【社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村家庭消費(fèi)的影響探究-基于CHIP數(shù)據(jù)的實(shí)證探析12000字（論文）】

社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村家庭消費(fèi)的影響研究—基于CHIP數(shù)據(jù)的實(shí)證分析目錄Abstract 第一章引言養(yǎng)老保險(xiǎn)是具有我國特色重要社會(huì)保障制度，是保障老年人安享晚年、健康快樂生活的根本舉措。研究社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村家庭消費(fèi)研究，對(duì)進(jìn)一步改善我國養(yǎng)老保險(xiǎn)體系，提高農(nóng)民生活水平，促進(jìn)社會(huì)公平，維護(hù)農(nóng)村社會(huì)穩(wěn)定等方面都具有重大意義。我國農(nóng)村社保制度起源于上世紀(jì)80年代，經(jīng)過40年發(fā)展，目前已經(jīng)在制度上保障了養(yǎng)老保險(xiǎn)的全覆蓋，但是實(shí)施效果卻不盡其然。尤其是農(nóng)村地區(qū)，由于地理位置劣勢(shì)以及信息不對(duì)稱等問題，其養(yǎng)老保險(xiǎn)參與率仍存在很大的提升空間。同時(shí)，農(nóng)村居民消費(fèi)率普遍偏低，其消費(fèi)潛力亟待開發(fā)。社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與減少居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄、調(diào)節(jié)居民的收入分配密切相關(guān)，因而在一定程度上也影響著農(nóng)村居民的消費(fèi)支出。此外，“十四五”規(guī)劃將民生發(fā)展作為一項(xiàng)重要發(fā)展戰(zhàn)略，政府為縮小城鄉(xiāng)差距，改善各類社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的不足，積極出臺(tái)了一系列政策措施，加快改善農(nóng)民農(nóng)村社會(huì)保障體系與水平，千方百計(jì)提升農(nóng)民群眾萬年生活。社保制度是實(shí)現(xiàn)老有所依的重要途徑，一方面養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的健全在一定程度上可轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)養(yǎng)兒防老的養(yǎng)老觀念，進(jìn)而提高人口出生率以及解決人口老齡化帶來的問題；另一方面，可觀的養(yǎng)老金收入可減輕居民的儲(chǔ)蓄壓力、影響居民收入總量以及長期收入期望，進(jìn)而影響居民現(xiàn)期消費(fèi)支出。 隨著我國社會(huì)保障制度的不斷完善，養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭消費(fèi)的影響引起學(xué)者的廣泛關(guān)注。本文結(jié)合我國農(nóng)村家庭的實(shí)際情況，對(duì)已有的生命周期理論等消費(fèi)理論進(jìn)行理論研究。然后，使用CHIP（2013）數(shù)據(jù)中的農(nóng)村居民樣本建立OLS回歸模型，進(jìn)行相關(guān)實(shí)證研究。通過研究分析社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的參保情況與農(nóng)村居民消費(fèi)關(guān)系，在文章最后為我國社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的日漸完善提供了一些實(shí)質(zhì)性建議。因此，研究本課題具有重要的理論意義和現(xiàn)實(shí)意義。

第二章文獻(xiàn)綜述在國內(nèi)外早期關(guān)于養(yǎng)老保險(xiǎn)制度對(duì)家庭居民消費(fèi)支出影響的相關(guān)研究中，一直將家庭儲(chǔ)蓄情況作為一個(gè)不可或缺的研究中介。但隨著近年來社會(huì)保障制度的不斷發(fā)展，各國相關(guān)制度也在積極探索全新發(fā)展模式，也形成了一些不同方向的理論，其中不乏關(guān)于社保與消費(fèi)之間相互影響關(guān)系的研究，本章將對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行梳理歸納并陳述觀點(diǎn)。2.1養(yǎng)老保險(xiǎn)產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)收入影響居民消費(fèi)從居民收入視角來看，Jacksondick、Haines（1996）等人提出持久性收入假說，認(rèn)為居民消費(fèi)與長期預(yù)期關(guān)系密切，通過持久性收入決定消費(fèi)實(shí)現(xiàn)效應(yīng)最大化；Keynes（1998）的絕對(duì)收入假說指出，在短時(shí)間內(nèi)，居民收入增長會(huì)帶動(dòng)個(gè)體消費(fèi)增加，但增幅有限，小于收入增加值，并且呈邊際消費(fèi)傾向遞減。另外，歐洲不少經(jīng)濟(jì)和社會(huì)學(xué)家在研究時(shí)，都證實(shí)了收入變化與居民消費(fèi)之間的必然聯(lián)系。而國內(nèi)對(duì)于相關(guān)方面研究起步較晚，李建華通過實(shí)證分析方法，重點(diǎn)研究了居民可支配收入（PDI）的變化對(duì)居民實(shí)際消費(fèi)指出的影響，得到類似觀點(diǎn)，即PDI的增加會(huì)對(duì)居民消費(fèi)水平有積極促進(jìn)作用；陳波（2013）通過構(gòu)建AIDS模型進(jìn)行實(shí)證分析，指出收入是影響我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的主要原因之一；張榕晏（2019）使用微觀數(shù)據(jù)CFPS建立面板數(shù)據(jù)模型，指出養(yǎng)老保險(xiǎn)影響居民家庭各項(xiàng)消費(fèi)時(shí)，對(duì)于高收入人群和中低收入人群的作用效果具有顯著差異。2.2養(yǎng)老保險(xiǎn)帶來的社會(huì)保障影響居民消費(fèi)關(guān)于養(yǎng)老保險(xiǎn)與居民消費(fèi)之間的影響和關(guān)系，國外研究較多，但尚未形成較為統(tǒng)一和權(quán)威的觀點(diǎn)。以Kotlikoff（1979）為代表的學(xué)者指出國家通過提高社會(huì)保障力度來縮小居民收入差距，但同時(shí)卻降低了居民消費(fèi)。而Barr&Diamond（2006）認(rèn)為社會(huì)保障具有收入再分配功能，通過提升社會(huì)整體保障水平，有利于改善低收入群體生活水平，提升該群體基本消費(fèi)能力；Dallsom(2011)等人則通過實(shí)證研究法，進(jìn)一步證實(shí)了上述觀點(diǎn)。關(guān)于國內(nèi)研究，李敏華（2013）使用2006年度CGSS數(shù)據(jù)對(duì)比分析法，將參與調(diào)查的居民分為有社保與無社保兩個(gè)組，得出結(jié)論為有社保組消費(fèi)水平明顯高于無社保組；相反，李金奇、馮大華（2014）等人的結(jié)論正好相反，幾位學(xué)者通過回歸分析法，統(tǒng)計(jì)分析2010-2014年相關(guān)數(shù)據(jù)，得出結(jié)論是隨著社保費(fèi)用逐年上漲，對(duì)于部分自由職業(yè)者或自己繳納養(yǎng)老保險(xiǎn)的居民來說，社會(huì)保障支出的增加伴隨著居民消費(fèi)水平的降低。另外，另有一些學(xué)者通過研究得到了不同觀念。劉鑫、黎明關(guān)（2012）選取國內(nèi)主要省市一些統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證驗(yàn)證，得出結(jié)論認(rèn)為社會(huì)保障與居民消費(fèi)并無直接線性關(guān)系，而是同當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)社會(huì)整體發(fā)展水平有關(guān)。李佳墨、范振華（2019）等人也采用實(shí)證研究方法，結(jié)果顯示，健全完善的社會(huì)保障體系，對(duì)綜合收入較低人群消費(fèi)刺激更為明顯；對(duì)于收入水平較高人群來說，則沒有明顯促進(jìn)作用。2.3養(yǎng)老保險(xiǎn)作用于消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響居民消費(fèi)關(guān)于“養(yǎng)老保險(xiǎn)作用于消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響居民消費(fèi)”這一方面研究，國內(nèi)外學(xué)者側(cè)重點(diǎn)各有不同，國外學(xué)者管家關(guān)心養(yǎng)老保險(xiǎn)與消費(fèi)總量之間關(guān)系，而國內(nèi)方面，則更加關(guān)注微觀數(shù)據(jù)庫進(jìn)行研究時(shí)多對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)進(jìn)行細(xì)化考察。在國外研究方面，AdrianSanpson、Jacksenhayes（2002）等人對(duì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與家庭教育進(jìn)行實(shí)驗(yàn)研究，表明隨著養(yǎng)老保險(xiǎn)負(fù)擔(dān)加重，對(duì)教育支出影響明顯，甚至產(chǎn)生擠出效應(yīng)；Nickperson、FrankIngram（2009）等人主要以南亞、非洲與拉丁美洲等收入水平較低國家為例，研究養(yǎng)老保險(xiǎn)與消費(fèi)結(jié)構(gòu)的關(guān)系，得出結(jié)論，隨著社保水平生生，居民的保障消費(fèi)也呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，特別是食品、服飾等支出明顯增加。在國內(nèi)研究方面，李漢明（2011）采用回歸分析法，對(duì)我國2000-2010年社保變化與家庭食品消費(fèi)關(guān)系進(jìn)行研究，證實(shí)，隨著社保體系進(jìn)一步完善，對(duì)家庭食品等必須生活開支有明顯促進(jìn)作用，對(duì)于其他消費(fèi)特別是改善型消費(fèi)促進(jìn)作用則十分有限。陳大華、李剛（2013）等人，采取CHARLS數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，得出類似結(jié)論，即社保對(duì)居民生活必需品消費(fèi)有著良好刺激作用，對(duì)于科教文衛(wèi)特別是改善型、奢侈型消費(fèi)支出沒有影響；黃遠(yuǎn)（2018）結(jié)合2014年度CFPS數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究結(jié)果為：養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)各項(xiàng)消費(fèi)促進(jìn)作用顯著，其中日常、衣著及醫(yī)療消費(fèi)所受促進(jìn)程度較強(qiáng)，而食品、科教文娛消費(fèi)所受促進(jìn)程度相對(duì)較弱。從上述文獻(xiàn)來看，各學(xué)者對(duì)于社會(huì)保障視角下的養(yǎng)老保險(xiǎn)與消費(fèi)關(guān)系的研究進(jìn)行了深入論述。但是，大多數(shù)研究都相對(duì)單一，僅針對(duì)某一方面出發(fā)，并非從消費(fèi)結(jié)構(gòu)的視角出發(fā)，研究養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響。然而，消費(fèi)結(jié)構(gòu)通常更能體現(xiàn)出居民的消費(fèi)水平和生活水平，對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)進(jìn)行定量研究能夠更加準(zhǔn)確地判定其與養(yǎng)老保險(xiǎn)的關(guān)系。因此，本文針對(duì)國內(nèi)外研究存在的空白與不足，重點(diǎn)通過實(shí)證研究方法，通過數(shù)據(jù)模型構(gòu)建，深入研究養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)居民家庭各項(xiàng)消費(fèi)支出的影響。

第三章理論分析消費(fèi)理論主要是研究收入在儲(chǔ)蓄和消費(fèi)之間的分配問題，是決定家庭消費(fèi)的重要理論基礎(chǔ)。凱恩斯的邊際消費(fèi)遞減理論是該領(lǐng)域的始祖和先河。后來，相對(duì)收入假說、持久收入假說、生命周期理論也相繼產(chǎn)生。特別是FIDDLESTEIN引入養(yǎng)老保險(xiǎn)財(cái)富相關(guān)理論，將養(yǎng)老保險(xiǎn)與居民消費(fèi)兩者聯(lián)系起來。此后學(xué)術(shù)界圍繞這一領(lǐng)域進(jìn)行了大量探索工作。3.1生命周期理論生命周期理論的核心論點(diǎn)是：人們儲(chǔ)蓄主要目的是提供心理保障，為終身合理消費(fèi)奠定基礎(chǔ)，消費(fèi)效用最大化。在每個(gè)時(shí)間節(jié)點(diǎn)上，不同家庭根據(jù)自身不同儲(chǔ)蓄情況、收入情況，都有不同儲(chǔ)蓄和支出決策，目的是優(yōu)化收入-消費(fèi)結(jié)構(gòu)，以實(shí)現(xiàn)效用最大化的目標(biāo)，而消費(fèi)取決于家庭在整個(gè)生命周期能獲得的全部收入。生命周期理論的實(shí)現(xiàn)是在兩點(diǎn)基礎(chǔ)上的，一是居民支出是理性的，能夠合理的安排自己的收入進(jìn)行消費(fèi)；二是實(shí)現(xiàn)效用最大化。其函數(shù)表達(dá)式為：Ct=α+β1Yt+β2Wt-1（1）其中，Ct為t期的消費(fèi)，Yt為t期的收入，Wt-1為t-1期的資產(chǎn)存量。生命周期理論強(qiáng)調(diào)了人一生的平滑消費(fèi)和兩期效用，是重要的基本理論基礎(chǔ)之一。但該理論意味著人們退休后的消費(fèi)水平將會(huì)降低。在這種苛刻的條件下，與現(xiàn)實(shí)社會(huì)并不完全相符。因此，對(duì)于實(shí)際情況的解釋能力相對(duì)較差。3.2修正的生命周期理論費(fèi)德爾斯坦在原有的生命周期理論基礎(chǔ)上，于1974年提出發(fā)展了修正的生命周期理論，將養(yǎng)老保險(xiǎn)財(cái)富（SSW）引入到變量當(dāng)中，其函數(shù)表達(dá)式為：Ct=α+β1Yt+β2Wt-1+β3SSWt（2）理論中包含了養(yǎng)老保險(xiǎn)的儲(chǔ)蓄替代效應(yīng)和引致退休效應(yīng)。儲(chǔ)蓄的替代效應(yīng)是指人們通過繳納養(yǎng)老保險(xiǎn)金來保障退休后的基本生活，從而減少儲(chǔ)蓄并增加當(dāng)期消費(fèi)。引致退休效應(yīng)是指參加養(yǎng)老保險(xiǎn)所引發(fā)的提前退休導(dǎo)致預(yù)期退休年限的延長，而人們通過降低現(xiàn)期消費(fèi)、增加現(xiàn)期儲(chǔ)蓄，從而增加退休后的總儲(chǔ)蓄金額，以保證其延長退休后的生活質(zhì)量。養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭消費(fèi)支出的影響取決于儲(chǔ)蓄替代效應(yīng)和引致退休效應(yīng)的效果大小。當(dāng)儲(chǔ)蓄替代效應(yīng)作用更強(qiáng)時(shí)，現(xiàn)期消費(fèi)增加；當(dāng)引致退休效應(yīng)作用更強(qiáng)時(shí)，現(xiàn)期消費(fèi)降低。修正的生命周期理論創(chuàng)造性地提出了儲(chǔ)蓄替代效應(yīng)和引致退休效應(yīng)，指出消費(fèi)支出的增加和減少取決于兩種效應(yīng)的凈值正負(fù)，在實(shí)證中不同的假設(shè)條件可能得到不同的結(jié)論。本文的研究對(duì)象為農(nóng)村居民，其具有以務(wù)農(nóng)為主的特殊工作性質(zhì)，而且無固定退休年齡的限制，所以引致退休效應(yīng)相較于儲(chǔ)蓄替代效應(yīng)的作用更弱。因此，繳納養(yǎng)老保險(xiǎn)金對(duì)于農(nóng)村居民消費(fèi)支出的作用效果是正向的。結(jié)合國際上通用的衡量養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的指標(biāo)可知，墨爾本美世全球養(yǎng)老金指數(shù)認(rèn)為養(yǎng)老金制度體系可以從充足性、可持續(xù)性、全面性三個(gè)角度進(jìn)行評(píng)價(jià)。其中，“充足性指數(shù)”包括待遇水平、稅收支持、資產(chǎn)增指標(biāo)；“可持續(xù)性指數(shù)”包括覆蓋率、繳費(fèi)、人口等指標(biāo)；“全面性指數(shù)”具體涉及養(yǎng)老金計(jì)劃制度、監(jiān)管、成本等宏觀管理的內(nèi)容。本文側(cè)重于養(yǎng)老金領(lǐng)取者視角而非宏觀治理視角，故實(shí)證研究選擇養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率指標(biāo)作為對(duì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的衡量。結(jié)合現(xiàn)實(shí)情況，本文亦不采用基于假設(shè)模擬的養(yǎng)老金財(cái)富變量衡量養(yǎng)老保險(xiǎn)制度。第四章實(shí)證分析本文運(yùn)用CHIP數(shù)據(jù)對(duì)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)影響的農(nóng)村家庭消費(fèi)情況進(jìn)行實(shí)證分析。在研究過程中，根據(jù)以上理論分析和現(xiàn)有學(xué)者的研究分析成果，結(jié)合實(shí)際情況，本文的研究假設(shè)為：社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)具有正向促進(jìn)作用。4.1變量選擇4.1.1被解釋變量CHIP數(shù)據(jù)的問卷調(diào)查中，根據(jù)居民的消費(fèi)項(xiàng)目將其劃分為食品、衣著、居住、生活用品、科教文衛(wèi)、交通等八大類，但本文著力于研究對(duì)滿足居民生活消費(fèi)的三個(gè)層次的影響，即基礎(chǔ)型消費(fèi)、改善型消費(fèi)與奢侈型消費(fèi)。其中，基礎(chǔ)型消費(fèi)又稱生存型消費(fèi)，是持續(xù)個(gè)體生存必需品，主要包括食品、衣著、住房等；改善型消費(fèi)又稱發(fā)展型消費(fèi)，包括教育文衛(wèi)、交通通信等；奢侈型消費(fèi)又稱享樂型消費(fèi)，主要包括高檔生活用品、改善型住房、高級(jí)消費(fèi)等等。由于食物類消費(fèi)一般均由家庭整體購買，因此本文選取家庭總量與人均消費(fèi)進(jìn)行研究。因此，本文研究變量為家庭人均總消費(fèi)（Exp）、家庭人均生存型消費(fèi)（Alive）、家庭人均發(fā)展型消費(fèi)（Develop）、家庭人均享受型消費(fèi)（Enjoy）。4.1.2解釋變量研究設(shè)定的解釋變量為是否參加社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)（p），由于研究范圍是農(nóng)村家庭（包括參保城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險(xiǎn)等保險(xiǎn)的家庭成員），將CHIP數(shù)據(jù)中城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)靈活就業(yè)人員養(yǎng)老保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)、新農(nóng)保、企業(yè)年金以及商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)等。選取的個(gè)體為戶主并且其參加了社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)，則認(rèn)為其所在的家庭已參加社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)且對(duì)變量p賦值為1，反之為0。4.1.3控制變量研究的控制變量為家庭人均收入（Inc）、家戶人均資產(chǎn)（s）、年齡（age）、學(xué)歷（edu）、婚姻狀況（mar）、性別（g）、健康狀況（h）。1.人均收入（Inc）與人均資產(chǎn)（s）。根據(jù)生命周期消費(fèi)理論，收入和資產(chǎn)影響居民消費(fèi)。與上文類似，在該變量中，依然以家庭為單位，以家庭人均收入、人均資產(chǎn)代表居民收入和資產(chǎn)。在CHIP數(shù)據(jù)中，收入為居民可支配收入，包括工資性收入、經(jīng)營凈收入、財(cái)產(chǎn)凈收入和轉(zhuǎn)移凈收入四項(xiàng)；資產(chǎn)主要包括住戶金融資產(chǎn)和住戶動(dòng)產(chǎn)。2.年齡（age）。選用戶主年齡進(jìn)行研究，生命周期消費(fèi)理論指出青年時(shí)期的居民具有較高的邊際消費(fèi)傾向，但積累的財(cái)富總值較低，因而消費(fèi)水平較低；在中年時(shí)期，隨著年齡增加和收入的積累，家庭資產(chǎn)總量增加，財(cái)產(chǎn)性收入也逐步增加，因此消費(fèi)能力和支出都有所增加；進(jìn)入老年階段后，個(gè)體收入手段較少，主要依靠養(yǎng)老金和財(cái)產(chǎn)性收入，同時(shí)還要接濟(jì)下一代，因此財(cái)產(chǎn)和支出都處于收窄趨勢(shì)。通過整體分析，我們不難看出，年齡對(duì)消費(fèi)的整體曲線呈現(xiàn)緩坡山型，先上升后保持再逐步下降。由于二者線性關(guān)系不明顯，故引入年齡的平方（age2）。3.學(xué)歷（edu）。學(xué)歷水平限制消費(fèi)水平。學(xué)歷越高，可從事的工作范圍也就相對(duì)較廣，獲得的經(jīng)濟(jì)收入相對(duì)較多，消費(fèi)能力也就越強(qiáng)。在CHIP數(shù)據(jù)中，農(nóng)村住戶初中、高中畢業(yè)較多，再往上學(xué)歷較少，因此筆者將高中作為臨界點(diǎn)。高中以上學(xué)歷設(shè)為1，高中以下設(shè)為0。4.婚姻狀況（mar）?；橐鰻顩r在很大程度上決定家庭消費(fèi)支出，通?；橐鐾暾募彝ケ炔煌暾彝ハM(fèi)水平更高，消費(fèi)支出也更多。在CHIP數(shù)據(jù)中，將初婚、再婚、同居設(shè)定為婚姻完整，設(shè)為1，其他認(rèn)定為婚姻不完整，設(shè)為0。5.戶主性別（g）。性別的差異造成消費(fèi)觀念上的差別，進(jìn)而可能會(huì)影響家庭的消費(fèi)決策。研究中戶主為男性，設(shè)為1；戶主為女性，設(shè)為0。6.健康狀況（h）。健康狀況是影響消費(fèi)支出的因素之一，健康狀況不僅影響了家庭收入情況，也對(duì)收入分配造成很大影響，健康狀態(tài)下家庭將會(huì)把更多的資源投入到生存型和享受型消費(fèi)支出中，減少醫(yī)療消費(fèi)支出在內(nèi)的發(fā)展型消費(fèi)，通過在各消費(fèi)細(xì)項(xiàng)中的資源分配達(dá)到家庭福利最大化。在CHIP數(shù)據(jù)中所調(diào)查的自評(píng)健康狀況中，研究將健康狀況為非常好、好和一般的認(rèn)定為身體健康，設(shè)為1，其他狀況設(shè)為0。表SEQ表\*ARABIC1模型變量說明變量類別變量名稱符號(hào)變量含義被解釋變量人均總消費(fèi)Exp數(shù)值型變量被解釋變量人均生存型消費(fèi)Alive數(shù)值型變量被解釋變量人均發(fā)展型消費(fèi)Develop數(shù)值型變量被解釋變量人均享受型消費(fèi)Enjoy數(shù)值型變量解釋變量是否參加養(yǎng)老保險(xiǎn)p虛擬變量，是=1，否=0控制變量人均收入Inc數(shù)值型變量控制變量家戶人均資產(chǎn)s數(shù)值型變量控制變量年齡age數(shù)值型變量控制變量年齡的平方age2數(shù)值型變量控制變量學(xué)歷edu虛擬變量，初中及以上=1，其他=0控制變量婚姻狀況mar虛擬變量，婚姻完整=1，其他=0控制變量戶主性別g虛擬變量，男=1，女=0控制變量健康狀況h虛擬變量，健康=1，其他=04.2模型設(shè)定在現(xiàn)有研究中，養(yǎng)老保險(xiǎn)參保情況與家庭消費(fèi)之間通常被認(rèn)為存在線性關(guān)系，本文加入一系列控制變量，并對(duì)數(shù)值型變量取對(duì)數(shù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理以降低數(shù)據(jù)波動(dòng)性進(jìn)行實(shí)證研究，最終建立最基本的OLS回歸模型：lnCi=α0+α1p+∑βiXi+ε（3）其中，Ci分別表示Exp、Alive、Develop、Enjoy，lnCi是取四種消費(fèi)支出的對(duì)數(shù)；p為是否參加養(yǎng)老保險(xiǎn)；Xi代表各控制變量，包括lnInc、lns、age、age2、edu、mar、g、h；α0代表截距項(xiàng)；ε代表擾動(dòng)項(xiàng)。構(gòu)建的總樣本實(shí)證模型為：lnCi=α0+α1p+β1lnInc+β2lns+β3age+β4age2+β5edu+β6mar+β7g+β8h+ε（4）研究按收入水平將總樣本分為中低收入水平樣本與高收入水平樣本兩類，所構(gòu)建的收入異質(zhì)性樣本實(shí)證模型為：lnCi=α0+α1p+β1lns+β2age+β3age2+β4edu+β5mar+β6g+β7h+ε（5）4.3數(shù)據(jù)來源和樣本描述性統(tǒng)計(jì)4.3.1數(shù)據(jù)來源本文數(shù)據(jù)選取了中國家庭收入調(diào)查（CHIP）數(shù)據(jù)。由于新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的實(shí)施，CHIP（2013）數(shù)據(jù)中新加入了對(duì)養(yǎng)老保險(xiǎn)參保情況的調(diào)查?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性和研究價(jià)值，本文選用了2013年的CHIP樣本數(shù)據(jù)，其調(diào)查按照東、中、西分層，涉及省份15個(gè)、設(shè)區(qū)市126個(gè)、地級(jí)市、縣和區(qū)共234個(gè)，數(shù)據(jù)樣本1.1萬份。根據(jù)上文設(shè)定的模型，從CHIP（2013）數(shù)據(jù)庫中提取對(duì)應(yīng)數(shù)據(jù)，并且對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選，選擇標(biāo)準(zhǔn)如下：首先，刪除數(shù)據(jù)空白和數(shù)據(jù)不完整的樣本。比如，在家庭各項(xiàng)消費(fèi)、家庭收入等不完全樣本。其次，刪選刪除無效數(shù)據(jù)樣本。比如生存型消費(fèi)支出金額為０的樣本，以及各項(xiàng)收入和消費(fèi)中為負(fù)值的樣本。再者，進(jìn)行數(shù)據(jù)篩選和匹配整合。將數(shù)據(jù)整合過程中產(chǎn)生的無效樣本進(jìn)行篩除。最終得到研究需要的合格總樣本，總樣本中個(gè)體總數(shù)達(dá)到5137個(gè)。4.3.2樣本描述性統(tǒng)計(jì)研究應(yīng)用Stata15.0軟件對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了總體描述統(tǒng)計(jì)，表2列出了人均總消費(fèi)及各分項(xiàng)消費(fèi)、是否參加養(yǎng)老保險(xiǎn)、家庭人均收入、家戶人均資產(chǎn)、年齡、年齡的平方、學(xué)歷、婚姻狀況、性別、健康狀況這13個(gè)變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、中位數(shù)?？梢姡瑯颖炯彝ブ腥司傁M(fèi)為8578元，在各分項(xiàng)消費(fèi)中，所占比重最大的是人均生存型消費(fèi)，占比61.2%，占比最少的是人均享受型消費(fèi)，僅為9.06%；此外，樣本數(shù)據(jù)中戶主的基本養(yǎng)老保險(xiǎn)參保率為89.0%，在年齡方面，戶主平均年齡在56歲左右，中年家庭數(shù)量居多；在學(xué)歷方面，57%的家庭戶主有初中以上文憑；在婚姻狀況方面，92%的家庭為已婚家庭；在性別方面，農(nóng)村家庭戶主絕大多數(shù)為男性，占比達(dá)91%；在健康狀況方面，其均值為2.048，這意味著樣本家庭戶主的健康狀況較為良好，大多處于比較健康狀態(tài)。表SEQ表\*ARABIC2變量描述性統(tǒng)計(jì)分析變量名稱符號(hào)均值標(biāo)準(zhǔn)偏差中位數(shù)人均總消費(fèi)Exp857889356619人均生存型消費(fèi)Alive525441254124人均發(fā)展型消費(fèi)Develop254765321451人均享受型消費(fèi)Enjoy777.21333404.9是否參加養(yǎng)老保險(xiǎn)p0.8900.3101人均收入Inc1120897058734家戶人均資產(chǎn)s181873547010000年齡age56.368.57056年齡的平方age2325010233136學(xué)歷edu0.5700.4901婚姻狀況mar0.9200.2801戶主性別g0.9100.2801健康狀況h0.8900.31014.4相關(guān)性分析由于研究的主要解釋變量為是否參加基本養(yǎng)老保險(xiǎn)，家庭人均收入（Inc）、家戶人均資產(chǎn)（s）、年齡（age）、學(xué)歷（edu）、婚姻狀況（mar）、性別（g）、健康狀況（h）均為控制變量，因而在進(jìn)行相關(guān)性分析時(shí)著重分析主要解釋變量對(duì)各被解釋變量的影響，主要變量間的相關(guān)性情況詳見表3。表SEQ表\*ARABIC3主要變量間相關(guān)系數(shù)pExpAliveDevelopEnjoyp1Exp0.168***1Alive0.274***0.683***1Develop0.095***0.850***0.219***1Enjoy0.123***0.425***0.411***0.118***1注：***表示在1%的顯著性水平下顯著可以看出，是否參加基本養(yǎng)老保險(xiǎn)與人均總消費(fèi)、人均生存型消費(fèi)、人均發(fā)展型消費(fèi)、人均享受型消費(fèi)間的相關(guān)系數(shù)均為正值，這初步驗(yàn)證了研究假設(shè)，但有待通過進(jìn)一步的回歸分析結(jié)果進(jìn)行分析。4.5回歸結(jié)果4.5.1總樣本回歸結(jié)果表SEQ表\*ARABIC4總樣本回歸結(jié)果VARIABLESlnExplnAlivelnDeveloplnEnjoyp0.035*0.060***0.0050.085*(1.71)(3.17)(0.13)(1.96)lnInc0.462***0.423***0.515***0.493***(29.82)(29.09)(22.18)(19.45)lns0.064***0.078***0.047***0.069***(8.86)(11.26)(3.84)(5.17)age-0.037***-0.003-0.122***-0.042**(4.30)(0.31)(7.22)(2.38)Age20.000***0.0000.001***0.000*(3.72)(0.30)(6.16)(1.93)edu0.040***0.027*0.060**0.031(2.73)(1.87)(2.16)(1.01)mar0.084***0.116***0.030-0.079(2.98)(4.18)(0.58)(1.42)g-0.054**-0.060**-0.016-0.093*(1.97)(2.14)(0.33)(1.83)h0.063***0.0050.218***0.038(2.60)(0.21)(4.93)(0.84)Constant5.488***3.956***6.359***2.560***(20.11)(14.85)(12.17)(4.65)Observations5,1375,1375,1375,137R-squared0.4140.3980.2170.161注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平下顯著。在總樣本回歸過程中，所有回歸均依據(jù)固定效應(yīng)模型的F統(tǒng)計(jì)量判斷適用混合效應(yīng)還是固定效應(yīng)，結(jié)果表明固定效應(yīng)模型優(yōu)于混合OLS模型；運(yùn)用LM檢驗(yàn)判斷適用混合效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)，結(jié)果顯示隨機(jī)效應(yīng)模型優(yōu)于混合OLS模型；運(yùn)用Hausman檢驗(yàn)判斷適用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，結(jié)果顯示均在Hausman檢驗(yàn)中拒絕原假設(shè)，因而適用固定效應(yīng)模型。下文對(duì)收入異質(zhì)性樣本的回歸過程中，也同等適用固定效應(yīng)模型。從總樣本回歸結(jié)果中可以看出：（1）基本養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)人均總消費(fèi)和人均享受型消費(fèi)的回歸系數(shù)在10%的顯著性水平下顯著，回歸系數(shù)為0.035和0.085，正向作用明顯。（2）在各控制變量方面，從強(qiáng)到弱排序，人均收入對(duì)消費(fèi)有著決定性促進(jìn)作用，對(duì)總消費(fèi)促進(jìn)達(dá)到46%，其他子項(xiàng)消費(fèi)也有較大增幅；家庭資產(chǎn)排到第二位次，對(duì)總消費(fèi)促進(jìn)超過6%，其他子項(xiàng)消費(fèi)也有一定增幅。從性別來看，在女性為戶主的情況下，對(duì)總消費(fèi)和子項(xiàng)都有較大抑制作用，這與女性特有思想和生理特點(diǎn)是分不開的。而家庭主要成員學(xué)歷同樣對(duì)消費(fèi)有一定影響，學(xué)歷越高，正向作用越高，包括總消費(fèi)和子消費(fèi)。年齡這一數(shù)據(jù)，要綜合考慮年齡與年齡2兩項(xiàng)指標(biāo)看，總的趨勢(shì)是隨年齡增長消費(fèi)水平先增長而后降低。健康這一變量指標(biāo)對(duì)家庭收入有較大影響，對(duì)人均總消費(fèi)的促進(jìn)程度為6.3%，在各分項(xiàng)消費(fèi)中，對(duì)人均發(fā)展型消費(fèi)的促進(jìn)程度最大，為21.8%；婚姻狀況對(duì)人均總消費(fèi)的促進(jìn)程度為8.4%，對(duì)人均生存型消費(fèi)的回歸系數(shù)顯著且為正向。4.5.2收入異質(zhì)性樣本回歸結(jié)果基本養(yǎng)老保險(xiǎn)是社會(huì)的穩(wěn)定器之一。其存在的目的和意義主要是為全體居民提供最低生活保障，同時(shí)通過二次分配甚至三次分配縮小貧富差距，促進(jìn)社會(huì)公平；研究選取樣本中家庭人均收入這一變量，結(jié)果如下圖。圖SEQ圖\*ARABIC1家庭人均收入累積分布圖通過分布圖，我們不難看出，曲線明顯左傾，這也與農(nóng)村地區(qū)實(shí)際情況是完全符合的，低收入群體占絕大多數(shù)，而較高收入人群則很少；按照收入標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行分析，在進(jìn)行數(shù)據(jù)篩選整理過程中剔除了收入小于1000元的樣本，選取1000元以上、1萬元以下作為中低收入樣本，這一群體預(yù)占總量的四成左右。考慮到樣本數(shù)據(jù)整體偏低的特殊性，選取人均收入水平在25000元以上的家庭作為高收入樣本，占總樣本的10%左右。中低收入水平樣本的分析結(jié)果如表5所示：表SEQ表\*ARABIC5中低收入水平樣本回歸結(jié)果VARIABLESlnExplnAlivelnDeveloplnEnjoyp0.152**0.065***0.0600.014(2.23)(2.75)(1.12)(0.24)lns0.083***0.092***0.060***0.099***(9.89)(11.53)(3.93)(6.01)age-0.048***-0.012-0.126***-0.050**(4.19)(1.09)(5.49)(2.26)age20.000***0.0000.001***0.000*(3.59)(0.91)(4.60)(1.86)edu0.062***0.036**0.099***0.071*(3.23)(1.98)(2.70)(1.79)mar0.0290.077**0.112*-0.017(0.77)(2.09)(1.65)(0.22)g-0.030-0.019-0.050-0.075(0.79)(0.51)(0.74)(1.03)h0.055*0.0040.218***0.023(1.96)(0.16)(4.11)(0.40)Constant9.502***7.804***10.705***6.592***(27.68)(24.45)(15.61)(9.90)Observations2,8932,8932,8932,893R-squared0.0670.0590.0610.026注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平下顯著。從中低收入水平樣本回歸結(jié)果可以看出：（1）社會(huì)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭人均總消費(fèi)的回歸系數(shù)在5%的顯著性水平下顯著，回歸系數(shù)為0.152，對(duì)生存性消費(fèi)具有正向作用，回歸系數(shù)為0.067，而對(duì)家庭人均發(fā)展型消費(fèi)和享受型消費(fèi)的回歸系數(shù)不顯著。（2）在各控制變量方面，各項(xiàng)變量指標(biāo)促進(jìn)作用相對(duì)平均，其中人均資產(chǎn)對(duì)消費(fèi)促進(jìn)程度超過8%，對(duì)子項(xiàng)消費(fèi)也有正向刺激作用；學(xué)歷也是重要指標(biāo)，對(duì)總消費(fèi)促進(jìn)度達(dá)到6%，對(duì)子項(xiàng)消費(fèi)也有不同程度的正向作用；婚姻狀況僅對(duì)家庭人均生存型和發(fā)展型消費(fèi)具有不同程度的正向作用，說明婚姻完整的家庭在衣食住行以及醫(yī)療文教消費(fèi)方面表現(xiàn)出較強(qiáng)的消費(fèi)性。另外，在發(fā)展型消費(fèi)與享樂型消費(fèi)方面，健康程度對(duì)基礎(chǔ)消費(fèi)和發(fā)展消費(fèi)均有一定影響，其中發(fā)展消費(fèi)促進(jìn)程度為21.8%，十分強(qiáng)烈。高收入水平樣本的分析結(jié)果如表6所示:表SEQ表\*ARABIC6高收入水平樣本回歸結(jié)果VARIABLESlnExplnAlivelnDeveloplnEnjoyp0.0570.069**0.063*0.167**(1.58)(2.04)(1.74)(2.49)lns0.123***0.134***0.129***0.112***(10.32)(11.69)(6.74)(5.41)age-0.032*0.014-0.128***-0.038(1.89)(0.83)(4.63)(1.19)age20.0000.0000.001***0.000(1.62)(0.70)(4.00)(0.91)edu0.054**0.053**0.0620.014(2.05)(2.10)(1.35)(0.27)mar-0.138***-0.152***0.017-0.142(2.72)(3.08)(0.22)(1.57)g0.120***0.133***0.0460.157**(2.74)(3.00)(0.61)(2.10)h0.115**0.0230.262***0.033(2.07)(0.47)(2.90)(0.40)Constant9.423***7.296***10.953***7.092***(18.93)(14.61)(13.23)(7.37)Observations2,2032,2032,2032,203R-squared0.0820.0950.0600.027注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平下顯著。從高收入水平樣本回歸結(jié)果可以看出：（1）社會(huì)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)總的來看，對(duì)家庭人均生存型、發(fā)展型和享受型消費(fèi)均具有不同程度的正向作用，回歸系數(shù)分別為0.062、0.063、0.167，但對(duì)總消費(fèi)沒有太大正向作用。（2）在各控制變量方面，與前幾輪研究相似，人均資產(chǎn)、學(xué)歷、婚姻狀況、性別都對(duì)人均總消費(fèi)與各子項(xiàng)消費(fèi)有一定影響。其中人均資產(chǎn)仍是主要因素，對(duì)總消費(fèi)的促進(jìn)程度超過12%，對(duì)子項(xiàng)也有積極正向影響；其次戶主性別對(duì)總消費(fèi)影響很大，戶主為男性時(shí)，對(duì)總消費(fèi)促進(jìn)成都超過11%，對(duì)子項(xiàng)也有積極影響；而學(xué)歷對(duì)總消費(fèi)促進(jìn)作用稍弱，在5%左右，對(duì)子項(xiàng)也有刺激作用；最后婚姻狀況對(duì)總消費(fèi)、生存消費(fèi)、發(fā)展消費(fèi)都有消極影響。健康狀況對(duì)家庭人均發(fā)展型消費(fèi)具有顯著的正向作用，促進(jìn)程度為26.2%。4.6回歸結(jié)果分析4.6.1總樣本回歸結(jié)果分析從整體情況來看，參加基本社保的家庭比未參保家庭消費(fèi)水平稍高，但并不十分明顯，差額在3.5%左右。在各分項(xiàng)消費(fèi)中，家庭人均生存型消費(fèi)和享受型消費(fèi)分別多出6%和8.5%，而在家庭人均發(fā)展型消費(fèi)方面則無顯著影響。對(duì)于農(nóng)村家庭來說，無論家庭是否參與養(yǎng)老保險(xiǎn)，在交通教育文化等方面的支出都是一項(xiàng)持續(xù)性長期消費(fèi)支出，因而對(duì)發(fā)展型消費(fèi)的作用效果不顯著；社保的基礎(chǔ)保障功能為低收入群體帶來了基本的生活保障，在一定范圍改善了農(nóng)村低收入群體的生活水平，提高了消費(fèi)能力，推動(dòng)農(nóng)村家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)也逐漸發(fā)生變化，農(nóng)村家庭除了增加在生存型消費(fèi)的物質(zhì)追求外，也更加注重短期服務(wù)收益、注重高層次的精神需求，因而在服務(wù)享受型消費(fèi)支出方面所促進(jìn)的幅度最大。在控制變量方面，家庭人均收入和資產(chǎn)是決定因素，這兩項(xiàng)指標(biāo)無論是對(duì)總消費(fèi)還是子項(xiàng)消費(fèi)，都有很明顯促進(jìn)作用，增長呈現(xiàn)明顯的正向關(guān)聯(lián)。學(xué)歷指標(biāo)對(duì)消費(fèi)也有促進(jìn)作用，高學(xué)歷家庭可以從事更多非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的工作，獲得的經(jīng)濟(jì)收入相對(duì)較多，消費(fèi)能力也就越強(qiáng)?；橐鰻顩r對(duì)消費(fèi)影響則相對(duì)復(fù)雜，總的來看，對(duì)總消費(fèi)是正向的；但在各分項(xiàng)消費(fèi)中，對(duì)生存型和發(fā)展型消費(fèi)作用方向?yàn)檎?，?duì)享受型消費(fèi)的作用方向?yàn)樨?fù)向。那么這一點(diǎn)也不難理解，即單身無論是男女，沒有家庭負(fù)擔(dān)，特別是子女撫養(yǎng)和教育壓力，同時(shí)隨著時(shí)代發(fā)展，年輕群體也熱衷于高級(jí)消費(fèi)。而已婚家庭則以日常消費(fèi)開支為主。年齡這一指標(biāo)對(duì)于消費(fèi)影響不一，整體上呈現(xiàn)緩坡山型曲線圖例。在50歲以前階段，隨著年齡增加，消費(fèi)支出水平呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，其后呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，消費(fèi)水平降低。導(dǎo)致這一年齡節(jié)點(diǎn)相對(duì)靠后的主要原因是，由于農(nóng)村人口大多以個(gè)人體力勞動(dòng)為主，因此退休時(shí)間也相對(duì)較晚。因此50歲之前收入相對(duì)穩(wěn)定，可以滿足家庭日益増多的消費(fèi)需求，所以家庭消費(fèi)支出隨著年齡的増加而増加。后其后階段則呈現(xiàn)明顯下降趨勢(shì)，這與農(nóng)村地區(qū)實(shí)際情況也是高度吻合的。4.6.2收入異質(zhì)性樣本回歸結(jié)果分析收入異質(zhì)性樣本主要圍繞中低收入群體與較高收入群體兩個(gè)群體展開，分析結(jié)果顯示情況與總樣本有一定差距，但并不明顯。由于收入水平較低，因此參保家庭明顯比未參保家庭消費(fèi)水平高，超過15%。子消費(fèi)項(xiàng)中，生存性消費(fèi)超出6.5%，而對(duì)發(fā)展性與享受型則沒有影響。這種結(jié)果是顯而易見的，因?yàn)樵摬糠秩罕姛o論是否參保，都沒有余力進(jìn)行發(fā)展型或享受型消費(fèi)。而對(duì)于農(nóng)村較高收入群體，參保情況對(duì)家庭人均總消費(fèi)無顯著影響，但在其他三個(gè)子項(xiàng)中均有正向影響，分別多出6.9%、6.3%、16.7%；可見有了基本養(yǎng)老保險(xiǎn)作為未來收入的保障，中低收入群體的總消費(fèi)和生存型消費(fèi)有很大的提升，而高收入群體由于自身收入本就較高，受基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度影響相對(duì)較小，因而在總消費(fèi)上并無明顯的促進(jìn)作用，對(duì)于高收入群體而言，精神消費(fèi)占比較高，因而對(duì)享受型消費(fèi)支出的促進(jìn)程度較大。在控制變量方面，兩個(gè)群體中，人均資產(chǎn)對(duì)總消費(fèi)與各子項(xiàng)消費(fèi)正向作用是顯而易見的，這與傳統(tǒng)認(rèn)知相符；學(xué)歷水平對(duì)于中低收入家庭的各項(xiàng)消費(fèi)均有不同程度的正向顯著作用，但是對(duì)于高收入水平家庭的發(fā)展型和享受型消費(fèi)并不顯著，很大程度上是因?yàn)楦邔W(xué)歷的高收入家庭，日常支出的總比例中，生活必需品和基礎(chǔ)性消費(fèi)支出占比較低，而精神消費(fèi)、發(fā)展型、享樂型消費(fèi)較高，而中低收入家庭自身生活水平本就較低，因此無法享受高收入、高學(xué)歷水平帶來的收入紅利，無法有效促進(jìn)消費(fèi)支出。第