社會保障、包容性增長與居民消費(fèi)升級

章成，洪錚

(1 南開大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300071；2 江西財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，江西 南昌 330013)

1 引言

新一輪消費(fèi)升級是中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵，但居高不下的儲蓄率抑制了居民消費(fèi)。對于中國儲蓄率較高的原因，學(xué)者們給出各種解釋，一個較為普遍的觀點(diǎn)是中國尚未建立完善的社會保障體系，家庭要為各種可能的風(fēng)險做預(yù)防性儲蓄，包括養(yǎng)老、醫(yī)療、教育等，導(dǎo)致居民消費(fèi)需求不足。2021年《政府工作報告》提出堅(jiān)持?jǐn)U大內(nèi)需這個戰(zhàn)略基點(diǎn)，充分挖掘國內(nèi)消費(fèi)潛力，通過穩(wěn)就業(yè)、保民生，提高居民消費(fèi)能力和消費(fèi)意愿。黨的十九大報告指出，中國社會主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要同不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾，發(fā)展的不平衡與不充分是新發(fā)展階段必須解決的問題。要堅(jiān)定不移地貫徹包容性增長理念，完善社會保障，促進(jìn)居民消費(fèi)升級，使發(fā)展成果更多惠及廣大人民群眾。

包容性增長是社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要議題，也是社會保障的重要議題。包容性增長是對阿瑪?shù)賮喩芰ω毨Ю碚摰膽?yīng)用，既關(guān)注公平，又關(guān)注效率。強(qiáng)調(diào)的是增長之后怎么辦，即如何處理增長的收益和分配。若某種因素對收入增長的作用為正，且相對貧困的人從該因素中獲益更多，那么該因素就包含了包容性增長。弱勢群體是包容性增長重點(diǎn)關(guān)注的人群，包容性增長的理念和社會保障的安定目標(biāo)有著緊密的聯(lián)系，從這個意義來講，社會保障能夠促進(jìn)包容性增長。根據(jù)凱恩斯的絕對收入理論，低收入群體有更高的邊際消費(fèi)傾向，社會保障通過收入分配再調(diào)節(jié)，緩解了貧富差距，提高了貧困地區(qū)和農(nóng)村居民邊際消費(fèi)支出，不僅實(shí)現(xiàn)了包容性增長，而且有利于發(fā)揮內(nèi)需對經(jīng)濟(jì)增長的積極作用。區(qū)域和城鄉(xiāng)消費(fèi)差距縮小是收入差距縮小的重要表現(xiàn)，能夠比較客觀地反映包容性增長“公平性”的理念。從包容性增長的視角探究社會保障對居民消費(fèi)升級影響，對于全體人民共享小康社會發(fā)展成果和以內(nèi)需為主的雙循環(huán)新發(fā)展格局形成有十分重要的現(xiàn)實(shí)意義。

2 文獻(xiàn)梳理

影響居民消費(fèi)的因素錯綜復(fù)雜，社會保障作為收入再分配的重要手段，對居民消費(fèi)產(chǎn)生重要作用。Wouter Zan(1988)基于拓展的生命周期模型，運(yùn)用1957—1986年荷蘭的數(shù)據(jù)研究了社會保障和居民消費(fèi)之間的關(guān)系，結(jié)果表明社會保障與邊際消費(fèi)傾向是顯著正向關(guān)系。社會保障支出對提升居民消費(fèi)有重要作用，且對不同收入群體的影響不同(H.Yigit Aydede，2007)。Kakwani & Subbarao(2005)的研究表明基礎(chǔ)養(yǎng)老金能夠通過降低農(nóng)村家庭的貧困率起到促進(jìn)消費(fèi)的作用。如果社會保障制度和基本的社會保險不存在，那么理性的消費(fèi)者就會選擇降低消費(fèi)，提高儲蓄(Gormley，2010)。國外學(xué)者諸如Kotlikoff(1979)、Rojas et al.(2008)等人也持有相似的觀點(diǎn)。李振軍(2011)認(rèn)為農(nóng)村社會保障狀況的改善能夠體現(xiàn)包容性增長所要求的公平和效率，能顯著提升居民消費(fèi)率，縮小收入分配差距而提高社會穩(wěn)定程度。蔣南平(2011)指出社會保障支出對居民消費(fèi)有顯著的促進(jìn)作用，且經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)城市社會保障水平對消費(fèi)的促進(jìn)作用不及欠發(fā)達(dá)城市，表明低收入群體從社會保障的完善中受益更多。張川川等(2014)指出“新農(nóng)保”養(yǎng)老金收入顯著提升了農(nóng)村老年人收入水平，降低了貧困發(fā)生率。并在一定程度上提高了家庭消費(fèi)，減少了老年人勞動供給。周廣肅等(2020)的研究表明新農(nóng)保能顯著降低農(nóng)村消費(fèi)不平等程度，對中低收入家庭消費(fèi)差距的影響更明顯。社會保障是解決體制問題(城鄉(xiāng)差距、區(qū)域差距、行業(yè)差距)的關(guān)鍵手段(范黎波、楊金海，2017)，也是解決居民消費(fèi)瓶頸的關(guān)鍵。

也有學(xué)者認(rèn)為社會保障對居民消費(fèi)的影響為負(fù)或不顯著。擁有養(yǎng)老保險會增加居民的退休欲望，從而增加儲蓄，減少消費(fèi)(Cagan，1965)。Blake(2004)對英國的研究表明職業(yè)養(yǎng)老金和私人養(yǎng)老金對消費(fèi)有顯著的擠出效應(yīng)。Peter van Santen(2012)指出由于養(yǎng)老金收入和壽命不確定性，家庭會儲蓄更多，導(dǎo)致居民消費(fèi)受到抑制。類似的觀點(diǎn)還有Blinder(1973)、Bloom(2003)、Yakita(2001)等人。Thomas(2009)的研究表明美國社會保障資金支出，并沒有顯著提升居民消費(fèi)水平。王延中和龍玉其(2013)認(rèn)為中國社會保障收入再分配作用不足，有一定的“逆向”收入分配作用。蔡萌、岳希明(2018)的實(shí)證研究表明社會保障支出具有改善城鄉(xiāng)收入分配的作用，但社會保障支出規(guī)模的增加會使收入分配逐漸惡化，事業(yè)單位離退休金和報銷醫(yī)藥費(fèi)的分配擴(kuò)大了收入差距。

在社會保障和居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的研究上，都陽、Park(2007)的研究表明城市低保家庭顯著提升了教育和食品支出比例，健康支出的變化不明顯。Gao(2014)運(yùn)用CHIP的測算發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)低保家庭會比非城鎮(zhèn)低保家庭優(yōu)先進(jìn)行人力資本投資，前者比后者人均健康和教育支出分別增加43%和31%。Shim Young(2016)的研究發(fā)現(xiàn)社會保障使非洲居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)得以改善，居民用于醫(yī)療、能源和其它服務(wù)消費(fèi)的比重上升。肖攀(2016)基于PSTR模型的研究表明，在門檻值前后農(nóng)村社會保障對農(nóng)村居民食品、交通、通訊消費(fèi)的影響始終為正，且隨社會保障水平的提升而增強(qiáng)。魏勇(2017)的研究表明政府社會保障支出對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)升級效應(yīng)明顯，但對低收入居民消費(fèi)升級的作用不明顯。

上述研究為本文提供了較好的參考，但較少從包容性增長的角度考慮社會保障對居民消費(fèi)的作用，較少考察不同類型社會保障對不同層次居民消費(fèi)傾向和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響。對包容性增長的研究大多從收入不平等的角度開展如張勛等(2019)、馬德功等(2020)。然而消費(fèi)不平等是收入不平等的重要表現(xiàn)，能更好體現(xiàn)人民生活水平。鑒于此，本文采用全國性的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，分析社會保障對不同區(qū)域和消費(fèi)層次居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)和消費(fèi)傾向的異質(zhì)性影響，運(yùn)用反事實(shí)估計(jì)和PSM-DID分析有無社會保障家庭的消費(fèi)差異。從包容性增長益貧性的特征檢驗(yàn)社會保障的有效性，為完善社會保障政策實(shí)施方案與實(shí)現(xiàn)中國的包容性增長提供有效借鑒。

3 理論分析及研究假設(shè)

預(yù)防性儲蓄是指具有風(fēng)險厭惡的消費(fèi)者為預(yù)防未來可能出現(xiàn)的消費(fèi)水平降低的不確定性而進(jìn)行的儲蓄。這種不確定性往往是由收入不確定性所造成的，缺乏社會保障的家庭在養(yǎng)老、醫(yī)療方面所面臨的不確定性大于已參加社會保障的家庭，因此具有更強(qiáng)烈的儲蓄資產(chǎn)的意愿以應(yīng)對未來可能出現(xiàn)的意外或疾病。社會保障是個體進(jìn)行消費(fèi)跨期配置的重要手段，因此考慮社會保障對居民消費(fèi)的影響一般是在生命周期理論框架下進(jìn)行。參考劉雙(2018)的研究構(gòu)建生命周期模型，個體在成年期的消費(fèi)低于收入，進(jìn)行預(yù)防性儲蓄。在退休期的消費(fèi)高于收入，為負(fù)儲蓄階段，消費(fèi)者通過平滑各個階段的消費(fèi)，實(shí)現(xiàn)消費(fèi)效用最大化。假設(shè)家庭消費(fèi)者效用的函數(shù)為U(C)，U(C)的一階導(dǎo)數(shù)大于0，二階導(dǎo)數(shù)小于0，生命周期從0期開始，到T期結(jié)束，代表消費(fèi)者效用的函數(shù)如下：

(1)

W′(t)=(1-s)Yt+rW(t)-ct

(2)

W(0)=0,W(T)=C0

(3)

式(1)代表最優(yōu)化目標(biāo)，(2)是約束條件，(3)是初始條件，C代表消費(fèi)，λ是貼現(xiàn)率，W為家庭儲蓄即家庭財富水平，Y代表家庭收入水平，r是實(shí)際利率，s是收入中用于平滑一生消費(fèi)的比率，與家庭所處的生命周期有關(guān)，C0是消費(fèi)者維持一生的消費(fèi)水平，對以上公式進(jìn)行求解，可得：

(4)

在式(4)的基礎(chǔ)上構(gòu)建一個反映不同消費(fèi)層次居民在不同生命周期的消費(fèi)方程如下：

Cit=β01+β11Yit+β21Xit+β31Sit+G(Cit，k)(β02+β12Yit+β22Xit+β32Sit)

(5)

式(5)中C表示消費(fèi)，Y表示收入，S表示社會保障(養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險、政府補(bǔ)助)，X表示除收入外其它影響消費(fèi)的控制變量如：年齡、性別、政治面貌等。G表示分位數(shù)函數(shù)，用消費(fèi)支出作為分位數(shù)變量，k是消費(fèi)層次的百分位，用來界定不同的消費(fèi)層次。模型共分為兩個部分。β01+β11Yit+β21Xit+β31Sit表示與消費(fèi)階層無關(guān)的消費(fèi)部分，G(Cit，k)(β02+β12Yit+β22Xit+β32Sit)表示不同消費(fèi)階層在消費(fèi)行為上的異質(zhì)性。

基于上述文獻(xiàn)和理論分析，本文提出以下兩個研究假設(shè)。

假設(shè)1：社會保障能夠降低居民的預(yù)防性儲蓄，促進(jìn)消費(fèi)升級。

假設(shè)2：社會保障對不同消費(fèi)層次居民消費(fèi)的影響具有異質(zhì)性。

4 數(shù)據(jù)來源和模型構(gòu)建

4.1 數(shù)據(jù)來源說明

中國家庭動態(tài)追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CFPS)是由北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心實(shí)施的兩年一次的跟蹤調(diào)查，包含經(jīng)濟(jì)、教育、人口遷移、健康等在內(nèi)的活動主題，調(diào)查樣本覆蓋全國25個省/區(qū)/直轄市，具有較好的代表性。使用2010/2012/2014/2016/2018共5期跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，獲取包含社會保障和家庭各項(xiàng)消費(fèi)支出的變量。其中年齡、性別、教育、健康狀況主要來源于個人問卷，家庭結(jié)構(gòu)、家庭資產(chǎn)、收入、住房等信息來源于家庭問卷。參考既有研究將戶主(1)CFPS沒有明確的戶主，參考中國家庭金融調(diào)查官網(wǎng)，選取2010年戶主為家中主事者，2012-2018年為家庭財務(wù)管理者。年齡設(shè)置為18-75歲，剔除戶主數(shù)據(jù)缺失、家庭消費(fèi)總支出為0以及重要變量缺失的家庭數(shù)據(jù)。對成人和家庭數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配和清理，最后得到5期非平衡面板數(shù)據(jù)。

4.2 變量選取和指標(biāo)說明

被解釋變量：杜丹青(2017)、朱仲坤(2020)等多人的研究均表明居民消費(fèi)升級的核心在于消費(fèi)結(jié)構(gòu)由生存型向發(fā)展型、享受型消費(fèi)轉(zhuǎn)變，由此引發(fā)服務(wù)型消費(fèi)占比提升，恩格爾系數(shù)下降。故本文對居民消費(fèi)升級的研究主要從兩方面考慮，其一是消費(fèi)潛力是否得到釋放，用家庭人均消費(fèi)支出衡量，即CFPS數(shù)據(jù)中家庭總消費(fèi)/家庭規(guī)模得出人均消費(fèi)支出。其二是消費(fèi)結(jié)構(gòu)是否優(yōu)化升級，用恩格爾系數(shù)來衡量即食品消費(fèi)支出占總支出的比重(程莉等，2016；邢天才等，2019)。發(fā)展或享受型消費(fèi)占總支出的比重(胡日東等，2014；張慧芳等，2017)，發(fā)展型消費(fèi)包括交通通訊支出、醫(yī)療保健支出、文教娛樂支出，享受型消費(fèi)包括家庭設(shè)備及日用品支出和其他消費(fèi)支出。

解釋變量：根據(jù)社會保險不能重復(fù)參保的規(guī)定，(1)養(yǎng)老保障以問卷中“您參保了哪幾種養(yǎng)老保險項(xiàng)目？”獲取，擁有城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老保險、新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險的賦值為1，其它賦值為0；(2)醫(yī)療保障以問卷中“您享有哪些醫(yī)療保險？”獲取，擁有城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險、新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險的賦值為1，其它賦值為0；(3)政府補(bǔ)助根據(jù)問卷中“是否收到政府補(bǔ)助？(低保和各類補(bǔ)助)”來獲取，是賦值為1，否賦值為0。

控制變量：對戶主的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征和家庭經(jīng)濟(jì)特征進(jìn)行控制，戶主人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征包括：(1)年齡age；(2)性別gender(二值變量，1表示男性)；(3)婚否marry(二值變量，1表示有配偶)；(4)政治面貌party(二值變量，1表示黨員)；(5)戶主受教育年限edu；(6)健康水平health(二值變量，1表示健康)；(7)建房購房貸款mort(二值變量，1表示有房貸 )；(8)參考康書隆，余海躍(2017)的研究選取家庭人均純收入lninc(對數(shù))：“調(diào)整后的家庭人均純收入”，取對數(shù)；(9)家庭存款lnsave(對數(shù))：“家庭現(xiàn)金及存款總額-元”取對數(shù)。東部地區(qū)(若家庭所在地區(qū)為北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、廣西，取值為 1、中部地區(qū)(若家庭所在地區(qū)為山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南，取值為 1)、西部地區(qū)(若家庭所在地區(qū)為重慶、四川、貴州、云南、廣西、陜西、甘肅，取值為1)。相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

4.3 模型構(gòu)建

4.3.1 分位數(shù)回歸模型

分位數(shù)回歸分為條件分位數(shù)回歸(CQR)和無條件分位數(shù)回歸(UQR)，對因變量非對稱，尤其是具有后尾特征分布的數(shù)據(jù)更有意義，而消費(fèi)分布為典型的非對稱分布。相較于OLS回歸研究自變量對因變量平均值的影響，分位數(shù)回歸更細(xì)致的研究了自變量對因變量分布的影響，且不要求擾動項(xiàng)的正態(tài)假設(shè)，估計(jì)值不易受到極端值的影響，結(jié)果更穩(wěn)健。為度量不同地區(qū)消費(fèi)差距分布，引入RIF回歸分解法對不同層次居民消費(fèi)進(jìn)行分析。將家庭人均消費(fèi)對數(shù)/恩格爾系數(shù)/發(fā)展型消費(fèi)占比/享受型消費(fèi)占比作為被解釋變量，將影響家庭消費(fèi)支出的因素作為解釋變量構(gòu)建面板分位數(shù)回歸模型，具體如下：

Qq(consui|x)=βqseci+∑βqiXqi+μit

(6)

其中consui代表家庭人均消費(fèi)支出對數(shù)、發(fā)展型消費(fèi)占比、享受型消費(fèi)占比，X表示影響消費(fèi)支出的一系列控制變量，具體包括年齡、性別、受教育年限、家庭收入、家庭資產(chǎn)、家庭存款、是否有房貸等，seci表示不同類型的社會保障，如醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險、政府補(bǔ)助，q是分位數(shù)，本文按照居民平均消費(fèi)支出從低到高的10%、25%、50%、75%、90%五個分位數(shù)進(jìn)行分析，βq表示在q分位數(shù)上影響消費(fèi)的回歸系數(shù)，uit表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

表1 變量定義和描述性統(tǒng)計(jì)

4.3.2 反事實(shí)分析和分位數(shù)分解

進(jìn)一步地可分解為

(7)

采用無條件分位數(shù)回歸法，分別從整體平均水平上、分位數(shù)上考察社會保障(養(yǎng)老保障、醫(yī)療保障、政府補(bǔ)助)對居民消費(fèi)傾向和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響。

表2 社會保障與居民消費(fèi)升級：基準(zhǔn)模型

5 實(shí)證結(jié)果及分析

本節(jié)在估算社會保障與家庭消費(fèi)升級的基準(zhǔn)模型后，通過分析社會保障影響家庭消費(fèi)分項(xiàng)支出的異質(zhì)性判斷其包容性增長的特點(diǎn)。

5.1 社會保障與居民消費(fèi)升級

首先討論社會保障對居民消費(fèi)傾向、恩格爾系數(shù)和發(fā)展享受型消費(fèi)的影響，表2匯報了基準(zhǔn)回歸結(jié)果。考慮到發(fā)展型消費(fèi)支出和享受型消費(fèi)支出均存在支出為0的情況，故同時運(yùn)用OLS和Tobit兩種回歸方法分析。

從社會保障的角度來看，在醫(yī)療保險方面，醫(yī)療保險對居民消費(fèi)傾向?yàn)轱@著負(fù)向，醫(yī)療保險每提高1%，居民消費(fèi)傾向降低0.19%，恩格爾系數(shù)下降0.02%，發(fā)展型消費(fèi)提高0.009%，享受型消費(fèi)提高0.006%。參加醫(yī)療保險能促使收入水平較低的居民在生病時及時就診，降低未來支付高額醫(yī)療費(fèi)的可能性，減少居民預(yù)防性儲蓄。養(yǎng)老保險對居民消費(fèi)傾向有顯著的提升作用，養(yǎng)老保險每提高1%，居民消費(fèi)傾向增加0.1%，恩格爾系數(shù)下降0.044%，發(fā)展型消費(fèi)提高0.014%，享受型消費(fèi)下降0.003%。與醫(yī)療保險相比較，養(yǎng)老保險對居民消費(fèi)傾向的正向作用較大，且對居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的影響力度更大，鑒于中國養(yǎng)老保險水平較低的現(xiàn)狀，養(yǎng)老保險對居民享受型消費(fèi)升級為負(fù)作用。在政府補(bǔ)助方面，政府補(bǔ)助每提高1%，居民消費(fèi)傾向降低0.094%，恩格爾系數(shù)降低 0.025%，發(fā)展型消費(fèi)提升0.004%，體現(xiàn)了我國政府補(bǔ)助政策的有效性。以上分析表明各類社會保障均有利于居民恩格爾系數(shù)降低和發(fā)展型消費(fèi)升級，驗(yàn)證了假說1。

從家庭結(jié)構(gòu)和個人特征來看，年齡對居民消費(fèi)傾向和居民消費(fèi)升級均為顯著抑制作用但系數(shù)較小，表明人口結(jié)構(gòu)對居民消費(fèi)升級產(chǎn)生重要作用。性別對居民消費(fèi)支出、恩格爾系數(shù)和發(fā)展型消費(fèi)升級的影響為顯著負(fù)向，但對享受型消費(fèi)升級為顯著正向，這可能是男性戶主相較于女性戶主消費(fèi)更為理性。婚姻狀況降低了居民平均消費(fèi)傾向，但有利于居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級。戶主是黨員的家庭消費(fèi)支出和消費(fèi)結(jié)構(gòu)更為高級，可能是戶主為黨員的家庭有更高的社會地位和更穩(wěn)定的工作和收入。戶主健康與否對家庭消費(fèi)支出、恩格爾系數(shù)和發(fā)展型消費(fèi)的影響為負(fù)，但對享受型消費(fèi)升級有正向作用，這可能是由于戶主身體健康的家庭，醫(yī)療支出較少，更注重享受型消費(fèi)。受教育水平對居民消費(fèi)支出有顯著的正向作用，能夠顯著降低恩格爾系數(shù)并提高發(fā)展型消費(fèi)水平，表明人力資本的上升推動了社會階層的流動，居民可以通過教育流動至更高的消費(fèi)層次，教育在改變固有階層方面發(fā)揮著重要作用。家庭儲蓄對居民消費(fèi)傾向和享受型消費(fèi)升級為顯著正向，但對恩格爾系數(shù)和發(fā)展型消費(fèi)的影響為顯著負(fù)向，表明過高的家庭儲蓄存款不利于居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級。家庭人均收入對數(shù)每提高1%，居民消費(fèi)支出對數(shù)提高0.33%，恩格爾系數(shù)降低0.007%，發(fā)展型消費(fèi)降低0.015%，享受型消費(fèi)提高0.009%，表明收入是消費(fèi)的基礎(chǔ)和前提，對居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級整體上為正向促進(jìn)作用。建房購房貸款對居民平均消費(fèi)傾向有顯著的促進(jìn)作用，且這一影響較大為0.256%，并顯著降低了恩格爾系數(shù)，有利于享受型消費(fèi)升級，這可能因?yàn)橛薪ǚ抠彿抠J款的家庭往往收入水平較高，有固定的工資收入，受流動性約束限制較小。Tobit和OLS的估計(jì)結(jié)果大小和符號一致，證實(shí)了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

5.2 社會保障與包容性增長(或消費(fèi)不平等)

5.2.1 社會保障對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)升級的影響

上述發(fā)現(xiàn)證實(shí)了社會保障對居民消費(fèi)升級的促進(jìn)作用，但并不意味著消費(fèi)差距的縮小。我們?nèi)孕柙u估社會保障的發(fā)展能否帶來包容性增長，即在增加居民消費(fèi)的同時，帶來消費(fèi)不平等的改善。以社會保障與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)升級的關(guān)系為代表，考察社會保障與包容性增長(消費(fèi)不平等)的關(guān)系。城鎮(zhèn)居民相比農(nóng)村居民享有更高水平的社會保障，若能夠證實(shí)農(nóng)村居民從社會保障中獲益更多，即可說明其對消費(fèi)升級的包容性作用。

表3中的回歸結(jié)果表明，對于城鎮(zhèn)居民來說醫(yī)療保險增加了食品消費(fèi)支出和醫(yī)療保健支出。養(yǎng)老保險增加了交通通訊支出但減少了娛樂消費(fèi)支出。政府補(bǔ)助增加了居住、醫(yī)療保健和其它消費(fèi)支出。整體來說各項(xiàng)社會保障從不同方面促進(jìn)了居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級。對于農(nóng)村居民來說醫(yī)療保險增加了食品、衣著和居住生存型消費(fèi)支出，也增加了醫(yī)療保健類發(fā)展型消費(fèi)支出，這驗(yàn)證了中國以“新農(nóng)保”為代表的醫(yī)療保險的有效性。養(yǎng)老保險和政府補(bǔ)助顯著增加了農(nóng)村居民各類消費(fèi)支出，且影響系數(shù)較大。總體來說，社會保障水平的提高對于農(nóng)村居民消費(fèi)傾向和消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的正向作用大于城鎮(zhèn)居民，有利于縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距，發(fā)揮農(nóng)村居民消費(fèi)對內(nèi)循環(huán)的積極作用，表明社會保障具有益貧性的包容性增長特征。

表3 城鄉(xiāng)居民分項(xiàng)消費(fèi)支出的行為特征

表4 社會保障對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)影響的無條件分位數(shù)回歸

5.2.2 社會保障影響居民消費(fèi)升級的分位數(shù)回歸

由于居民消費(fèi)右偏分布的特點(diǎn)，社會保障對不同層次居民消費(fèi)的作用可能存在差異。無條件分位數(shù)在微觀數(shù)據(jù)的實(shí)證研究中，對經(jīng)濟(jì)政策評估具有重要意義。運(yùn)用無條件面板分位數(shù)回歸(CQR)驗(yàn)證社會保障對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)傾向和消費(fèi)升級的無條件高位數(shù)、中位數(shù)、低位數(shù)的差異化影響。若能夠證實(shí)社會保障對低分位點(diǎn)居民消費(fèi)的正向作用更大即可證實(shí)其包容性增長的特征。

從表4可以看出對于城鎮(zhèn)居民來說，在各個消費(fèi)層次上，醫(yī)療保險對10%和25%消費(fèi)層次的居民消費(fèi)的影響為顯著正向，但對50%-90%較高消費(fèi)人群的影響不顯著。養(yǎng)老保險對10%低分位數(shù)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)傾向提升有促進(jìn)作用，這可能由于高消費(fèi)層次城鎮(zhèn)居民的收入水平較高，社會保障無法顯著增加其消費(fèi)傾向。政府補(bǔ)助對90%高消費(fèi)層次城鎮(zhèn)居民消費(fèi)傾向有顯著的正向作用，表明我國城鎮(zhèn)政府補(bǔ)助可能存在錯位現(xiàn)象。

對于農(nóng)村居民來說，醫(yī)療保險對于10%和25%的低消費(fèi)層次居民消費(fèi)支出為顯著正向，但對其它層次的影響不顯著或?yàn)樨?fù)向。養(yǎng)老保險對各個消費(fèi)層次農(nóng)村居民的影響均為顯著正向，且這一影響隨著消費(fèi)層次的提升逐步擴(kuò)大。低收入群體有較高的消費(fèi)傾向，養(yǎng)老保險增加了農(nóng)村居民收入水平降低了預(yù)防性儲蓄，體現(xiàn)了我國養(yǎng)老保險政策在保障城鄉(xiāng)居民基本生活、促進(jìn)民生改善上的有效性。但醫(yī)療保險對較高層次居民消費(fèi)傾向的影響不顯著。這可能是由醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險的形式和內(nèi)容差異造成的，醫(yī)療保險旨在滿足城鄉(xiāng)居民的醫(yī)療需求，盡管醫(yī)療保險覆蓋率高，但只提供醫(yī)療方面的保障，保障內(nèi)容有限。而養(yǎng)老保險能夠自由支配，保障內(nèi)容更為廣泛。政府補(bǔ)助對于農(nóng)村10%-75%消費(fèi)層次居民消費(fèi)傾向?yàn)轱@著正向，但這一影響呈現(xiàn)邊際效應(yīng)遞減的特點(diǎn)，證實(shí)了農(nóng)村政府補(bǔ)助的有效性。

表5 社會保障對居民消費(fèi)升級影響的分位數(shù)回歸

綜上，醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險對城鎮(zhèn)低消費(fèi)層次人群和農(nóng)村居民消費(fèi)升級有顯著的優(yōu)化作用，政府補(bǔ)助有效促進(jìn)了農(nóng)村低層次居民消費(fèi)升級，有利于實(shí)現(xiàn)全體人民共享發(fā)展成果，符合包容性增長的要求。

表5揭示的社會保障對恩格爾系數(shù)的影響，表明，醫(yī)療保險對居民消費(fèi)升級的影響為負(fù)或不顯著，養(yǎng)老保險促進(jìn)了各層次居民的消費(fèi)升級，政府補(bǔ)助顯著促進(jìn)了50%以下居民消費(fèi)升級。社會保障對居民發(fā)展型消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級的結(jié)果表明，醫(yī)療保險對各層次居民發(fā)展型消費(fèi)升級的影響不顯著。養(yǎng)老保險對10%-50%消費(fèi)層次居民發(fā)展型消費(fèi)有積極作用，但對75%-90%較高消費(fèi)層次居民消費(fèi)的正向作用不顯著，表明我國低消費(fèi)層次群體在養(yǎng)老保險中獲益較多，有利于縮小不同層次居民消費(fèi)差距，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長機(jī)會共享，實(shí)現(xiàn)包容性增長。政府補(bǔ)助對25%-90%消費(fèi)層次居民消費(fèi)升級均為顯著負(fù)向，這可能是由于政府補(bǔ)助中拆遷補(bǔ)助、土地補(bǔ)助等擴(kuò)大了居民收入差距，不利于居民整體消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級。社會保障對居民享受型消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級的結(jié)果表明，醫(yī)療保險對75%以下消費(fèi)層次居民消費(fèi)產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，對居民享受型消費(fèi)升級為顯著負(fù)向作用，養(yǎng)老保險每提高1%，10%-25%消費(fèi)層次的享受型消費(fèi)提高0.003%，表明養(yǎng)老保險對低收入層次居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級為正向作用，但鑒于中國養(yǎng)老保險水平較低的現(xiàn)狀，養(yǎng)老保險對較高層次居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級的正向作用不顯著。

以上分析證實(shí)了社會保障的包容性作用，并驗(yàn)證了假說2。

5.3 反事實(shí)分析結(jié)果與估計(jì)

5.3.1 社會保障影響居民消費(fèi)升級的反事實(shí)分析

分位數(shù)回歸的結(jié)果表明社會保障對城鄉(xiāng)居民家庭消費(fèi)的影響存在異質(zhì)性，為剝離社會保障中因家庭特征而產(chǎn)生的異質(zhì)性，運(yùn)用MM反事實(shí)分解進(jìn)一步分析。本文關(guān)注的是若無社會保障的家庭按照有社會保障家庭消費(fèi)彈性決定家庭消費(fèi)支出，無社會保障家庭的消費(fèi)支出會如何。將居民消費(fèi)差異分解為“醫(yī)療保障、養(yǎng)老保障、政府補(bǔ)助”三個部分，比較不同層次家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)差異，若社會保障對低分位點(diǎn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級的影響力度更大，即可說明其有利于實(shí)現(xiàn)包容性增長。反事實(shí)分解的結(jié)果如表6所示。

表6 有無社會保障家庭的反事實(shí)分解結(jié)果

表6反事實(shí)分解的結(jié)果表明，在各消費(fèi)水平的分位數(shù)上，有無社會保障家庭的消費(fèi)差異均是特征差異和系數(shù)差異共同作用的結(jié)果。醫(yī)療保險對不同分位數(shù)居民享受型消費(fèi)產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，且這一影響的絕對值呈邊際效應(yīng)遞增的趨勢，在醫(yī)療保障差異的兩端，有無醫(yī)療保障差異的絕對值差距減少。而在中間分位數(shù)上，各類社會保障對家庭消費(fèi)的影響大多高于兩端，表明實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)內(nèi)循環(huán)，應(yīng)著力提升中等收入家庭的消費(fèi)能力。養(yǎng)老保險是造成居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)差異的重要因素，對居民恩格爾系數(shù)降低，發(fā)展型和享受型消費(fèi)升級均有正向作用，隨著分位數(shù)的不斷提高，兩類家庭的差異不斷減少即在較低消費(fèi)層次的支出差異較大，隨著消費(fèi)層次的提高，兩者之間的差異逐漸縮小。在10%分位數(shù)上養(yǎng)老保險對恩格爾系數(shù)產(chǎn)生的差異為0.02641，到90%分位點(diǎn)時，消費(fèi)差異上升至0.08033。政府補(bǔ)助對不同收入群體恩格爾系數(shù)均有顯著的正向作用，但這一作用隨著消費(fèi)層次的上升而呈現(xiàn)邊際效應(yīng)遞減的特點(diǎn)，表明政府補(bǔ)助對中低層次居民消費(fèi)的作用更大。政府補(bǔ)助對高于50%層次居民發(fā)展型消費(fèi)有積極作用，但不利于居民享受型消費(fèi)升級。

綜上，不同分位點(diǎn)的差異部分由特征差異造成，部分由系數(shù)差異即無法用社會保障表示的外部因素造成，二者對消費(fèi)差異的貢獻(xiàn)度不同。反事實(shí)分析結(jié)果表明，擁有養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險和政府補(bǔ)助的家庭比無社會保障的家庭有更高的消費(fèi)傾向和更高級的消費(fèi)結(jié)構(gòu)。其中，養(yǎng)老保障對居民消費(fèi)升級的促進(jìn)作用占據(jù)主導(dǎo)地位，要實(shí)現(xiàn)居民消費(fèi)升級應(yīng)不斷提高養(yǎng)老保障水平。

5.3.2 社會保障對居民消費(fèi)升級效應(yīng)的PSM-DID估計(jì)結(jié)果

consuit=α+β1did+β2treated+β3time+φ∑χit+εit

(8)

表7 社會保障影響的PSM-DID回歸結(jié)果

其中treated為分組變量，分別以參加養(yǎng)老保險的家庭為實(shí)驗(yàn)組(treated=1)，以參加醫(yī)療保險的家庭為實(shí)驗(yàn)組(treated=1)，以擁有政府補(bǔ)助的家庭為實(shí)驗(yàn)組(treated=1)，其它家庭為對照組(treated=0)，分別進(jìn)行DID回歸；time為政策變量，以2014年醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險改革為政策沖擊的時間節(jié)點(diǎn)，2014年之前取值為0，2014年之后取值為1；did是分組變量與政策年份變量的交互項(xiàng)，也是該模型的核心變量，用來表示不同社會保障的政策效果，∑χit為控制變量，和分位數(shù)回歸中的變量一致，為擾動項(xiàng)。分別就醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險和政府補(bǔ)助進(jìn)行匹配，基于固定效應(yīng)估計(jì)面板雙重差分模型，結(jié)果如表7所示。

表7中的結(jié)果表明2014年社會保障制度改革和醫(yī)療保障的交互項(xiàng)系數(shù)did對居民消費(fèi)傾向的影響為負(fù)，顯著降低了恩格爾系數(shù)并促使居民消費(fèi)由食品支出向發(fā)展和享受型消費(fèi)轉(zhuǎn)變。養(yǎng)老保障水平的提高顯著提升了家庭平均消費(fèi)傾向和享受型消費(fèi)升級。政府補(bǔ)助的交互項(xiàng)系數(shù)雖然不利于居民總體消費(fèi)傾向的提升，但對于居民消費(fèi)升級有積極意義，這和前文的估計(jì)結(jié)果大致相同。醫(yī)療保障和政府補(bǔ)助對家庭消費(fèi)傾向有負(fù)向作用，可能是因?yàn)獒t(yī)療保險無法直接轉(zhuǎn)化為居民收入，而政府補(bǔ)助的水平較低。但總體來看，有醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險和政府補(bǔ)助的家庭消費(fèi)支出顯著大于無社會保障家庭消費(fèi)支出，2014年社會保障制度改革顯著提升了居民消費(fèi)層次，社會保障制度的不斷完善將促進(jìn)中國居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，對于形成以內(nèi)需為主的雙循環(huán)新格局有積極作用。

5.3.3 社會保障實(shí)現(xiàn)包容性增長的區(qū)域效應(yīng)

本文進(jìn)一步考慮不同地區(qū)社會保障水平的異質(zhì)性以及消費(fèi)分層現(xiàn)象。由于我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展和區(qū)域收入分配不平衡的存在，不同地區(qū)的消費(fèi)結(jié)構(gòu)存在差異。社會保障對居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級也存在地區(qū)差異，將樣本按照東、中、西部地區(qū)進(jìn)行劃分，若能夠證實(shí)社會保障對中西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)居民消費(fèi)升級的正向作用更大，即可說明其包容性作用。估計(jì)結(jié)果如表8所示。

表8異質(zhì)性分析的結(jié)果表明醫(yī)療保障對于東、中、西部地區(qū)恩格爾系數(shù)下降有促進(jìn)作用，并推動了發(fā)展型消費(fèi)升級，影響系數(shù)分別為0.022、0.047和0.054，且對西部地區(qū)消費(fèi)升級的影響力度最大。養(yǎng)老保障對東部地區(qū)享受型消費(fèi)升級的影響為0.019，但對其它消費(fèi)的影響不顯著或?yàn)樨?fù)向。表明在考慮區(qū)域異質(zhì)性的情況下，養(yǎng)老保險的促進(jìn)作用顯著降低，也證實(shí)了區(qū)域發(fā)展不平衡的廣泛存在。政府補(bǔ)助對東、中、西部地區(qū)恩格爾系數(shù)的降低有積極作用，其影響系數(shù)分別為0.061、0.1和0.083，對中部地區(qū)的影響系數(shù)最大。綜上可知，社會保障對不同區(qū)域恩格爾系數(shù)、發(fā)展型消費(fèi)和享受型消費(fèi)升級的影響存在異質(zhì)性。但對消費(fèi)升級的不同領(lǐng)域均發(fā)揮著部分或全部的積極作用，且對中西部地區(qū)的影響系數(shù)較大。表明社會保障顯著促進(jìn)了欠發(fā)達(dá)區(qū)域居民消費(fèi)升級，有利于實(shí)現(xiàn)包容性增長。

5.4 穩(wěn)健性和內(nèi)生性檢驗(yàn)

參考紀(jì)江明(2013)的研究使用人均轉(zhuǎn)移性收入表征家庭社會保障水平并取對數(shù)，運(yùn)用IV-2SLS，以轉(zhuǎn)移性收入的2階滯后為工具變量進(jìn)行穩(wěn)健性和內(nèi)生性檢驗(yàn)，結(jié)果如表9所示。

表9的檢驗(yàn)結(jié)果表明，轉(zhuǎn)移性收入作為家庭收入的組成部分對家庭總消費(fèi)，恩格爾系數(shù)和發(fā)展型消費(fèi)均有顯著的正向促進(jìn)作用。轉(zhuǎn)移性收入對數(shù)每提高1%，家庭消費(fèi)傾向提升0.01%，恩格爾系數(shù)下降0.005%，發(fā)展型消費(fèi)提升0.004%，享受型消費(fèi)下降0.004%。表明社會保障水平的提高對于增加居民消費(fèi)傾向，促使居民消費(fèi)由食品消費(fèi)支出向發(fā)展型消費(fèi)支出轉(zhuǎn)化有積極意義，但對享受型消費(fèi)升級的促進(jìn)作用有限，這和前文估計(jì)結(jié)果一致。

6 結(jié)論與討論

本文基于CFPS數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)了社會保障對居民消費(fèi)升級的包容性作用。研究發(fā)現(xiàn)：(1)社會保障能釋放居民消費(fèi)潛力，優(yōu)化居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)，特別是對欠發(fā)達(dá)地區(qū)和農(nóng)村居民的作用更為明顯，因此社會保障有利于實(shí)現(xiàn)包容性增長。養(yǎng)老保險對居民消費(fèi)傾向有顯著的促進(jìn)作用，而醫(yī)療保險和政府補(bǔ)助的正向作用相對不足，但各類社會保障均有利于居民消費(fèi)升級。(2)隨著分位點(diǎn)向上移動，社會保障對居民消費(fèi)升級的影響減小或不顯著，但能顯著降低恩格爾系數(shù)，且對低分位居民消費(fèi)升級有顯著的正向作用，表明社會保障有利于較低層次居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級，具有包容性作用。(3)社會保障對居民消費(fèi)的影響存在區(qū)域異質(zhì)性，2014年社會保障改革的政策沖擊進(jìn)一步降低了恩格爾系數(shù)，增加了發(fā)展型和享受型消費(fèi)支出，且對中西部地區(qū)的作用大于東部地區(qū)，表明社會保障對區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展有積極作用，能促進(jìn)中國的包容性增長。

基于本文的研究發(fā)現(xiàn)可知，社會保障水平的不斷提高是減少居民預(yù)防性儲蓄和發(fā)揮內(nèi)需積極作用的關(guān)鍵。應(yīng)進(jìn)一步加強(qiáng)對農(nóng)村社會保障的投入力度，促進(jìn)農(nóng)村和城鎮(zhèn)社會保障制度的有效銜接，并解決好農(nóng)民工和失地農(nóng)民的社會保障問題。適當(dāng)提高養(yǎng)老金補(bǔ)貼水平，擴(kuò)大新農(nóng)保補(bǔ)貼范圍，使農(nóng)村居民形成穩(wěn)定的收入預(yù)期。促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展，加強(qiáng)對欠發(fā)達(dá)地區(qū)的轉(zhuǎn)移支付力度，建立健全落后地區(qū)的社會保障體系，使全體人民共享小康社會的發(fā)展成果，實(shí)現(xiàn)包容性增長。