社會保障、包容性增長與居民消費升級

章成，洪錚

(1 南開大學 經濟學院，天津 300071；2 江西財經大學 經濟學院，江西 南昌 330013)

1 引言

新一輪消費升級是中國經濟高質量持續發展的關鍵，但居高不下的儲蓄率抑制了居民消費。對于中國儲蓄率較高的原因，學者們給出各種解釋，一個較為普遍的觀點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險做預防性儲蓄，包括養老、醫療、教育等，導致居民消費需求不足。2021年《政府工作報告》提出堅持擴大內需這個戰略基點，充分挖掘國內消費潛力，通過穩就業、保民生，提高居民消費能力和消費意愿。黨的十九大報告指出，中國社會主要矛盾已經轉化為人民日益增長的美好生活需要同不平衡不充分的發展之間的矛盾，發展的不平衡與不充分是新發展階段必須解決的問題。要堅定不移地貫徹包容性增長理念，完善社會保障，促進居民消費升級，使發展成果更多惠及廣大人民群眾。

包容性增長是社會經濟發展的重要議題，也是社會保障的重要議題。包容性增長是對阿瑪蒂亞森能力貧困理論的應用，既關注公平，又關注效率。強調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關注的人群，包容性增長的理念和社會保障的安定目標有著緊密的聯系，從這個意義來講，社會保障能夠促進包容性增長。根據凱恩斯的絕對收入理論，低收入群體有更高的邊際消費傾向，社會保障通過收入分配再調節，緩解了貧富差距，提高了貧困地區和農村居民邊際消費支出，不僅實現了包容性增長，而且有利于發揮內需對經濟增長的積極作用。區域和城鄉消費差距縮小是收入差距縮小的重要表現，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升級影響，對于全體人民共享小康社會發展成果和以內需為主的雙循環新發展格局形成有十分重要的現實意義。

2 文獻梳理

影響居民消費的因素錯綜復雜，社會保障作為收入再分配的重要手段，對居民消費產生重要作用。Wouter Zan(1988)基于拓展的生命周期模型，運用1957—1986年荷蘭的數據研究了社會保障和居民消費之間的關系，結果表明社會保障與邊際消費傾向是顯著正向關系。社會保障支出對提升居民消費有重要作用，且對不同收入群體的影響不同(H.Yigit Aydede，2007)。Kakwani & Subbarao(2005)的研究表明基礎養老金能夠通過降低農村家庭的貧困率起到促進消費的作用。如果社會保障制度和基本的社會保險不存在，那么理性的消費者就會選擇降低消費，提高儲蓄(Gormley，2010)。國外學者諸如Kotlikoff(1979)、Rojas et al.(2008)等人也持有相似的觀點。李振軍(2011)認為農村社會保障狀況的改善能夠體現包容性增長所要求的公平和效率，能顯著提升居民消費率，縮小收入分配差距而提高社會穩定程度。蔣南平(2011)指出社會保障支出對居民消費有顯著的促進作用，且經濟發達城市社會保障水平對消費的促進作用不及欠發達城市，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“新農保”養老金收入顯著提升了農村老年人收入水平，降低了貧困發生率。并在一定程度上提高了家庭消費，減少了老年人勞動供給。周廣肅等(2020)的研究表明新農保能顯著降低農村消費不平等程度，對中低收入家庭消費差距的影響更明顯。社會保障是解決體制問題(城鄉差距、區域差距、行業差距)的關鍵手段(范黎波、楊金海，2017)，也是解決居民消費瓶頸的關鍵。

也有學者認為社會保障對居民消費的影響為負或不顯著。擁有養老保險會增加居民的退休欲望，從而增加儲蓄，減少消費(Cagan，1965)。Blake(2004)對英國的研究表明職業養老金和私人養老金對消費有顯著的擠出效應。Peter van Santen(2012)指出由于養老金收入和壽命不確定性，家庭會儲蓄更多，導致居民消費受到抑制。類似的觀點還有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水平。王延中和龍玉其(2013)認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)的實證研究表明社會保障支出具有改善城鄉收入分配的作用，但社會保障支出規模的增加會使收入分配逐漸惡化，事業單位離退休金和報銷醫藥費的分配擴大了收入差距。

在社會保障和居民消費結構的研究上，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)運用CHIP的測算發現城鎮低保家庭會比非城鎮低保家庭優先進行人力資本投資，前者比后者人均健康和教育支出分別增加43%和31%。Shim Young(2016)的研究發現社會保障使非洲居民消費結構得以改善，居民用于醫療、能源和其它服務消費的比重上升。肖攀(2016)基于PSTR模型的研究表明，在門檻值前后農村社會保障對農村居民食品、交通、通訊消費的影響始終為正，且隨社會保障水平的提升而增強。魏勇(2017)的研究表明政府社會保障支出對城鎮居民消費升級效應明顯，但對低收入居民消費升級的作用不明顯。

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的作用，較少考察不同類型社會保障對不同層次居民消費傾向和消費結構的影響。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)。然而消費不平等是收入不平等的重要表現，能更好體現人民生活水平。鑒于此，本文采用全國性的微觀調查數據，分析社會保障對不同區域和消費層次居民消費結構和消費傾向的異質性影響，運用反事實估計和PSM-DID分析有無社會保障家庭的消費差異。從包容性增長益貧性的特征檢驗社會保障的有效性，為完善社會保障政策實施方案與實現中國的包容性增長提供有效借鑒。

3 理論分析及研究假設

預防性儲蓄是指具有風險厭惡的消費者為預防未來可能出現的消費水平降低的不確定性而進行的儲蓄。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老、醫療方面所面臨的不確定性大于已參加社會保障的家庭，因此具有更強烈的儲蓄資產的意愿以應對未來可能出現的意外或疾病。社會保障是個體進行消費跨期配置的重要手段，因此考慮社會保障對居民消費的影響一般是在生命周期理論框架下進行。參考劉雙(2018)的研究構建生命周期模型，個體在成年期的消費低于收入，進行預防性儲蓄。在退休期的消費高于收入，為負儲蓄階段，消費者通過平滑各個階段的消費，實現消費效用最大化。假設家庭消費者效用的函數為U(C)，U(C)的一階導數大于0，二階導數小于0，生命周期從0期開始，到T期結束，代表消費者效用的函數如下：

(1)

W′(t)=(1-s)Yt+rW(t)-ct

(2)

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

(3)

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

(4)

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

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

(5)

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

基于上述文獻和理論分析，本文提出以下兩個研究假設。

假設1：社會保障能夠降低居民的預防性儲蓄，促進消費升級。

假設2：社會保障對不同消費層次居民消費的影響具有異質性。

4 數據來源和模型構建

4.1 數據來源說明

中國家庭動態追蹤調查數據(CFPS)是由北京大學中國社會科學調查中心實施的兩年一次的跟蹤調查，包含經濟、教育、人口遷移、健康等在內的活動主題，調查樣本覆蓋全國25個省/區/直轄市，具有較好的代表性。使用2010/2012/2014/2016/2018共5期跟蹤調查數據，獲取包含社會保障和家庭各項消費支出的變量。其中年齡、性別、教育、健康狀況主要來源于個人問卷，家庭結構、家庭資產、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查官網，選取2010年戶主為家中主事者，2012-2018年為家庭財務管理者。年齡設置為18-75歲，剔除戶主數據缺失、家庭消費總支出為0以及重要變量缺失的家庭數據。對成人和家庭數據進行匹配和清理，最后得到5期非平衡面板數據。

4.2 變量選取和指標說明

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升級的核心在于消費結構由生存型向發展型、享受型消費轉變，由此引發服務型消費占比提升，恩格爾系數下降。故本文對居民消費升級的研究主要從兩方面考慮，其一是消費潛力是否得到釋放，用家庭人均消費支出衡量，即CFPS數據中家庭總消費/家庭規模得出人均消費支出。其二是消費結構是否優化升級，用恩格爾系數來衡量即食品消費支出占總支出的比重(程莉等，2016；邢天才等，2019)。發展或享受型消費占總支出的比重(胡日東等，2014；張慧芳等，2017)，發展型消費包括交通通訊支出、醫療保健支出、文教娛樂支出，享受型消費包括家庭設備及日用品支出和其他消費支出。

解釋變量：根據社會保險不能重復參保的規定，(1)養老保障以問卷中“您參保了哪幾種養老保險項目？”獲取，擁有城鎮居民養老保險、新型農村社會養老保險的賦值為1，其它賦值為0；(2)醫療保障以問卷中“您享有哪些醫療保險？”獲取，擁有城鎮居民醫療保險、新型農村合作醫療保險的賦值為1，其它賦值為0；(3)政府補助根據問卷中“是否收到政府補助？(低保和各類補助)”來獲取，是賦值為1，否賦值為0。

控制變量：對戶主的人口統計學特征和家庭經濟特征進行控制，戶主人口統計學特征包括：(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)：“調整后的家庭人均純收入”，取對數；(9)家庭存款lnsave(對數)：“家庭現金及存款總額-元”取對數。東部地區(若家庭所在地區為北京、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(若家庭所在地區為山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南，取值為 1)、西部地區(若家庭所在地區為重慶、四川、貴州、云南、廣西、陜西、甘肅，取值為1)。相關變量的描述性統計如表1所示。

4.3 模型構建

4.3.1 分位數回歸模型

分位數回歸分為條件分位數回歸(CQR)和無條件分位數回歸(UQR)，對因變量非對稱，尤其是具有后尾特征分布的數據更有意義，而消費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，分位數回歸更細致的研究了自變量對因變量分布的影響，且不要求擾動項的正態假設，估計值不易受到極端值的影響，結果更穩健。為度量不同地區消費差距分布，引入RIF回歸分解法對不同層次居民消費進行分析。將家庭人均消費對數/恩格爾系數/發展型消費占比/享受型消費占比作為被解釋變量，將影響家庭消費支出的因素作為解釋變量構建面板分位數回歸模型，具體如下：

Qq(consui|x)=βqseci+∑βqiXqi+μit

(6)

其中consui代表家庭人均消費支出對數、發展型消費占比、享受型消費占比，X表示影響消費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、家庭存款、是否有房貸等，seci表示不同類型的社會保障，如醫療保險、養老保險、政府補助，q是分位數，本文按照居民平均消費支出從低到高的10%、25%、50%、75%、90%五個分位數進行分析，βq表示在q分位數上影響消費的回歸系數，uit表示隨機誤差項。

表1 變量定義和描述性統計

4.3.2 反事實分析和分位數分解

進一步地可分解為

(7)

采用無條件分位數回歸法，分別從整體平均水平上、分位數上考察社會保障(養老保障、醫療保障、政府補助)對居民消費傾向和消費結構的影響。

表2 社會保障與居民消費升級：基準模型

5 實證結果及分析

本節在估算社會保障與家庭消費升級的基準模型后，通過分析社會保障影響家庭消費分項支出的異質性判斷其包容性增長的特點。

5.1 社會保障與居民消費升級

首先討論社會保障對居民消費傾向、恩格爾系數和發展享受型消費的影響，表2匯報了基準回歸結果。考慮到發展型消費支出和享受型消費支出均存在支出為0的情況，故同時運用OLS和Tobit兩種回歸方法分析。

從社會保障的角度來看，在醫療保險方面，醫療保險對居民消費傾向為顯著負向，醫療保險每提高1%，居民消費傾向降低0.19%，恩格爾系數下降0.02%，發展型消費提高0.009%，享受型消費提高0.006%。參加醫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療費的可能性，減少居民預防性儲蓄。養老保險對居民消費傾向有顯著的提升作用，養老保險每提高1%，居民消費傾向增加0.1%，恩格爾系數下降0.044%，發展型消費提高0.014%，享受型消費下降0.003%。與醫療保險相比較，養老保險對居民消費傾向的正向作用較大，且對居民消費結構優化升級的影響力度更大，鑒于中國養老保險水平較低的現狀，養老保險對居民享受型消費升級為負作用。在政府補助方面，政府補助每提高1%，居民消費傾向降低0.094%，恩格爾系數降低 0.025%，發展型消費提升0.004%，體現了我國政府補助政策的有效性。以上分析表明各類社會保障均有利于居民恩格爾系數降低和發展型消費升級，驗證了假說1。

從家庭結構和個人特征來看，年齡對居民消費傾向和居民消費升級均為顯著抑制作用但系數較小，表明人口結構對居民消費升級產生重要作用。性別對居民消費支出、恩格爾系數和發展型消費升級的影響為顯著負向，但對享受型消費升級為顯著正向，這可能是男性戶主相較于女性戶主消費更為理性?；橐鰻顩r降低了居民平均消費傾向，但有利于居民消費結構升級。戶主是黨員的家庭消費支出和消費結構更為高級，可能是戶主為黨員的家庭有更高的社會地位和更穩定的工作和收入。戶主健康與否對家庭消費支出、恩格爾系數和發展型消費的影響為負，但對享受型消費升級有正向作用，這可能是由于戶主身體健康的家庭，醫療支出較少，更注重享受型消費。受教育水平對居民消費支出有顯著的正向作用，能夠顯著降低恩格爾系數并提高發展型消費水平，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層次，教育在改變固有階層方面發揮著重要作用。家庭儲蓄對居民消費傾向和享受型消費升級為顯著正向，但對恩格爾系數和發展型消費的影響為顯著負向，表明過高的家庭儲蓄存款不利于居民消費結構升級。家庭人均收入對數每提高1%，居民消費支出對數提高0.33%，恩格爾系數降低0.007%，發展型消費降低0.015%，享受型消費提高0.009%，表明收入是消費的基礎和前提，對居民消費結構優化升級整體上為正向促進作用。建房購房貸款對居民平均消費傾向有顯著的促進作用，且這一影響較大為0.256%，并顯著降低了恩格爾系數，有利于享受型消費升級，這可能因為有建房購房貸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的估計結果大小和符號一致，證實了回歸結果的穩健性。

5.2 社會保障與包容性增長(或消費不平等)

5.2.1 社會保障對城鄉居民消費升級的影響

上述發現證實了社會保障對居民消費升級的促進作用，但并不意味著消費差距的縮小。我們仍需評估社會保障的發展能否帶來包容性增長，即在增加居民消費的同時，帶來消費不平等的改善。以社會保障與城鄉居民消費升級的關系為代表，考察社會保障與包容性增長(消費不平等)的關系。城鎮居民相比農村居民享有更高水平的社會保障，若能夠證實農村居民從社會保障中獲益更多，即可說明其對消費升級的包容性作用。

表3中的回歸結果表明，對于城鎮居民來說醫療保險增加了食品消費支出和醫療保健支出。養老保險增加了交通通訊支出但減少了娛樂消費支出。政府補助增加了居住、醫療保健和其它消費支出。整體來說各項社會保障從不同方面促進了居民消費結構優化升級。對于農村居民來說醫療保險增加了食品、衣著和居住生存型消費支出，也增加了醫療保健類發展型消費支出，這驗證了中國以“新農?！睘榇淼尼t療保險的有效性。養老保險和政府補助顯著增加了農村居民各類消費支出，且影響系數較大?？傮w來說，社會保障水平的提高對于農村居民消費傾向和消費結構優化升級的正向作用大于城鎮居民，有利于縮小城鄉居民消費差距，發揮農村居民消費對內循環的積極作用，表明社會保障具有益貧性的包容性增長特征。

表3 城鄉居民分項消費支出的行為特征

表4 社會保障對城鄉居民消費影響的無條件分位數回歸

5.2.2 社會保障影響居民消費升級的分位數回歸

由于居民消費右偏分布的特點，社會保障對不同層次居民消費的作用可能存在差異。無條件分位數在微觀數據的實證研究中，對經濟政策評估具有重要意義。運用無條件面板分位數回歸(CQR)驗證社會保障對城鄉居民消費傾向和消費升級的無條件高位數、中位數、低位數的差異化影響。若能夠證實社會保障對低分位點居民消費的正向作用更大即可證實其包容性增長的特征。

從表4可以看出對于城鎮居民來說，在各個消費層次上，醫療保險對10%和25%消費層次的居民消費的影響為顯著正向，但對50%-90%較高消費人群的影響不顯著。養老保險對10%低分位數城鎮居民消費傾向提升有促進作用，這可能由于高消費層次城鎮居民的收入水平較高，社會保障無法顯著增加其消費傾向。政府補助對90%高消費層次城鎮居民消費傾向有顯著的正向作用，表明我國城鎮政府補助可能存在錯位現象。

對于農村居民來說，醫療保險對于10%和25%的低消費層次居民消費支出為顯著正向，但對其它層次的影響不顯著或為負向。養老保險對各個消費層次農村居民的影響均為顯著正向，且這一影響隨著消費層次的提升逐步擴大。低收入群體有較高的消費傾向，養老保險增加了農村居民收入水平降低了預防性儲蓄，體現了我國養老保險政策在保障城鄉居民基本生活、促進民生改善上的有效性。但醫療保險對較高層次居民消費傾向的影響不顯著。這可能是由醫療保險和養老保險的形式和內容差異造成的，醫療保險旨在滿足城鄉居民的醫療需求，盡管醫療保險覆蓋率高，但只提供醫療方面的保障，保障內容有限。而養老保險能夠自由支配，保障內容更為廣泛。政府補助對于農村10%-75%消費層次居民消費傾向為顯著正向，但這一影響呈現邊際效應遞減的特點，證實了農村政府補助的有效性。

表5 社會保障對居民消費升級影響的分位數回歸

綜上，醫療保險、養老保險對城鎮低消費層次人群和農村居民消費升級有顯著的優化作用，政府補助有效促進了農村低層次居民消費升級，有利于實現全體人民共享發展成果，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的影響，表明，醫療保險對居民消費升級的影響為負或不顯著，養老保險促進了各層次居民的消費升級，政府補助顯著促進了50%以下居民消費升級。社會保障對居民發展型消費結構升級的結果表明，醫療保險對各層次居民發展型消費升級的影響不顯著。養老保險對10%-50%消費層次居民發展型消費有積極作用，但對75%-90%較高消費層次居民消費的正向作用不顯著，表明我國低消費層次群體在養老保險中獲益較多，有利于縮小不同層次居民消費差距，促進經濟增長機會共享，實現包容性增長。政府補助對25%-90%消費層次居民消費升級均為顯著負向，這可能是由于政府補助中拆遷補助、土地補助等擴大了居民收入差距，不利于居民整體消費結構升級。社會保障對居民享受型消費結構升級的結果表明，醫療保險對75%以下消費層次居民消費產生“擠出效應”，對居民享受型消費升級為顯著負向作用，養老保險每提高1%，10%-25%消費層次的享受型消費提高0.003%，表明養老保險對低收入層次居民消費結構升級為正向作用，但鑒于中國養老保險水平較低的現狀，養老保險對較高層次居民消費結構升級的正向作用不顯著。

以上分析證實了社會保障的包容性作用，并驗證了假說2。

5.3 反事實分析結果與估計

5.3.1 社會保障影響居民消費升級的反事實分析

分位數回歸的結果表明社會保障對城鄉居民家庭消費的影響存在異質性，為剝離社會保障中因家庭特征而產生的異質性，運用MM反事實分解進一步分析。本文關注的是若無社會保障的家庭按照有社會保障家庭消費彈性決定家庭消費支出，無社會保障家庭的消費支出會如何。將居民消費差異分解為“醫療保障、養老保障、政府補助”三個部分，比較不同層次家庭消費結構差異，若社會保障對低分位點居民消費結構升級的影響力度更大，即可說明其有利于實現包容性增長。反事實分解的結果如表6所示。

表6 有無社會保障家庭的反事實分解結果

表6反事實分解的結果表明，在各消費水平的分位數上，有無社會保障家庭的消費差異均是特征差異和系數差異共同作用的結果。醫療保險對不同分位數居民享受型消費產生“擠出效應”，且這一影響的絕對值呈邊際效應遞增的趨勢，在醫療保障差異的兩端，有無醫療保障差異的絕對值差距減少。而在中間分位數上，各類社會保障對家庭消費的影響大多高于兩端，表明實現經濟內循環，應著力提升中等收入家庭的消費能力。養老保險是造成居民消費結構差異的重要因素，對居民恩格爾系數降低，發展型和享受型消費升級均有正向作用，隨著分位數的不斷提高，兩類家庭的差異不斷減少即在較低消費層次的支出差異較大，隨著消費層次的提高，兩者之間的差異逐漸縮小。在10%分位數上養老保險對恩格爾系數產生的差異為0.02641，到90%分位點時，消費差異上升至0.08033。政府補助對不同收入群體恩格爾系數均有顯著的正向作用，但這一作用隨著消費層次的上升而呈現邊際效應遞減的特點，表明政府補助對中低層次居民消費的作用更大。政府補助對高于50%層次居民發展型消費有積極作用，但不利于居民享受型消費升級。

綜上，不同分位點的差異部分由特征差異造成，部分由系數差異即無法用社會保障表示的外部因素造成，二者對消費差異的貢獻度不同。反事實分析結果表明，擁有養老保險、醫療保險和政府補助的家庭比無社會保障的家庭有更高的消費傾向和更高級的消費結構。其中，養老保障對居民消費升級的促進作用占據主導地位，要實現居民消費升級應不斷提高養老保障水平。

5.3.2 社會保障對居民消費升級效應的PSM-DID估計結果

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

(8)

表7 社會保障影響的PSM-DID回歸結果

其中treated為分組變量，分別以參加養老保險的家庭為實驗組(treated=1)，以參加醫療保險的家庭為實驗組(treated=1)，以擁有政府補助的家庭為實驗組(treated=1)，其它家庭為對照組(treated=0)，分別進行DID回歸；time為政策變量，以2014年醫療保險和養老保險改革為政策沖擊的時間節點，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，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，和分位數回歸中的變量一致，為擾動項。分別就醫療保險、養老保險和政府補助進行匹配，基于固定效應估計面板雙重差分模型，結果如表7所示。

表7中的結果表明2014年社會保障制度改革和醫療保障的交互項系數did對居民消費傾向的影響為負，顯著降低了恩格爾系數并促使居民消費由食品支出向發展和享受型消費轉變。養老保障水平的提高顯著提升了家庭平均消費傾向和享受型消費升級。政府補助的交互項系數雖然不利于居民總體消費傾向的提升，但對于居民消費升級有積極意義，這和前文的估計結果大致相同。醫療保障和政府補助對家庭消費傾向有負向作用，可能是因為醫療保險無法直接轉化為居民收入，而政府補助的水平較低。但總體來看，有醫療保險、養老保險和政府補助的家庭消費支出顯著大于無社會保障家庭消費支出，2014年社會保障制度改革顯著提升了居民消費層次，社會保障制度的不斷完善將促進中國居民消費結構升級與產業結構轉型升級，對于形成以內需為主的雙循環新格局有積極作用。

5.3.3 社會保障實現包容性增長的區域效應

本文進一步考慮不同地區社會保障水平的異質性以及消費分層現象。由于我國經濟發展和區域收入分配不平衡的存在，不同地區的消費結構存在差異。社會保障對居民消費結構升級也存在地區差異，將樣本按照東、中、西部地區進行劃分，若能夠證實社會保障對中西部欠發達地區居民消費升級的正向作用更大，即可說明其包容性作用。估計結果如表8所示。

表8異質性分析的結果表明醫療保障對于東、中、西部地區恩格爾系數下降有促進作用，并推動了發展型消費升級，影響系數分別為0.022、0.047和0.054，且對西部地區消費升級的影響力度最大。養老保障對東部地區享受型消費升級的影響為0.019，但對其它消費的影響不顯著或為負向。表明在考慮區域異質性的情況下，養老保險的促進作用顯著降低，也證實了區域發展不平衡的廣泛存在。政府補助對東、中、西部地區恩格爾系數的降低有積極作用，其影響系數分別為0.061、0.1和0.083，對中部地區的影響系數最大。綜上可知，社會保障對不同區域恩格爾系數、發展型消費和享受型消費升級的影響存在異質性。但對消費升級的不同領域均發揮著部分或全部的積極作用，且對中西部地區的影響系數較大。表明社會保障顯著促進了欠發達區域居民消費升級，有利于實現包容性增長。

5.4 穩健性和內生性檢驗

參考紀江明(2013)的研究使用人均轉移性收入表征家庭社會保障水平并取對數，運用IV-2SLS，以轉移性收入的2階滯后為工具變量進行穩健性和內生性檢驗，結果如表9所示。

表9的檢驗結果表明，轉移性收入作為家庭收入的組成部分對家庭總消費，恩格爾系數和發展型消費均有顯著的正向促進作用。轉移性收入對數每提高1%，家庭消費傾向提升0.01%，恩格爾系數下降0.005%，發展型消費提升0.004%，享受型消費下降0.004%。表明社會保障水平的提高對于增加居民消費傾向，促使居民消費由食品消費支出向發展型消費支出轉化有積極意義，但對享受型消費升級的促進作用有限，這和前文估計結果一致。

6 結論與討論

本文基于CFPS數據，檢驗了社會保障對居民消費升級的包容性作用。研究發現：(1)社會保障能釋放居民消費潛力，優化居民消費結構，特別是對欠發達地區和農村居民的作用更為明顯，因此社會保障有利于實現包容性增長。養老保險對居民消費傾向有顯著的促進作用，而醫療保險和政府補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升級。(2)隨著分位點向上移動，社會保障對居民消費升級的影響減小或不顯著，但能顯著降低恩格爾系數，且對低分位居民消費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結構升級，具有包容性作用。(3)社會保障對居民消費的影響存在區域異質性，2014年社會保障改革的政策沖擊進一步降低了恩格爾系數，增加了發展型和享受型消費支出，且對中西部地區的作用大于東部地區，表明社會保障對區域協調發展有積極作用，能促進中國的包容性增長。

基于本文的研究發現可知，社會保障水平的不斷提高是減少居民預防性儲蓄和發揮內需積極作用的關鍵。應進一步加強對農村社會保障的投入力度，促進農村和城鎮社會保障制度的有效銜接，并解決好農民工和失地農民的社會保障問題。適當提高養老金補貼水平，擴大新農保補貼范圍，使農村居民形成穩定的收入預期。促進區域經濟協調發展，加強對欠發達地區的轉移支付力度，建立健全落后地區的社會保障體系，使全體人民共享小康社會的發展成果，實現包容性增長。