張 強

(安徽財經(jīng)大學(xué)財政與公共管理學(xué)院，安徽蚌埠，233040)

一、問題的提出

新中國成立以來，我國的社會保障事業(yè)取得了前所未有的發(fā)展，社會保障覆蓋面不斷得到快速擴展。目前，覆蓋城鄉(xiāng)的最低生活保障體系基本建立，2009年新型農(nóng)村養(yǎng)老保險制度試點實施，2011年《社會保險法》實施，2011年城鎮(zhèn)居民社會養(yǎng)老保險開始試點實施，2012年城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險制度實現(xiàn)了全覆蓋。以城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險、城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險和新型農(nóng)村合作醫(yī)療為主干的覆蓋全民的醫(yī)療保障體系初步形成，到2012年底以基本養(yǎng)老保險、基本醫(yī)療保險和最低生活保障三項制度為支柱的覆蓋城鄉(xiāng)居民的社會保障體系將提前建立，我國已進入社會保障體系全覆蓋的新階段。

與此同時，伴隨著我國經(jīng)濟的高速增長，城鄉(xiāng)居民的收入水平總體逐步上漲，生活水平也隨之上升，但消費效用值占經(jīng)濟總量的份額卻在徘徊不前。2011年統(tǒng)計年鑒中，從三大需求對國內(nèi)生產(chǎn)總值增長的貢獻率和拉動情況來看，2004－2010年7年間消費對國內(nèi)生產(chǎn)總值的貢獻率分別為39.5%、37.9%、40%、39.2%、43.5%、47.6%、36.8%，拉動值分別為4%、4.3%、5.1%、5.6%、4.2%、4.4%、3.8%，而2000年這兩項數(shù)據(jù)為65.1%、5.5%，2001年為50.2%、4.2%(具體詳見圖1、圖2)。城鄉(xiāng)居民收入的差距也在日益擴大，基尼系數(shù)逐步增長。我國內(nèi)需對經(jīng)濟的貢獻力量一直也未得到充分發(fā)揮，這一現(xiàn)象越來越受到人們的關(guān)注。

社會保障支出水平作為城鄉(xiāng)居民收入的一部分，其對于我國城鄉(xiāng)居民消費水平的影響力度有多大，我們是否能夠通過擴大社會保障支出的途徑，在一定程度上進一步拉動內(nèi)需已逐步成為社會關(guān)注的焦點問題。目前在國內(nèi)，主流的觀點主要有以下幾種:社會保障水平不會或者不足以對居民消費水平產(chǎn)生影響;現(xiàn)階段社會保障總體的模式不利于居民消費水平的增加;社會保障支出水平會增加居民的消費需求?；谀壳敖?jīng)濟發(fā)展形勢中內(nèi)需發(fā)展的現(xiàn)狀以及社會保障支出問題，本文做出研究探討。

圖1 1978－2010年消費支出貢獻率

圖2 1978－2010年消費拉動經(jīng)濟百分比

由于缺乏社會保障總支出的具體相關(guān)數(shù)據(jù)，筆者根據(jù)中國統(tǒng)計年鑒及各省市統(tǒng)計年鑒整理出城鄉(xiāng)居民2004－2010年每年的人均轉(zhuǎn)移性收入水平及消費性支出水平數(shù)據(jù)。采用的15個省市包涵了我國各個地域、各個經(jīng)濟發(fā)展水平的省市，具有一定的代表性。

在統(tǒng)計年鑒中，城鎮(zhèn)居民的轉(zhuǎn)移性收入一般包括十大項目，分別為養(yǎng)老金或離退休金收入、社會救濟收入、辭退金收入、賠償收入、保險收入(包括失業(yè)保險金)、贍養(yǎng)收入、捐贈收入、提取住房公積金收入、記賬補貼收入、其他轉(zhuǎn)移性收入。

農(nóng)村居民的轉(zhuǎn)移性收入一般包括九大項目，分別為家庭非常住人口寄回或帶回收入、城市親友贈送收入、離退休金或養(yǎng)老金收入、城市親友支付贍養(yǎng)費收入、農(nóng)村親友支付贍養(yǎng)費收入、救濟金收入、撫恤金收入、報銷醫(yī)療費收入、無償扶貧或扶持款收入。

根據(jù)國家統(tǒng)計年鑒的統(tǒng)計數(shù)據(jù)使用說明，農(nóng)村居民的轉(zhuǎn)移性收入指農(nóng)村住戶和住戶成員無須付出任何對應(yīng)物而獲得的貨物、服務(wù)、資金或資產(chǎn)所有權(quán)等，不包括無償提供的用于固定資本形成的資金。一般情況下，其是指農(nóng)村住戶在二次分配中的所有收入等。城鎮(zhèn)居民的轉(zhuǎn)移支付收入包括社會保險和社會救濟收入以及非再分配性收入等等。在中國，城鄉(xiāng)居民每年的人均社會保障性收入可以說占據(jù)了城鄉(xiāng)居民轉(zhuǎn)移性收入的絕大部分。相對于城鄉(xiāng)之間社會保障收入水平對消費支出水平影響的比較性研究，尚未有人做過。因此，筆者用轉(zhuǎn)移性收入水平數(shù)據(jù)近似地代替了居民社會保障收入水平數(shù)據(jù)，據(jù)此分析社會保障支出水平對城鄉(xiāng)居民消費水平影響的差異，面板數(shù)據(jù)模型的建立及分析進一步提升了數(shù)據(jù)的說服力。

二、國內(nèi)外相關(guān)文獻回顧

在國外專家學(xué)者中，菲爾德斯坦首先分析了社會保障支出水平對居民消費的影響。他提出了社會保障支出水平帶來的資產(chǎn)替代效應(yīng)和誘導(dǎo)退休效應(yīng)，認為社會保障收入對支出水平的影響取決于這兩種效應(yīng)的大小，通過建立時間序列模型發(fā)現(xiàn)社會保障的發(fā)展起到了增加居民消費需求的作用，社會保障支出水平對消費水平的影響是顯著的，能使個人儲蓄減少30% ～50%。

考特利克夫則在菲爾德斯坦研究的基礎(chǔ)之上，利用一般均衡模型和局部均衡模型分析指出，社會保障水平的提高在總體上會減少個人儲蓄量。佩格則指出社會保障水平的提高會減少個人儲蓄量，但并不能有效解釋社會保障水平和消費水平之間的相關(guān)關(guān)系。這主要是因為各國的社會保障制度存在的差異性。隨著消費理論的進一步發(fā)展，許多文章從流動性約束、預(yù)防性儲蓄的角度研究社會保障對消費水平的影響。哈伯德在跨期消費決策模型中引入消費信貸市場流動性約束與社會保障的理論。認為當(dāng)不存在流動性約束時，社會保障水平的提高能夠促進消費水平的提高，但是當(dāng)信貸市場存在流動性約束時，由于社會保障繳費降低了居民的當(dāng)前收入，因此，社會保障水平的提高反而會減少消費需求并降低居民福利。

國內(nèi)研究中，王小婷通過VAR模型分析主張我國社會保障支出對于居民消費水平有一定的擠出效應(yīng)，并認為這是由于我國社會保障的退休效應(yīng)大于資產(chǎn)替代效應(yīng)造成的。于泳曾對此相關(guān)問題做過闡述，他引用了1980－2005年間社會保障支出占我國財政支出的比重為自變量，全國總體人均居民消費水平為因變量并回歸分析得出結(jié)論，他認為社會保障支出水平對居民消費水平有較為顯著的影響，二者存在著較強的正相關(guān)關(guān)系。社會保障支出水平的增加可以提高居民消費水平，數(shù)據(jù)分析結(jié)果表明我國社會保障支出水平每提高1%，人均居民消費水平將增加1199.41元。陳樹文分別從恩格爾系數(shù)、基尼系數(shù)的角度分析了我國社會保障支出對需求增長的促進作用。中國人民大學(xué)張翼做實證分析認為社會保障支出使得城鎮(zhèn)居民的人均收入有了明顯的提高，而對農(nóng)村居民的影響較小。冉婧飛利用統(tǒng)計數(shù)據(jù)對農(nóng)村社會保障與農(nóng)村居民消費支出增長之間的關(guān)系進行了實證研究，指出農(nóng)村社會保障水平的提高可以促進農(nóng)村居民消費水平的提高。尹洋通過凱恩斯模型對社會保障如何促進消費和內(nèi)需進行了理論分析，認為社會保障水平的提高能相應(yīng)提高個人對未來收入和消費的預(yù)期，進而促進社會總消費需求的擴大。相對于城鄉(xiāng)之間的比較分析研究，尚未找到相關(guān)資料。

三、實證研究

面板數(shù)據(jù)(Panel Data)的統(tǒng)計分析方法在最近幾十年發(fā)展起來并迅速在計量經(jīng)濟學(xué)、社會學(xué)、經(jīng)濟學(xué)等領(lǐng)域得到廣泛應(yīng)用，它能夠?qū)r間序列數(shù)據(jù)和截面數(shù)據(jù)結(jié)合起來進行有效分析，可對不同時刻的截面?zhèn)€體進行連續(xù)觀測所得到的多維時間序列數(shù)據(jù)進行分析。它是一類利用混合數(shù)據(jù)分析變量間相互關(guān)系并預(yù)測其變化趨勢的計量經(jīng)濟模型。該類模型能夠同時反映研究對象在時間和截面單元兩個方向上的變化規(guī)律及不同時間、不同單元的特性。面板數(shù)據(jù)模型綜合利用樣本信息，使研究更加深入，同時可以減少多重共線性帶來的影響。該模型工具提升了本文的研究說服力。

(一)模型數(shù)據(jù)的收集

本文從國家統(tǒng)計年鑒獲取最近7年的面板數(shù)據(jù)(見表1、表2、表3、表4):

表1 城鄉(xiāng)居民2004－2010年人均社會保障性支出水平單位:元

表2 城鄉(xiāng)居民2004－2010年人均消費性支出水平單位:元

表3 2004－2010年城鎮(zhèn)居民人均工資性收入單位:元

表4 2004－2010年農(nóng)村居民人均工資性收入單位:元

(二)模型的估計與調(diào)整

1.將面板數(shù)據(jù)中COST即城鄉(xiāng)居民的年人均消費性支出水平作為因變量，將INCOME(工資性收入水平)、SECURITY(社會保障性支出水平)作為自變量，考慮到各省市社會保障支出水平的差異，本文未對樣本數(shù)據(jù)進行F檢驗，而直接使用變截距模型，先根據(jù)面板數(shù)據(jù)模型的混合模型估計方法，得出城鎮(zhèn)居民的模型分析數(shù)據(jù)結(jié)果如下:

Variable Coefficient Std.Error t－Statistic Prob.C 1314.380 181.8983 7.225903 0.0000 SECURITY?0.529574 0.066779 7.930201 0.0000 INCOME?0.666199 0.026519 25.12125 0.0000 R－squared 0.967732 Mean dependent var 10651.71 Adjusted R－squared 0.967100 S.D.dependent v ar 3732.405 S.E.of regression 677.0019 Sum squared resid 46749826 F－statistic 1529.524 Durbin－Watson stat 0.188072 Prob(F－statistic)0.000000

2.調(diào)整估計約束條件，按照個體固定效應(yīng)模型得出結(jié)果如下:

Variable Coefficient Std.Error t－Statistic Prob.SECURITY?0.458968 0.096993 4.731949 0.0000 INCOME?0.710110 0.041484 17.11754 0.0000 Fixed Effects BJ－C 277.0507 TJ－C 1277.195 HB－C 785.9435 SX－C 413.9334 NMG－C 1942.312 LN－C 1848.609 JL－C 1711.108 HLJ－C 1487.454 SH－C 1156.785 JS－C 761.7516 ZJ－C 1935.905 AH－C 1054.621 FJ－C 1277.855 JX－C 781.8314

SD－C 224.0229 R－squared 0.989865 Mean dependent var 10651.71 Adjusted R－squared 0.988022 S.D.dependent v ar 3732.405 S.E.of regression 408.4934 Sum squared resid 14684284 F－statistic 8594.421 Durbin－Watson stat 0.593197 Prob(F－statistic)0.000000

3.經(jīng)F統(tǒng)計量檢驗得城鎮(zhèn)數(shù)據(jù)F值為13.88，大于F0.05(14，89)，即推翻原假設(shè)，應(yīng)建立個體固定效應(yīng)回歸模型，進一步通過Hausman統(tǒng)計量檢驗判斷個體隨機效應(yīng)的可行性，得出個體隨機效應(yīng)結(jié)果為:

Variable Coefficient Std.Error t－Statistic Prob.C 1167.870 224.2087 5.208852 0.0000 SECURITY?0.484891 0.083416 5.812908 0.0000 INCOME?0.696703 0.035270 19.75334 0.0000 Random Effects BJ－C －778.2045 TJ－C 93.15365 HB－C －342.9748 SX－C －672.7022 NMG－C 775.0687 LN－C 638.3011 JL－C 526.9034 HLJ－C 309.5331 SH－C 80.03970 JS－C －367.4603 ZJ－C 787.5986 AH－C －73.39125 FJ－C 155.0309 JX－C －330.6336 SD－C －800.2625 GLS Transformed Regression R－squared 0.988424 Mean dependent var 10651.71 Adjusted R－squared 0.988198 S.D.dependent v ar 3732.405 S.E.of regression 405.4858 Sum squared resid 16770708 Durbin－Watson stat 0.519760 Unweighted Statistics including Random Effe cts R－squared 0.989762 Mean dependent var 10651.71

?

4.經(jīng)過計算，H1值為0.28，H2值為0.36，均小于X—2值，所以模型應(yīng)該建立個體隨機效應(yīng)更為合適。相應(yīng)表達式為:

其中，Di表示相應(yīng)個體數(shù)。

5.按照城鎮(zhèn)數(shù)據(jù)模型的分析原理以農(nóng)村為例得出分析結(jié)果(混合模型)如下:

Variable Coefficient Std.Error t－Statistic Prob.C 1858.764 108.3821 17.15010 0.0000 SECURITY?1.329473 0.250799 5.300952 0.0000 INCOME?0.660935 0.054141 12.20768 0.0000 R－squared 0.883115 Mean dependent var 4163.514 Adjusted R－squared 0.880823 S.D.dependent v ar 1973.630 S.E.of regression 681.3358 Sum squared resid 47350289 F－statistic 385.3273 Durbin－Watson stat 0.154663 Prob(F－statistic)0.000000

6.調(diào)整估計約束條件，按照個體固定效應(yīng)模型得出結(jié)果如下:

Variable Coefficient Std.Error t－Statistic Prob.SECURITY?0.146512 0.256434 0.571343 0.5692 INCOME?1.166550 0.094303 12.37020 0.0000 Fixed Effects BJ－C －158.4275

TJ－C －658.8972 HB－C 675.9115 SX－C 837.8149 NMG－C 2347.723 LN－C 1290.132 JL－C 2174.561 HLJ－C 2258.091 SH－C －384.1603 JS－C 550.4812 ZJ－C 1808.117 AH－C 1121.843 FJ－C 1552.878 JX－C 1046.818 SD－C 1241.977 R－squared 0.970597 Mean dependent var 4163.514 Adjusted R－squared 0.965251 S.D.dependent v ar 1973.630 S.E.of regression 367.9038 Sum squared resid 11911082 F－statistic 2904.928 Durbin－Watson stat 0.537544 Prob(F－statistic)0.000000

7.經(jīng)F統(tǒng)計量檢驗得農(nóng)村數(shù)據(jù)F值為18.9，大于F0.05(14，89)，即推翻原假設(shè)，應(yīng)建立個體固定效應(yīng)回歸模型，進一步通過Hausman統(tǒng)計量檢驗判斷個體隨機效應(yīng)的可行性，得出個體隨機效應(yīng)模型:

Variable Coefficient Std.Error t－Statistic Prob.1401.418 212.0871 6.607748 0.0000 SECURITY?C 0.579282 0.236861 2.445663 0.0162 INCOME?0.959627 0.078297 12.25620 0.0000 Random Effects BJ－C －727.7894 TJ－C －1349.434 HB－C －424.8475 SX－C －315.5231 NMG－C 877.4610 LN－C 107.8948 JL－C 697.9985 HLJ－C 809.2803 SH－C －857.4902

JS－C －256.9881 ZJ－C 1023.183 AH－C －47.86049 FJ－C 402.4589 JX－C －91.33615 SD－C 152.9918 GLS Transformed Regression R－squared 0.962298 Mean dependent var 4163.514 Adjusted R－squared 0.961558 S.D.dependent v ar 1973.630 S.E.of regression 386.9603 Sum squared resid 15273305 Durbin－Watson stat 0.416571 Unweighted Statistics including Random Effe cts R－squared 0.968592 Mean dependent var 4163.514 Adjusted R－squared 0.967976 S.D.dependent v ar 1973.630 S.E.of regression 353.1856 Sum squared resid 12723490 Durbin－Watson stat 0.500052

8.經(jīng)過計算，H1值為19.3，H2值為15.2，均大于X—2值，所以認為模型應(yīng)該建立個體固定效應(yīng)模型更為合適。相應(yīng)表達式為:

其中，Di表示相應(yīng)個體數(shù)。

四、結(jié)論及建議

(一)結(jié)論

1.在居民工資水平影響的參照下，根據(jù)面板數(shù)據(jù)理論，為關(guān)注總體趨向，理應(yīng)采用個體隨機效應(yīng)模型結(jié)論。根據(jù)上述城鄉(xiāng)社會保障性支出水平、居民工資收入水平及居民消費性支出水平的數(shù)據(jù)分析結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在城鎮(zhèn)面板數(shù)據(jù)中，總收入中的工資性收入對城鎮(zhèn)居民消費支出的影響度為0.70，在這種比例下，我們可以明顯對比發(fā)現(xiàn)社會保障性支出對城鎮(zhèn)居民消費支出的影響即能達到0.48;而在農(nóng)村面板數(shù)據(jù)中，總收入中的工資性收入對農(nóng)村居民消費支出的影響度為0.96，同樣對比到社會保障性支出水平的影響我們可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村居民社會保障性支出對其消費支出水平的影響度為0.58。據(jù)此，我們可以得出結(jié)論，在影響城鄉(xiāng)居民消費支出、影響內(nèi)需的諸多因素中，除了傳統(tǒng)觀念中的具有決定意義的居民工資性收入水平，現(xiàn)階段，尤其是近幾年來，社會保障支出水平影響的重要性已經(jīng)逐漸凸顯。

2.對比城鎮(zhèn)和農(nóng)村的面板數(shù)據(jù)，在只關(guān)注總體狀況的同等個體隨機效應(yīng)模型下，我們可以發(fā)現(xiàn)，斜率項中農(nóng)村居民社會保障性支出水平影響度即斜率0.58大約為城鎮(zhèn)0.48的1.2倍，即農(nóng)村居民的消費支出對社會保障支出水平的反應(yīng)度大大高于城鎮(zhèn)居民。而從上表面板個體數(shù)據(jù)來看，城鎮(zhèn)樣本數(shù)據(jù)的標準差大于農(nóng)村，即其在社會保障方面的變革實施力度強于農(nóng)村。社會保障支出水平對居民消費水平的影響存在正相關(guān)，但是從總體來說，社會保障支出水平對農(nóng)村居民消費的影響較大。

3.為關(guān)注各個地區(qū)的差異表現(xiàn)，根據(jù)面板數(shù)據(jù)個體固定效應(yīng)模型，在城鎮(zhèn)方面，浙江、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江等個體的截距項較大，可在一定程度上說明，這幾個省份城鎮(zhèn)居民的消費支出水平受工資收入和社會保障支出水平的影響力度較大，社會保障支出逐年增加明顯，而山東、江西、山西等個體的截距項較小即說明這些省份的城鎮(zhèn)居民消費支出水平受二者的影響力度較小。

同理，在農(nóng)村方面，吉林、內(nèi)蒙古、黑龍江、浙江等省份的農(nóng)村居民消費支出水平受居民工資收入和社會保障性支出水平的影響力度較大，而天津、上海等省市受二者的影響力度相對較小。進一步我們可以做出該種推斷，黑龍江、吉林、浙江、內(nèi)蒙古近幾年以來在城鄉(xiāng)社會保障體系的建設(shè)或者對社會保障政策的落實方面成效尤為顯著?？傆^我國各地區(qū)的面板數(shù)據(jù)差異，總體看來，東北地區(qū)的社會保障體系變革力度較大也相對比較完善，而在像上海、天津等發(fā)達地區(qū)的農(nóng)村，社會保障體系的完善力度亟待加強。社會保障體系的完善程度不能與其經(jīng)濟發(fā)展水平相掛鉤。

比較個體固定效應(yīng)模型的截距項最小值我們可以明顯發(fā)現(xiàn)，在城鎮(zhèn)面板數(shù)據(jù)中，最小截距項不過是山東省的224.0，而在農(nóng)村面板數(shù)據(jù)當(dāng)中，天津、上海等省市出現(xiàn)負值，這也完全能夠從側(cè)面上反映出我國社會保障體系建設(shè)的城鄉(xiāng)二元化現(xiàn)狀。

4.在面板數(shù)據(jù)得出的方程中，城鎮(zhèn)方面，社會保障支出每增加一個單位，居民消費支出即可增加0.48個單位;農(nóng)村方面，社會保障支出每增加一個單位，則居民消費支出可增加0.58個單位。基于此，在當(dāng)前內(nèi)需拉動力不足、如何拉動內(nèi)需成為時下熱點的情況下，在近幾年社會保障體系頻繁出現(xiàn)新問題，社會保障體系急需得到完善的壓力下，筆者認為在拉動內(nèi)需的行為選擇上，我們可以把注意力逐漸適當(dāng)?shù)丶右赞D(zhuǎn)移，不能只關(guān)注工資大幅提升，收入提高對消費拉動的影響，社會保障體系的配套完善完全可以在一定程度上解決人們的后顧之憂，以期更好地拉動消費支出，拉動內(nèi)需，促進經(jīng)濟發(fā)展。以2010年三大需求對國內(nèi)生產(chǎn)總值增長的貢獻率和拉動值標準來具體推斷可知，城鎮(zhèn)居民社會保障支出每增加一個單位，對國內(nèi)生產(chǎn)總值的貢獻率即可增加0.18個單位，可拉動國內(nèi)生產(chǎn)總值增加0.018個單位;農(nóng)村居民社會保障支出每增加一個單位，對國內(nèi)生產(chǎn)總值的貢獻率即可增加0.213個單位，可拉動國內(nèi)生產(chǎn)總值增加0.022個單位。

(二)建議

當(dāng)前情況下，隨著城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的逐步落實，我國社會保障體系已基本實現(xiàn)全覆蓋。反觀世界大背景下，美國、歐盟等發(fā)達國家養(yǎng)老保險支付危機接踵而至，為應(yīng)對該種現(xiàn)象在我國的出現(xiàn)，進一步統(tǒng)籌全國各省之間、城鄉(xiāng)之間、機關(guān)事業(yè)單位與城鎮(zhèn)職工、被征地農(nóng)民之間的社會保障關(guān)系已經(jīng)成為社會保障工作的重中之重。

農(nóng)村居民仍然占據(jù)全國總?cè)丝诘囊话胍陨?，其消費能力的提高對于拉動內(nèi)需，促進我國經(jīng)濟建設(shè)發(fā)展的作用尤為重要。為了拉動內(nèi)需，單從社會保障層面來說，應(yīng)進一步加強城鄉(xiāng)社會保障體系的建設(shè)，縮小城鄉(xiāng)社會保障發(fā)展水平的差距，統(tǒng)籌城鄉(xiāng)社會保障體系一體化，切實有效地逐步提高城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險的待遇水平。在一定程度上對機關(guān)事業(yè)單位、城鎮(zhèn)職工待遇支付增加的速度放緩;應(yīng)該進一步完善《社會保險法》關(guān)于農(nóng)村居民養(yǎng)老保險方面的法律，進一步完善新農(nóng)保的基本制度框架，完善養(yǎng)老金待遇調(diào)整的方式方法;加大中央財政對于新農(nóng)保的支持力度，并在全國范圍內(nèi)建立統(tǒng)一的新農(nóng)保信息管理系統(tǒng)，大力推行社會保障卡，完善農(nóng)?；饘徲嫏C制，加強社會監(jiān)督和輿論宣傳。充分發(fā)揮政府的主導(dǎo)作用，強化政府推進基本社會保障的基礎(chǔ)責(zé)任，注意較多地關(guān)注農(nóng)村以促使社會保障水平走向公平統(tǒng)一。政府應(yīng)當(dāng)加大對經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)和低收入群體的財政支出，為保障這部分群體的社會保障利益提供有力的財政支持。改革阻礙城鄉(xiāng)社會保障統(tǒng)籌發(fā)展的二元化戶籍制度，在加快農(nóng)村城市化進程和經(jīng)濟發(fā)展的過程中，政府在適當(dāng)?shù)臅r候則應(yīng)該適當(dāng)?shù)胤艑拺艏贫鹊南拗?，逐漸實現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化的戶口管理體制以促進城鄉(xiāng)之間人口的自由流動，縮小收入差距，進一步促進社會保障支出水平差異的減小，逐步實現(xiàn)城鄉(xiāng)社會保障體系的一體化，著實推動我國社會保障總體水平的提高。

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［9］劉巍、陳昭:《計量經(jīng)濟學(xué)軟件:EViews操作簡明教程》，30～45頁，廣州，暨南大學(xué)出版社，2009。

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