養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率本身有助于刺激消費(fèi)，但在給定繳費(fèi)前的收入水平以及養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋狀態(tài)時(shí)，提高養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)率會顯著抑制繳費(fèi)家庭的消費(fèi)。

第三種觀點(diǎn)認(rèn)為社會保障對居民消費(fèi)的影響尚不確定。Barrow(1978)認(rèn)為生命周期模型不存在代際轉(zhuǎn)移的假設(shè)條件不符合現(xiàn)實(shí)，構(gòu)建了基于私人代際轉(zhuǎn)移支付理論的無限期界模型，認(rèn)為個(gè)人代際轉(zhuǎn)移支付會減少社會保障的擠出效應(yīng)，而且遺贈動機(jī)可能會完全抵消養(yǎng)老保險(xiǎn)對個(gè)人儲蓄的擠出效應(yīng)，從而對消費(fèi)不產(chǎn)生影響。Melvin(2005)也認(rèn)為標(biāo)準(zhǔn)的生命周期理論和持久收入理論在實(shí)際中并不完全適用，其實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)倘若將提高社會保障水平的宣布時(shí)間提前3個(gè)月，個(gè)體的消費(fèi)支出水平并不會因社會保障待遇的提高而有所變化。何樟勇(2004)在研究不同養(yǎng)老保險(xiǎn)籌資模式對經(jīng)濟(jì)的影響時(shí)發(fā)現(xiàn)，在現(xiàn)收現(xiàn)付制下勞動者的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期會被弱化，居民會減少養(yǎng)老儲蓄從而增加消費(fèi)支出;在完全基金制或部分基金制下，個(gè)人不得不為未來的養(yǎng)老做打算，從而會將部分收入作為預(yù)防性儲蓄。孫志勇(2007)通過梳理國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于養(yǎng)老保險(xiǎn)對居民消費(fèi)的研究，認(rèn)為綜合影響居民消費(fèi)和儲蓄的各方面因素，養(yǎng)老保險(xiǎn)對居民消費(fèi)的影響可能并不明顯。郭媛媛、劉靈芝(2013)運(yùn)用2011年湖北省農(nóng)村居民調(diào)查數(shù)據(jù)，構(gòu)建虛擬變量多元回歸模型，考察新農(nóng)保對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響，發(fā)現(xiàn)由于受到諸多因素的影響，從短期來看新農(nóng)保的實(shí)施尚未促進(jìn)居民消費(fèi)。

三、農(nóng)村社會保障支出影響居民消費(fèi)水平的實(shí)證分析

(一)模型構(gòu)建

社會保障對消費(fèi)的影響通常要納入經(jīng)典消費(fèi)函數(shù)中來加以研究，本文我們以Modigliani(1954)的生命周期模型作為消費(fèi)函數(shù)的基本表達(dá)形式，并在此基礎(chǔ)上引入農(nóng)村社會保障支出，構(gòu)建了存在社會保障情況下的農(nóng)村居民消費(fèi)函數(shù)，見公式(1)。

其中，C onst代表居民第t期的消費(fèi)水平;Inct代表居民第t期的收入水平;Welt－1代表居民第t－1期的財(cái)富存量;Et代表第t期的社會保障支出;α0、α1、α2、α3表示常數(shù)。

(二)變量選取及數(shù)據(jù)來源

本文分別選取農(nóng)村居民人均消費(fèi)水平和農(nóng)村居民人均純收入作為農(nóng)村居民消費(fèi)水平、農(nóng)村居民收入水平的變量?？紤]到我國農(nóng)村金融市場單一、發(fā)展滯后，個(gè)人儲蓄占據(jù)農(nóng)村居民財(cái)富的絕大部分，我們選取上一年農(nóng)村居民人均儲蓄余額作為農(nóng)村居民上一期財(cái)富存量余額的代理變量。而對于農(nóng)村社會保障支出，由于我國官方統(tǒng)計(jì)年鑒中并沒有單獨(dú)列出，加上社會保障支出項(xiàng)目眾多，許多支出項(xiàng)目也很難在城鄉(xiāng)之間進(jìn)行明確區(qū)分，因此本文參照尹華北(2011)等的做法，以農(nóng)村居民人均轉(zhuǎn)移性收入作為農(nóng)村社會保障支出的代理變量。以上數(shù)據(jù)均源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒(1983－2013年)》。

(三)實(shí)證分析

為了消除時(shí)間序列可能存在的異方差現(xiàn)象，對以上模型中各變量進(jìn)行對數(shù)化處理，該處理不改變原序列的協(xié)整關(guān)系，從而得到以下回歸方程:

經(jīng)過血常規(guī)及兩對半檢驗(yàn)分析,所有的乙肝病毒性肝炎患者當(dāng)中,大三陽患者26例,占所有患者的26.67%,小三陽患者25例,占所有患者的20.83%,其它類型的乙肝病毒性肝炎69例,占所有患者的57.5%,且p<0.05,具體的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。

1.變量的單位根檢驗(yàn)

由于宏觀經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間序列數(shù)據(jù)在多數(shù)情況下是非平穩(wěn)的，因此為了避免產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象，我們首先對其時(shí)間序列數(shù)據(jù)及其差分序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，在這里我們采用單位根檢驗(yàn)(ADF)。

通過對原始變量LnConst、LnInct、LnWelt－1和LnEt分別進(jìn)行水平值檢驗(yàn)和一階差分檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)以上變量的水平序列在1%、5%或10%的顯著水平下都是非平穩(wěn)的，其一階差分除了DLnWel是平穩(wěn)的，其他一階差分檢驗(yàn)都是非平穩(wěn)的。接著對其進(jìn)行二階差分檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)在1%、5%和10%的顯著性水平下均拒絕原假設(shè)，表明是平穩(wěn)變量，結(jié)果見表1?？梢?，LnConst、LnInct、LnWelt－1和LnEt均為二階單整序列，我們可以對這四個(gè)變量之間的長期關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

表1 序列的二階差分一次檢驗(yàn)結(jié)果

2.協(xié)整檢驗(yàn)

通過進(jìn)一步檢驗(yàn)，我們發(fā)現(xiàn)無論是協(xié)整檢驗(yàn)的特征根跡檢驗(yàn)還是最大特征值檢驗(yàn)，原假設(shè)None(沒有協(xié)整向量)下檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值均大于5%顯著性水平下的臨界值，拒絕無協(xié)整關(guān)系的假設(shè)，即LnConst和LnInct、LnWelt－1、LnEt之間存在協(xié)整關(guān)系。原假設(shè)At most1(最多1個(gè)協(xié)整向量)下檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值均小于5%顯著性水平下的臨界值，不能拒絕最多存在一個(gè)協(xié)整變量的原假設(shè);同理，“最多2個(gè)協(xié)整向量”和“最多3個(gè)協(xié)整向量”的原假設(shè)也均被拒絕。所以，變量LnConst和LnInct、LnWelt－1、LnEt之間存在長期的均衡關(guān)系，且得到以下的協(xié)整方程:

根據(jù)協(xié)整方程(3)，我們可以判斷:長期內(nèi)農(nóng)村居民人均社會保障支出Et對農(nóng)村消費(fèi)水平的提高具有負(fù)影響。但由于農(nóng)村社會保障支出的系數(shù)(0.047727)較小，說明農(nóng)村社會保障支出并沒有對農(nóng)村消費(fèi)水平的提高起到正向的推動作用，對國民經(jīng)濟(jì)的增長也沒有產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用。相比之下，農(nóng)村居民人均純收入(系數(shù)為0.10053)和人均儲蓄余額(0.04294)對消費(fèi)具有明顯的促進(jìn)作用。

3.變量誤差修正模型

向量誤差修正模型(Vector Error Correction Model)由Engle和Granger(1987)年提出來，其基本思想是:若變量間存在協(xié)整關(guān)系，則這些變量之間存在長期均衡關(guān)系，而這種長期均衡關(guān)系是在短期波動過程的不斷調(diào)整下得以實(shí)現(xiàn)的。建立在協(xié)整理論基礎(chǔ)上的向量誤差修正模型，不僅可以反映變量短期內(nèi)偏離長期均衡修正的機(jī)制，還可以反映不同經(jīng)濟(jì)變量之間的長期均衡關(guān)系具有高度的穩(wěn)定型和可靠性。

對上述已存在協(xié)整關(guān)系的變量用向量誤差修正模型進(jìn)行回歸(見表2)，得到以下誤差修正模型:

除了個(gè)別系數(shù)存在t值不顯著的現(xiàn)象外，其他變量均能通過方程顯著性的F檢驗(yàn)和變量顯著性的t檢驗(yàn)。誤差修正項(xiàng)的回歸系數(shù)反映了變量之間的均衡關(guān)系偏離長期均衡狀態(tài)時(shí)的調(diào)節(jié)力度，系數(shù)越大表明調(diào)節(jié)力度越大，或者說自我修正能力越強(qiáng)。方程(4)中的該系數(shù)等于－0.343739，表明變量之間的協(xié)整關(guān)系對當(dāng)期消費(fèi)支出增長速度具有反方向影響，其效應(yīng)為－0.343739。這表明長期存在的協(xié)整關(guān)系抑制了當(dāng)前消費(fèi)支出的增長，有必要采取相應(yīng)的措施完善當(dāng)前的農(nóng)村社會保障制度，從而為農(nóng)村消費(fèi)水平的提升營造一個(gè)良好的制度環(huán)境。最后，從D(LnEt(－1))的系數(shù)可知，從短期來看，農(nóng)村社會保障支出的增加并沒有顯著的增加農(nóng)村居民的消費(fèi)支出。

四、結(jié)論及政策建議

通過對1978－2012年間我國農(nóng)村社會保障支出對農(nóng)村居民消費(fèi)支出影響的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，不論是從長期還是從短期來看，我國農(nóng)村社會保障支出對于農(nóng)村居民的低消費(fèi)水平并沒有起到較好的促進(jìn)作用，為此，有必要對我國當(dāng)下的農(nóng)村社會保障制度予以完善。

表2 向量誤差修正模型(VECM)回歸結(jié)果

(一)加大財(cái)政投入力度，有針對性地提高農(nóng)村社會保障水平

2012年底，以新農(nóng)保和新農(nóng)合為主的農(nóng)村社會保障制度在我國基本上已經(jīng)實(shí)現(xiàn)了全覆蓋，但社會保障對農(nóng)村消費(fèi)水平的拉動效應(yīng)并不明顯，原因可能是目前的保障水平仍然比較低，農(nóng)村居民仍有“后顧之憂”，消費(fèi)依然謹(jǐn)慎。就新農(nóng)合而言，一方面其以大病統(tǒng)籌為主，但報(bào)銷手續(xù)繁瑣、報(bào)銷比例偏低、報(bào)銷項(xiàng)目不合理，降低農(nóng)村居民家庭醫(yī)療費(fèi)用的空間有限，使得農(nóng)戶傾向于預(yù)防性儲蓄;另一方面，小病支出由農(nóng)村居民個(gè)人負(fù)擔(dān)，而多數(shù)農(nóng)民對小病不在意，參加合作醫(yī)療的積極性也不高。就新農(nóng)保而言，一方面，基礎(chǔ)養(yǎng)老金支付僅僅停留在低水平、保基本的層面上;另一方面，個(gè)人賬戶部分個(gè)人繳費(fèi)的邊際回報(bào)率比較低，導(dǎo)致整體參保率較低，繳費(fèi)水平不高，個(gè)人賬戶應(yīng)對養(yǎng)老的作用有限。因此，政府應(yīng)加強(qiáng)對農(nóng)村社會保障支出的投入力度。其一，新農(nóng)合要由“大病統(tǒng)籌小病兼顧”逐步轉(zhuǎn)向“大病管、小病也要管”，如建立專門面向農(nóng)村地區(qū)的重大疾病救助基金、嘗試普通門診統(tǒng)籌制度、適當(dāng)提高住院報(bào)銷比例等;其二，新農(nóng)保制度設(shè)計(jì)要重視個(gè)人繳費(fèi)的邊際收益率，通過增加基礎(chǔ)養(yǎng)老金補(bǔ)貼水平和提高個(gè)人賬戶基金收益率等手段，逐步提高養(yǎng)老金待遇，使農(nóng)村居民形成未來穩(wěn)定的收入預(yù)期，降低養(yǎng)老預(yù)防儲蓄。

(二)構(gòu)建城鄉(xiāng)社會保障制度的銜接機(jī)制，實(shí)現(xiàn)社會保障城鄉(xiāng)統(tǒng)籌

我國一直實(shí)行的是城鄉(xiāng)有別的社會保障制度，具有明顯的等級性。我國農(nóng)村社會保障制度起步較城市晚，而且相比已經(jīng)建立了包括養(yǎng)老、醫(yī)療、失業(yè)、工傷、生育在內(nèi)的社會保險(xiǎn)制度、城市最低生活保障制度、城市社會福利制度、城市優(yōu)撫安置制度、城市災(zāi)難救助制度和城市社會互助制度等項(xiàng)目齊全的城市社會保障制度而言，我國農(nóng)村社會保障制度的項(xiàng)目很少。就社會保險(xiǎn)而言，僅有從2003年開始試點(diǎn)實(shí)施的新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度和2009年開始試點(diǎn)的新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，其他的社會保險(xiǎn)項(xiàng)目則尚未建立。就社會救助而言，除“五保戶”供養(yǎng)制度較為穩(wěn)定且一直延續(xù)至今，自然災(zāi)害生活救助制度不夠穩(wěn)定和連貫，農(nóng)村最低生活保障制度也才始于2007年。就社會福利而言，農(nóng)村更是處于空白狀態(tài)。正是由于社會保障制度的等級性，導(dǎo)致社會保障支出對農(nóng)村居民消費(fèi)的刺激作用被稀釋，因此建立城鄉(xiāng)統(tǒng)籌的社會保障制度迫在眉睫，而構(gòu)建城鄉(xiāng)社會保障制度的銜接機(jī)制則是實(shí)現(xiàn)社會保障城鄉(xiāng)統(tǒng)籌的基礎(chǔ)和前提?？紤]到目前已經(jīng)實(shí)現(xiàn)的城鄉(xiāng)統(tǒng)一的城鄉(xiāng)居民最低生活保障制度，我們可以借鑒相關(guān)經(jīng)驗(yàn)，探索實(shí)行新型農(nóng)村失業(yè)保險(xiǎn)、工傷保險(xiǎn)、生育保險(xiǎn)以及福利制度等，實(shí)現(xiàn)與城市社會保障制度的銜接。另外，在統(tǒng)籌城鄉(xiāng)社會保障制度的過程中，尤其要妥善處理長期處于邊緣地帶的城鄉(xiāng)“兩棲人”——農(nóng)民工和失地農(nóng)民的社會保障問題，不應(yīng)該再將其固化為一個(gè)特殊的社會群體，而應(yīng)該將其逐步納入城鄉(xiāng)社會保障制度當(dāng)中。

(三)實(shí)現(xiàn)農(nóng)村土地資本化，創(chuàng)新農(nóng)村土地保障

在農(nóng)村，土地是農(nóng)民主要的社會保障方式，農(nóng)民依托土地獲得基本生活保障，是農(nóng)民生活和養(yǎng)老的可靠手段，因此盡管進(jìn)城務(wù)農(nóng)民工人數(shù)逐年增加，非農(nóng)業(yè)收入是其主要的收入來源，但土地保障的功能并沒有因此而弱化或者喪失。在土地不能自由流轉(zhuǎn)的條件下，由于收益較低，農(nóng)民從土地保障中獲取的收益很少，消費(fèi)支出自然也會受到限制。因此，為了刺激農(nóng)村消費(fèi)，我們要實(shí)行農(nóng)村土地資本化，創(chuàng)新農(nóng)村土地保障制度。通過土地租賃、土地信托、土地使用權(quán)買賣、土地股份合作制、土地使用權(quán)的證券化等土地資本化形式，促進(jìn)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)，實(shí)行適度的規(guī)模經(jīng)營和集約經(jīng)營，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。這樣可以增加農(nóng)民土地經(jīng)營性收入，在收入穩(wěn)定的前提下減少對未來的擔(dān)憂，從而大膽消費(fèi)和放心消費(fèi)。

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