“新農(nóng)?！笔着圏c(diǎn)地區(qū)農(nóng)民耐用品消費(fèi)促進(jìn)效應(yīng)研究
——基于CGSS2010數(shù)據(jù)的分位數(shù)回歸與分解*

李樹良

(重慶工商大學(xué) 商務(wù)策劃學(xué)院,重慶 400067)

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“新農(nóng)保”首批試點(diǎn)地區(qū)農(nóng)民耐用品消費(fèi)促進(jìn)效應(yīng)研究
——基于CGSS2010數(shù)據(jù)的分位數(shù)回歸與分解*

李樹良

(重慶工商大學(xué) 商務(wù)策劃學(xué)院,重慶 400067)

基于2010年中國綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)“新農(nóng)保”對消費(fèi)觀念的影響以及二者對農(nóng)民耐用品消費(fèi)的影響，根據(jù)是否參加“新農(nóng)保”將農(nóng)民分成兩組，采用分位數(shù)回歸與分解法比較兩組農(nóng)民耐用品消費(fèi)并探討消費(fèi)觀念對農(nóng)民耐用品消費(fèi)影響差異的原因。研究發(fā)現(xiàn)，“新農(nóng)?！笔罐r(nóng)民對未來預(yù)期更加樂觀，從而增加了耐用品消費(fèi)。新農(nóng)保、消費(fèi)觀念正向影響農(nóng)民耐用品消費(fèi)；參加“新農(nóng)保”的農(nóng)民耐用品消費(fèi)高于沒有參加的農(nóng)民，在耐用品消費(fèi)分位數(shù)分布的高端，兩組農(nóng)民差距更加明顯，而消費(fèi)傾向率是差距拉大的重要原因。

新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)；消費(fèi)觀念；耐用品消費(fèi)；分位數(shù)回歸

引言

受國際市場需求低迷和國內(nèi)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響，我國對外出口增速放緩，對內(nèi)投資增速降低，擴(kuò)大內(nèi)需成為新常態(tài)下發(fā)展經(jīng)濟(jì)的重要抓手，而目前消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)度較低，尤其是農(nóng)民(農(nóng)村)消費(fèi)。如何激發(fā)農(nóng)民消費(fèi)潛力，優(yōu)化農(nóng)民消費(fèi)結(jié)構(gòu)，提高農(nóng)民耐用品消費(fèi)成為當(dāng)前我們亟需回答的現(xiàn)實(shí)問題。新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度(以下簡稱“新農(nóng)?！?自2009年試點(diǎn)以來，體系不斷完善、財(cái)政投入不斷增加，相比較于新農(nóng)保試點(diǎn)以前減輕了參保農(nóng)民在未來若干年后的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)，使得社會(huì)財(cái)富向邊際消費(fèi)傾向高的低收入群體轉(zhuǎn)移(方匡南等,2013)[1]。“新農(nóng)?！庇绕涮岣吡宿r(nóng)村60歲以上參保老人的經(jīng)濟(jì)獨(dú)立性，同“五保供養(yǎng)制度”“社區(qū)養(yǎng)老”(袁小良，2016)[2]等制度共同發(fā)揮基本養(yǎng)老保障作用(肖云等，2016)[3]，使得參保老人對消費(fèi)的需求有所增加(程令國等,2013)[4]。新農(nóng)保的實(shí)施不僅肩負(fù)著實(shí)現(xiàn)“老有所養(yǎng)”的政策目標(biāo)，同時(shí)還承擔(dān)著帶動(dòng)農(nóng)村消費(fèi)與擴(kuò)大內(nèi)需的戰(zhàn)略任務(wù)(沈毅等,2013)[5]，尤其是擴(kuò)大農(nóng)民對耐用品的消費(fèi)。具體來看，新農(nóng)保首批試點(diǎn)地區(qū)參保農(nóng)民與非參保農(nóng)民的消費(fèi)情況是否存在差異，尤其是耐用品消費(fèi)？如果有差異，是什么原因?qū)е铝瞬町悾坑纱?，本文的分析樣本采用CGSS2010中的有關(guān)農(nóng)戶的新農(nóng)保和消費(fèi)觀念等微觀數(shù)據(jù)，回答以下兩個(gè)問題，其一，首批試點(diǎn)地區(qū)新農(nóng)保制度的實(shí)施是否有助于提升農(nóng)民耐用品消費(fèi)，同時(shí)考慮非制度因素消費(fèi)觀念的中介作用；其二，參保農(nóng)民與非參保農(nóng)民耐用品消費(fèi)差異產(chǎn)生的原因。

結(jié)合新農(nóng)保實(shí)施的具體情況，國內(nèi)學(xué)者研究其對農(nóng)民消費(fèi)的影響頗多。沈毅等(2013)和張川川等(2014)利用2011年社會(huì)保障支出的截面數(shù)據(jù)和中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)基金支出平均每增加l億元，當(dāng)年可以拉動(dòng)農(nóng)村居民生活消費(fèi)支出18億元左右[5][6]。賀立龍等(2015)進(jìn)一步研究得出，家庭特征影響“新農(nóng)保”對消費(fèi)的作用，“新農(nóng)?！睂ζ骄挲g60周歲以上家庭的影響更大[7]。吳春霞等(2013)[7]和周亞軍(2015)[9]認(rèn)為，農(nóng)民的收入水平、消費(fèi)觀念與攀比心理、耐用品消費(fèi)環(huán)境以及耐用品銷售企業(yè)的營銷手段等都是影響農(nóng)村居民耐用品消費(fèi)的因素。國內(nèi)學(xué)者李樹良(2016a)[10]蔡偉賢等(2015)[11]認(rèn)為“新農(nóng)合”能有效提高農(nóng)村家庭耐用品消費(fèi)檔次和水平，新農(nóng)合對農(nóng)民耐用品消費(fèi)的影響具有明顯的層次性。但是也有學(xué)者持謹(jǐn)慎態(tài)度，著名學(xué)者白重恩(2011；2012)發(fā)現(xiàn)中國養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)對于消費(fèi)具有擠出效應(yīng)[12][13]，李慧(2014)和于建華(2014)運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程和Panel Data線性模型研究發(fā)現(xiàn)“新農(nóng)保”對消費(fèi)有正負(fù)兩個(gè)方面的影響，短期來看“新農(nóng)?！睂τ谵r(nóng)民消費(fèi)確實(shí)存在擠出效應(yīng)，但長期來看，新農(nóng)保體系的建設(shè)和完善對增加農(nóng)民消費(fèi)會(huì)產(chǎn)生持續(xù)重要的影響[14][15]。

從現(xiàn)有的研究來看，鮮有學(xué)者利用全國性的權(quán)威數(shù)據(jù)檢驗(yàn)新農(nóng)保制度對于農(nóng)民消費(fèi)的影響；而探討新農(nóng)保在首批試點(diǎn)區(qū)域?qū)τ谵r(nóng)民耐用品消費(fèi)影響的文獻(xiàn)屈指可數(shù)。所以，筆者基于CGSS2010的數(shù)據(jù)，在新農(nóng)保首批試點(diǎn)地區(qū)選擇848個(gè)農(nóng)戶微觀數(shù)據(jù)為研究樣本，按是否參加新農(nóng)保把農(nóng)民分成兩組，采用分位數(shù)回歸研究兩組農(nóng)民耐用品消費(fèi)的差異，利用分位數(shù)分解研究不同耐用品消費(fèi)水平下兩組農(nóng)民消費(fèi)差異的影響因素。

一、理論基礎(chǔ)與作用機(jī)理、研究假設(shè)、模型構(gòu)建

(一)理論基礎(chǔ)與作用機(jī)理

1.理論基礎(chǔ)

縱觀消費(fèi)理論的發(fā)展，不難發(fā)現(xiàn)居民消費(fèi)理論經(jīng)歷了絕對收入和相對收入假說的確定條件下的消費(fèi)理論、持久收入和生命周期假說的不確定條件下的消費(fèi)理論和基于心理特征的行為消費(fèi)理論三個(gè)階段。前兩個(gè)階段的消費(fèi)理論為主流消費(fèi)理論，有兩個(gè)假設(shè)條件：第一，消費(fèi)者完全理性，并能夠根據(jù)掌握的信息和對未來的預(yù)測做出理性決策。第二，貼現(xiàn)率為常數(shù)，它代表消費(fèi)者對當(dāng)前消費(fèi)的貼現(xiàn)與下一期消費(fèi)的貼現(xiàn)相同，不會(huì)因?yàn)榭缙谙M(fèi)而產(chǎn)生差異。事實(shí)上，由于消費(fèi)者的非完全理性和控制力不足，他們即使知道一生效用最大化的各期正確消費(fèi)決策，執(zhí)行是很困難的。由此導(dǎo)致了現(xiàn)實(shí)居民消費(fèi)與主流消費(fèi)理論產(chǎn)生重大偏離，甚至背離?；谝陨峡紤]，消費(fèi)理論研究者開始關(guān)注個(gè)人心理及個(gè)人社會(huì)特征對消費(fèi)的影響，由此產(chǎn)生了行為消費(fèi)理論。行為消費(fèi)理論更多關(guān)注了消費(fèi)者的個(gè)人心理和社會(huì)特征，同時(shí)對完全理性的決策能力、時(shí)間等前提假設(shè)條件予以放松，明確提出了消費(fèi)者是非完全理性的，而且消費(fèi)者對時(shí)間的偏好也不具有一致性(方福前、俞劍，2014)[15]。本文研究農(nóng)民耐用品消費(fèi)是基于行為消費(fèi)理論的框架，對于農(nóng)民購買耐用品的相關(guān)假設(shè)詳見研究假設(shè)部分。

2.作用機(jī)理

理論上，影響農(nóng)民耐用品消費(fèi)的因素有很多，除了家庭收入、經(jīng)濟(jì)狀況以外，社會(huì)因素、個(gè)人因素、環(huán)境因素同樣對農(nóng)民耐用品消費(fèi)有著重要影響。由于耐用品使用周期較長，農(nóng)民對其購買表現(xiàn)為非連續(xù)性和一定的隨機(jī)性，即農(nóng)民購買耐用品不一定是理性行為，同時(shí)受社會(huì)制度、從眾的觀念、攀比的心理等因素影響(李樹良，2016b)[17]?！靶罗r(nóng)保”的實(shí)施不但在一定程度上代替參保人實(shí)現(xiàn)了跨期消費(fèi)規(guī)劃所要進(jìn)行的儲(chǔ)蓄，使得農(nóng)民傾向于減少預(yù)防性儲(chǔ)蓄而增加消費(fèi)(姜百臣，2010)[18]；而且與政府、事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)和城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)相比，“新農(nóng)?！蹦軌騽?chuàng)造家庭福利代際“帕累托”改進(jìn)的機(jī)會(huì), 為子女愿意與父母同住的兩代人提供實(shí)現(xiàn)資源配置帕累托改進(jìn)，達(dá)到優(yōu)化配置資源的目的[19]。因此，新農(nóng)保的實(shí)施必然會(huì)對參保農(nóng)民的預(yù)期收入、預(yù)防性儲(chǔ)蓄以及對未來風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期產(chǎn)生諸多的影響，使農(nóng)民對未來預(yù)期更加樂觀，預(yù)期收入有所增加?！靶罗r(nóng)保”對于年輕人來說，相當(dāng)于儲(chǔ)蓄式的個(gè)人賬戶和政府補(bǔ)助的結(jié)合，增加了其未來預(yù)期收入，從而使其有信心、有能力進(jìn)行即期消費(fèi)，甚至跨期或超前進(jìn)行耐用品消費(fèi)；對于參加新農(nóng)保的老年人而言，60歲以后每月可以領(lǐng)到政府補(bǔ)助和自交費(fèi)用的返還部分是明確的，相當(dāng)于一種額外的收入，農(nóng)民對待這種額外收入具有較高的邊際消費(fèi)傾向，每月領(lǐng)取的社保金為農(nóng)民耐用品消費(fèi)提供了一定的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，所以“新農(nóng)保”對農(nóng)民耐用品消費(fèi)具有較強(qiáng)的促進(jìn)作用。

(二)研究假設(shè)

基于以上理論闡述和“新農(nóng)?！睂⒈＾r(nóng)民預(yù)期收入與耐用品消費(fèi)的傳導(dǎo)作用機(jī)理分析可知，農(nóng)民耐用品消費(fèi)符合行為消費(fèi)理論。由于農(nóng)民的非完全理性和控制力不足，他們即使知道一生效用最大化的各期正確消費(fèi)決策，執(zhí)行起來也是很困難的。影響農(nóng)民耐用品消費(fèi)的因素眾多，再加上耐用品使用周期較長，農(nóng)民對其購買表現(xiàn)為非連續(xù)性和一定的隨機(jī)性，即農(nóng)民購買耐用品不一定是理性行為，同時(shí)受到社會(huì)制度、從眾的觀念、攀比的心理等因素影響，使得農(nóng)村參保居民的消費(fèi)觀念發(fā)生改變，使得農(nóng)民在消費(fèi)時(shí)對時(shí)間的偏好表現(xiàn)為不一致。因此可以提出假設(shè)1：農(nóng)民對耐用品消費(fèi)是非完全理性的，且對時(shí)間的偏好表現(xiàn)為不一致。

“新農(nóng)保”作為新型農(nóng)村社會(huì)保障制度在試點(diǎn)試行，必然會(huì)影響到參加新農(nóng)保農(nóng)民的預(yù)期收入、預(yù)防性儲(chǔ)蓄以及對未來風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期，會(huì)減少養(yǎng)老的預(yù)防性儲(chǔ)蓄，使農(nóng)民對未來預(yù)期更加樂觀,其預(yù)期收入也隨著參保年限的增長而一同增長?！靶罗r(nóng)?！睂τ谀贻p人來說，相當(dāng)于儲(chǔ)蓄式的個(gè)人賬戶和政府補(bǔ)助的結(jié)合，增加了其未來預(yù)期收入，從而使其有信心消費(fèi)；對于農(nóng)村老年人而言，參加“新農(nóng)?！本鸵馕吨?0歲以后每月可以領(lǐng)到明確的政府補(bǔ)助和自交費(fèi)用的返還，相當(dāng)于一種額外的保障性收入，農(nóng)民對待這種額外保障性收入具有較高的邊際消費(fèi)傾向，每月領(lǐng)取的社保金為老年農(nóng)民及其家庭的耐用品消費(fèi)提供了一定的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，所以“新農(nóng)?！睂r(nóng)民耐用品消費(fèi)具有較強(qiáng)的促進(jìn)作用。由此提出假設(shè)2：參加新農(nóng)保的農(nóng)民耐用品消費(fèi)高于沒有參加新農(nóng)保的農(nóng)民。

(三)模型構(gòu)建

研究耐用品消費(fèi)的主流模型是(S，s)模型，它是由Grossman and Laroque(1990)[20]提出并系統(tǒng)論證，后來由Gaballero(1993)[21]和Gaballero and Engel(1999)[22]進(jìn)行了完善。他們發(fā)現(xiàn)對某類“投資不可逆”和耐用品購買而言，消費(fèi)家庭在時(shí)刻擁有的耐用品存量與其“目標(biāo)存量”之比的對數(shù)Zit=log(Kit|Xit)是一個(gè)隨機(jī)過程，存在Zit的上界U和下界L，當(dāng)Zit∈[L,U]時(shí)不作調(diào)整,當(dāng)Zit達(dá)到上界(或下界)消費(fèi)者即做出變賣(或購買)的決策，將耐用品存量調(diào)整到目標(biāo)值Z*it=ln(K*it|Xit)=0(樊瀟彥，2007)[23]?；谀陀闷焚徺I決策的離散性，(S，s)模型準(zhǔn)確地刻畫了耐用品消費(fèi)的微觀決策機(jī)制，能夠更好地解釋家庭耐用品的購買行為。根據(jù)這一思想，考慮新農(nóng)保、消費(fèi)觀念等因素，加入個(gè)體特征、家庭特征等控制變量，構(gòu)建農(nóng)民耐用品消費(fèi)模型如下(變量符號參見表1)：

Ln(dgc1i)=Cons1.+β1OSS1i+β2DS1i+......+β12P1i+ε1

(1)

Ln(dgc2i)=Cons2.+β1OSS2i+β2IS2i+......+β12P2i+ε2

(2)

為詳細(xì)了解農(nóng)民在不同水平下的耐用品消費(fèi)的影響因素，可以運(yùn)用分位數(shù)回歸的方法進(jìn)行判斷。這個(gè)回歸方法可以考慮到特殊情況的影響，彌補(bǔ)最小二乘估計(jì)方法在這方面的缺陷。具體建立模型如下：

Quantθ(dgci|Xi)=βθXi

(3)

式(3)中Quantθ(dgci|Xi)代表第i組農(nóng)民耐用品消費(fèi)dgci在給出的分位點(diǎn)θ(0<θ<1)和影響因素向量的條件下的條件分布函數(shù)；Xi是影響因素向量，Xi=(x1,x2,x3,…xi)=(OSS,DS…P)，本文僅選擇θ(0.1、0.25、0.5、0.75、0.9)等5個(gè)分位點(diǎn)。

為了明確不同耐用品消費(fèi)水平下兩組農(nóng)民耐用品消費(fèi)差異的主要影響因素，本研究繼續(xù)使用分位數(shù)分解方法對兩組農(nóng)民的耐用品消費(fèi)差異進(jìn)行分解。借鑒Machado和Mata(2005) 的方法，建立如下分位數(shù)分解模型：

Δ=Qθ(dgc1)-Qθ(dgc2)=[Qθ(dgc1)-Qθ(dgc2|1)]+[Qθ(dgc2|1)-Qθ(dgc2)]

(4)

式(4)中第一項(xiàng)表示特征差異，由農(nóng)民的消費(fèi)觀念、個(gè)體稟賦等特征項(xiàng)的數(shù)值導(dǎo)致的耐用品消費(fèi)差異，第二項(xiàng)表示系數(shù)差異，由影響因素消費(fèi)傾向率的不同導(dǎo)致的耐用品消費(fèi)差異。

(四)數(shù)據(jù)來源與指標(biāo)說明

2010年中國綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)采取的是多層次分層抽樣的方法，對12 000戶家庭進(jìn)行了調(diào)查，包含中國農(nóng)戶家庭的基本信息、參與新農(nóng)保、消費(fèi)觀念以及耐用品消費(fèi)支出等與本研究密切相關(guān)的信息，其調(diào)查對象涵蓋了中國大多數(shù)省份的100多個(gè)縣、區(qū)。剔除城鎮(zhèn)和耐用品消費(fèi)支出的缺失值后，最終篩選出新農(nóng)保首批試點(diǎn)17個(gè)區(qū)域(東部地區(qū)8個(gè)、中部地區(qū)5個(gè)、西部地區(qū)4個(gè))的848份考察樣本。其中參加新農(nóng)保的農(nóng)戶558個(gè)，沒有參加的農(nóng)戶290個(gè)，參保率65.80%。根據(jù)“C2在您全家去年全年的總支出中，耐用品消費(fèi)支出有多少？”問題項(xiàng)測量農(nóng)戶耐用品消費(fèi)情況。

自變量“新農(nóng)?！备鶕?jù)問卷的“A61您目前是否參加了以下社會(huì)保障項(xiàng)目？”的回答予以設(shè)定：參加了=1，沒有參加/不適用=0。消費(fèi)觀念的分超前消費(fèi)、即期消費(fèi)兩個(gè)維度，根據(jù)問卷“D1. 首先，我們想了解一下您關(guān)于生活和消費(fèi)的一些看法?！?個(gè)回答項(xiàng)測量超前消費(fèi)觀念，2個(gè)回答項(xiàng)測量即期消費(fèi)觀念。選定經(jīng)濟(jì)狀況、健康程度、家庭年收入、家庭規(guī)模、非農(nóng)工作經(jīng)歷、年齡、性別、教育、婚姻、政治面貌作為控制變量。因變量“耐用品消費(fèi)”通過問題項(xiàng)“C2” 對耐用品消費(fèi)支出金額予以測量。各項(xiàng)指標(biāo)的選取及說明見表1。

表1 指標(biāo)的描述和定義

二、實(shí)證分析結(jié)果與討論

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析

本文利用高斯(Gaussian)非參數(shù)估計(jì)方法，按照是否參加新農(nóng)保，分別計(jì)算得出首批試點(diǎn)地區(qū)選擇樣本的核密度函數(shù)圖。如圖1所示，在農(nóng)村居民耐用品的低消費(fèi)階段，參加新農(nóng)保與沒有參見新農(nóng)保的兩組都有較高的密度函數(shù)值，沒有參加“新農(nóng)?！钡霓r(nóng)民耐用品消費(fèi)密度函數(shù)值高于參加“新農(nóng)?！钡霓r(nóng)民。在跨過耐用品的低消費(fèi)階段以后，兩組農(nóng)戶的密度函數(shù)值先升后開始下降，參加“新農(nóng)?！钡霓r(nóng)民耐用品消費(fèi)的密度函數(shù)值高于沒有參加“新農(nóng)保”的農(nóng)民，而且圖形分布一直延續(xù)到耐用品的高消費(fèi)階段。

圖1 參加新農(nóng)保和沒有參加新農(nóng)保農(nóng)民的耐用品消費(fèi)核密度函數(shù)圖

總之，按是否參保分成的兩類農(nóng)民耐用品消費(fèi)的核密度函數(shù)圖形的分布不同，參加新農(nóng)保的農(nóng)民耐用品消費(fèi)高于沒有參加新農(nóng)保的農(nóng)民，具有較高耐用品消費(fèi)水平的農(nóng)戶多參加了新農(nóng)保。

(二)實(shí)證模型分析結(jié)果

如表2所示：第一，新農(nóng)保制度有效促進(jìn)農(nóng)民耐用品消費(fèi)。新農(nóng)保系數(shù)為高度正值，且模型系數(shù)(0H968)、(0.962)和(0.961)分別通過了1%顯著性檢驗(yàn)，具有顯著的統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。說明參加“新農(nóng)保”對農(nóng)民耐用品消費(fèi)具有顯著正向影響,假設(shè)2得到驗(yàn)證。這與馬光榮等(2014)[24]所得出“新農(nóng)?！贝龠M(jìn)消費(fèi)的結(jié)論趨同，但他們的研究對象并沒有直接針對農(nóng)民耐用品消費(fèi)。

第二，超前消費(fèi)觀念對農(nóng)民耐用品消費(fèi)的影響顯著大于即期消費(fèi)觀念的影響。首先，超前消費(fèi)觀念的回歸系數(shù)均大于超前消費(fèi)觀念的回歸系數(shù)，說明超前消費(fèi)觀念對農(nóng)民耐用品消費(fèi)的促進(jìn)作用較大；其次，超前消費(fèi)觀念三項(xiàng)回歸系數(shù)均為正值，說明正向影響農(nóng)民耐用品消費(fèi)，即期消費(fèi)觀念的作用與之相反，都是負(fù)值。由此可見，農(nóng)民在進(jìn)行耐用品消費(fèi)時(shí)對時(shí)間的偏好不一致，假設(shè)1得到驗(yàn)證。

表2 農(nóng)民耐用品消費(fèi)四種不同解釋變量組合的回歸結(jié)果

續(xù)表解釋變量(1)(2)(3)(4)cons-2.846***(-7.33)-2.268***(-5.61)-2.824***(-7.59)-2.982***(-7.91)

注:***、**、*分別表示變量系數(shù)通過了1%、5%、10%的顯著性檢驗(yàn)。

第三，新農(nóng)保與超前消費(fèi)、即期消費(fèi)正向交互影響農(nóng)民耐用品消費(fèi)。其對農(nóng)民耐用品消費(fèi)的交互作用的系數(shù)也為顯著的正值，新農(nóng)保不僅直接影響農(nóng)民耐用品消費(fèi)，而且通過消費(fèi)觀念間接影響農(nóng)民的耐用品消費(fèi)。說明參加“新農(nóng)?！笔罐r(nóng)民對未來的預(yù)期收入更加樂觀，增強(qiáng)了消費(fèi)信心，提高了他們的消費(fèi)傾向，新農(nóng)保養(yǎng)老金發(fā)放和自交費(fèi)用的返還也會(huì)直接增強(qiáng)其消費(fèi)能力或者增強(qiáng)其支持家人進(jìn)行耐用品消費(fèi)的能力[25]。所以，新農(nóng)保與即期消費(fèi)觀念、超前消費(fèi)觀念的相互作用，促使農(nóng)村居民減少“預(yù)防性儲(chǔ)蓄”，提高即期消費(fèi)、超前消費(fèi)水平，實(shí)現(xiàn)耐用品消費(fèi)。此結(jié)論與賀立龍等(2015)[7]所得的結(jié)論有相似之處，但賀立龍等認(rèn)為“新農(nóng)?！睂β糜?、汽車消費(fèi)等生活高層次消費(fèi)影響不顯著。

第四，家庭年收入、家庭規(guī)模的系數(shù)為高度顯著的正值，說明家庭規(guī)模大、家庭年收入高的農(nóng)民對耐用品的需求越大，越愿意進(jìn)行耐用品消費(fèi)；非農(nóng)工作經(jīng)歷、健康程度的系數(shù)為正值，說明具有非農(nóng)工作經(jīng)歷、身體健康的農(nóng)民對耐用品消費(fèi)較大；婚姻狀態(tài)的系數(shù)為負(fù)值，說明已婚、喪偶、離婚的農(nóng)民對耐用品消費(fèi)少于未婚的農(nóng)民，體現(xiàn)了新生代農(nóng)民消費(fèi)觀念的轉(zhuǎn)變。性別、教育、政治面貌的系數(shù)為正值，說明男性、受教育年限長、中共黨員的農(nóng)民對耐用品消費(fèi)高于女性、受教育年限短、非中共黨員的農(nóng)民。

表3 參加“新農(nóng)保”農(nóng)民的耐用品消費(fèi)的回歸結(jié)果

注:***、**、*分別表示變量系數(shù)通過了1%、5%、10%的顯著性檢驗(yàn)。

由于影響耐用品消費(fèi)不同水平的農(nóng)民個(gè)體存在差異，非制度因素消費(fèi)觀念所起的作用也可能存在不同。利用分位數(shù)回歸和分解方法，進(jìn)一步考察影響不同耐用品消費(fèi)水平的因素，比較兩組農(nóng)民耐用品消費(fèi)的差異。

分位數(shù)的回歸結(jié)果如表3、表4所示，本文選取了0.1、0.25、0.5、0.75、0.9等五個(gè)分位點(diǎn)報(bào)告估計(jì)結(jié)果。超前消費(fèi)的估計(jì)系數(shù)多數(shù)為正(僅0.1、0.25處為負(fù))，且參加“新農(nóng)保”農(nóng)民的回歸系數(shù)值在分位數(shù)的高端高于沒有參加新農(nóng)保農(nóng)民的回歸系數(shù)值，說明參加“新農(nóng)?！睂r(nóng)民超前消費(fèi)觀念和耐用品消費(fèi)有正向促進(jìn)作用，參加了新農(nóng)保的農(nóng)民對未來預(yù)期更加樂觀，在一定程度上代替?zhèn)€人實(shí)現(xiàn)了跨期消費(fèi)規(guī)劃所要進(jìn)行的儲(chǔ)蓄，這就會(huì)使農(nóng)民傾向于減少預(yù)防性儲(chǔ)蓄而增加超前消費(fèi)，加大對耐用品的消費(fèi)；與超前消費(fèi)系數(shù)相比，即期消費(fèi)的系數(shù)多為負(fù)值，且參加“新農(nóng)?！鞭r(nóng)民的回歸系數(shù)值在分位數(shù)高端低于沒有參加新農(nóng)保農(nóng)民的回歸系數(shù)值，說明即期消費(fèi)觀念與超前消費(fèi)觀念作用相反。對于其他控制變量而言，健康程度、家庭年收入、家庭規(guī)模、非農(nóng)工作經(jīng)歷的估計(jì)系數(shù)為正，且家庭年收入、家庭規(guī)模在兩組數(shù)據(jù)中各分位點(diǎn)高度顯著，說明農(nóng)民的身體健康、家庭年收入、家庭規(guī)模、非農(nóng)工作經(jīng)歷對耐用品消費(fèi)有著不可替代的作用，可見農(nóng)民增加收入對農(nóng)民消費(fèi)的重要性。經(jīng)濟(jì)狀況在參保組的估計(jì)系數(shù)為正，且在沒有參加新農(nóng)保組多數(shù)分位點(diǎn)為負(fù)值，說明農(nóng)民經(jīng)濟(jì)狀況越好，越?jīng)]有后顧之憂，越愿意增加對耐用品的消費(fèi)，而不是把錢拿來存到銀行；而在非參保組經(jīng)濟(jì)狀況對農(nóng)民耐用品消費(fèi)有負(fù)向作用，存在擠出效應(yīng)。在兩組中教育的系數(shù)多為負(fù)值，表明農(nóng)民受教育程度越高對耐用品消費(fèi)的影響越小；婚姻狀態(tài)的估計(jì)系數(shù)在各分位數(shù)點(diǎn)為負(fù)值，說明已婚、喪偶、離婚的農(nóng)民對耐用品消費(fèi)少于未婚的農(nóng)民，體現(xiàn)了新生代農(nóng)民消費(fèi)觀念的轉(zhuǎn)變；政治面貌的估計(jì)系數(shù)在參加新農(nóng)保組為正值且在高分位數(shù)點(diǎn)顯著，說明是中共黨員的農(nóng)民對耐用品消費(fèi)高于非中共黨員農(nóng)民。

注:***、**、*分別表示變量系數(shù)通過了1%、5%、10%的顯著性檢驗(yàn)。

兩組農(nóng)民的耐用品消費(fèi)差異的分位數(shù)分解結(jié)果如表5所示，兩組農(nóng)民的耐用品消費(fèi)差距隨著分位點(diǎn)的提高而不斷提高，其差距主要是由特征值差異(消費(fèi)觀念與個(gè)人稟賦)和消費(fèi)傾向率差異(系數(shù)差異)共同作用的結(jié)果。在不同的分位點(diǎn)上，特征值和消費(fèi)傾向率對于農(nóng)民耐用品消費(fèi)差距的貢獻(xiàn)存在差異，在低分位點(diǎn)上兩組農(nóng)民的耐用品消費(fèi)差距主要由于特征值差異造成，但是隨著分位點(diǎn)的逐漸提高，兩組農(nóng)民的耐用品消費(fèi)差異主要由消費(fèi)傾向率差異造成。

表5 耐用品消費(fèi)差異的分位數(shù)分解結(jié)果

分位數(shù)回歸和分解的結(jié)果顯示，對于沒有參加新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)農(nóng)民而言，健康程度、非農(nóng)工作經(jīng)歷、受教育程度、性別、政治面貌等個(gè)人稟賦對于其耐用品消費(fèi)具有重要影響；而對于參加新農(nóng)保的農(nóng)民來說，健康程度、性別、政治面貌等因素的影響已不再重要。他們更傾向于改變消費(fèi)觀念、增加非農(nóng)收入來加強(qiáng)耐用品消費(fèi)。消費(fèi)傾向率成為兩組農(nóng)民耐用品消費(fèi)差距逐漸拉大的重要原因，具有高邊際消費(fèi)傾向的農(nóng)民對耐用品消費(fèi)需求較大。另外，家庭年收入高、經(jīng)濟(jì)狀況好的農(nóng)民對高層次耐用品消費(fèi)較大、數(shù)量較多。

三、結(jié)論與政策建議

基于CGSS2010的微觀數(shù)據(jù)，分析首批試點(diǎn)地區(qū)“新農(nóng)?！睂οM(fèi)觀念的影響以及二者對農(nóng)民耐用品消費(fèi)的影響，根據(jù)是否參加“新農(nóng)?！睂⑥r(nóng)民分成兩組，采用分位數(shù)回歸與分解法比較兩組農(nóng)民耐用品消費(fèi)情況并分析非制度因素消費(fèi)觀念的中介作用。研究發(fā)現(xiàn)：(1)“新農(nóng)?！笔罐r(nóng)民對未來預(yù)期收入更加樂觀，從而增加了即期消費(fèi)，實(shí)現(xiàn)了耐用品的消費(fèi)。(2)“新農(nóng)?！?、消費(fèi)觀念正向影響農(nóng)民耐用品消費(fèi)，超前消費(fèi)觀念比即期消費(fèi)觀念影響大。(3)參加“新農(nóng)?！钡霓r(nóng)民耐用品消費(fèi)高于沒有參加“新農(nóng)?！钡霓r(nóng)民，“新農(nóng)?！蓖ㄟ^對農(nóng)民消費(fèi)觀念的作用間接影響農(nóng)民耐用品消費(fèi)。(4)參保與未參保兩組農(nóng)民在耐用品消費(fèi)分位數(shù)分布的高端差距更加明顯，消費(fèi)傾向率是差距拉大的重要原因。

根據(jù)研究結(jié)論有如下政策啟示：第一，應(yīng)不斷擴(kuò)大新農(nóng)保制度試點(diǎn)范圍，加大財(cái)政轉(zhuǎn)移支付力度，積極鼓勵(lì)農(nóng)民參加新農(nóng)保，提高參保率。對于沒有參加新農(nóng)保的農(nóng)民而言，視其個(gè)人稟賦對消費(fèi)的貢獻(xiàn)程度，增加其他方面的保障，減輕農(nóng)民養(yǎng)老生活負(fù)擔(dān)，從而刺激農(nóng)民的消費(fèi)，擴(kuò)大耐用品消費(fèi)。第二，加強(qiáng)新農(nóng)保參保知識的宣傳力度，多方位引導(dǎo)農(nóng)民學(xué)習(xí)新農(nóng)保知識，提高農(nóng)民對新農(nóng)保的認(rèn)識。鼓勵(lì)多繳多得，多繳多補(bǔ)，鼓勵(lì)地方財(cái)政配套，加大惠農(nóng)參保政策的支持力度。[26]對于首批試點(diǎn)區(qū)域參加新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)的農(nóng)民而言，盡可能統(tǒng)計(jì)量化“新農(nóng)保”對消費(fèi)促進(jìn)作用，重新審視消費(fèi)觀念的改變對耐用品消費(fèi)層次提升的影響。第三，實(shí)行城鄉(xiāng)統(tǒng)一的社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，縮小二元體制下的社會(huì)養(yǎng)老制度差距。在完善“新農(nóng)?！碧岣咿r(nóng)民消費(fèi)的同時(shí)，應(yīng)千方百計(jì)地增加農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入，提升農(nóng)民消費(fèi)結(jié)構(gòu)，不斷擴(kuò)大農(nóng)村耐用品消費(fèi)市場份額。第四，化解家庭“捆綁式”繳費(fèi)的理解誤區(qū)，積極鼓勵(lì)家庭參保，參加新農(nóng)保的人數(shù)越多，越有利于家庭的消費(fèi)，尤其是耐用品消費(fèi)，更是農(nóng)民家庭消費(fèi)的集中體現(xiàn)。所以，鼓勵(lì)全家參保、全民參保對促進(jìn)農(nóng)民耐用品消費(fèi)有重要意義。

(致謝：感謝中國人民大學(xué)社會(huì)學(xué)系和香港科技大學(xué)社會(huì)科學(xué)部的“中國綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS) ”項(xiàng)目數(shù)據(jù)協(xié)助。)

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(責(zé)任編校：朱德東)

Study on Promoting Effect of Farmers’ Durable Goods Consumption by New-type Rural Social Endowment Insurance in First Test Area——Quantile Regression and Decomposition Based on Statistics of CGSS2010 Data

LI Shu-liang

(SchoolofBusinessPlanning,ChongqingTechnologyandBusinessUniversity,Chongqing400067,China)

Based on CGSS2010 data, this paper tests the influence of new-type rural social endowment insurance on consumption concept and the impact of the two on peasants’ consumption of durable goods. The farmers surveyed are divided into two groups according to whether they participate in the new-type rural social endowment insurance, by using quantile regression and decomposition method, the durable goods consumption of the two groups of the peasants is compared and the influence of consumption concept on peasants’ consumption of durable goods is discussed. The research reveals that the new-type rural social endowment insurance makes the peasants feel more optimistic for future expectation so that the durable goods consumption is increased, that new-type rural social endowment insurance and consumption concept have positive effect on peasants’ consumption of the durable goods, the durable goods consumption for the peasants who participate in new-type rural social endowment insurance is higher than that of the peasants who do not participate in the insurance, and that at the high-end of quantile distribution, the gap between the two groups of the peasants is more obvious, however, the propensity of consumption is the main reason for the wide gap.

new-type rural social endowment insurance; consumption concept; durable goods consumption; quantile regression

10.3969/j.issn.1672- 0598.2017.04.007

2017-05-14

重慶市社會(huì)科學(xué)規(guī)劃培育項(xiàng)目(2016PY08)

李樹良(1980—)，男，黑龍江阿城人；重慶工商大學(xué)商務(wù)策劃學(xué)院講師，主要從事消費(fèi)決策與社會(huì)保障研究。

F126.1; F323.89

A

1672- 0598(2017)04- 0048- 11