劉飛 王欣亮 白永秀

摘要：通過數(shù)理模型推導(dǎo)判定社會(huì)保障與居民消費(fèi)存在非線性關(guān)系，在城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)水平由高到低的四陣營劃分下，構(gòu)建多重面板門檻模型，得出：全國的城鄉(xiāng)社會(huì)保障扭曲與居民消費(fèi)差距間呈倒“U”型關(guān)系，即優(yōu)化社會(huì)保障城鄉(xiāng)配置政策存在消費(fèi)“陷進(jìn)”，第一陣營二者呈負(fù)向非線性相關(guān)，第二、三陣營二者呈倒“V”型相關(guān)，第四陣營二者呈倒“U”型相關(guān)。城鄉(xiāng)收入和財(cái)富差異約束社會(huì)保障扭曲對(duì)消費(fèi)差距的影響作用：在城鄉(xiāng)收入差異約束下，全國、第一、三、四陣營二者呈“U”型相關(guān)，但各自優(yōu)化社會(huì)保障城鄉(xiāng)配置必須跨越不同的收入差距門檻；在城鄉(xiāng)財(cái)富差異約束下，全國二者呈“V”型相關(guān)，在跨越城鄉(xiāng)財(cái)富差異的門檻值0.226之后，優(yōu)化城鄉(xiāng)社會(huì)保障支出配置對(duì)平衡城鄉(xiāng)消費(fèi)差距才有效率，但四個(gè)陣營財(cái)富差異對(duì)二者關(guān)系約束并不顯著。

關(guān)鍵詞：城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)；社會(huì)保障；居民消費(fèi)；區(qū)域協(xié)調(diào)

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1002-2848-2018（03）-0035-10

一、 引言及文獻(xiàn)回顧

在長期的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)發(fā)展歷程中，城鄉(xiāng)差距問題日益凸出，制約鄉(xiāng)村振興。十九大報(bào)告中指出：通過建立健全城鄉(xiāng)融合發(fā)展體制機(jī)制和政策體系，實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興①。但要實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)融合發(fā)展，應(yīng)明確城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)差距的變動(dòng)趨勢與成因，為此，以往較多學(xué)者將研究重點(diǎn)置于城鄉(xiāng)收入差距上，而相對(duì)于城鄉(xiāng)收入差距，城鄉(xiāng)消費(fèi)差距能更好的反映城鄉(xiāng)居民生活水平差異和福利狀況[1]，也是衡量城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)差距的重要指標(biāo)[2]?？梢?，研究影響城鄉(xiāng)消費(fèi)差距的成因和變動(dòng)影響因素對(duì)打破城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)，促進(jìn)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展，建立城鄉(xiāng)融合機(jī)制具有重要意義。高帆提出勞動(dòng)力扭曲在社會(huì)保障配置的傳導(dǎo)機(jī)制下會(huì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)消費(fèi)差距[3]。此外，Yigit Aydede認(rèn)為社會(huì)保障支出增加對(duì)提升居民消費(fèi)水平具有重要作用，且對(duì)不同收入群體具有不同影響[4]。然而，長期的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)致使城鄉(xiāng)居民收入差距較大，據(jù)統(tǒng)計(jì)，2016年我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入33616元，是農(nóng)村居民的2.72倍，那么社會(huì)保障支出對(duì)城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民消費(fèi)水平影響作用也可能存在差異，但差異究竟多大呢？對(duì)這一問題的研究有助于厘清有限的財(cái)政社會(huì)保障支出應(yīng)在城鄉(xiāng)間如何配置，進(jìn)而提升財(cái)政支出效率，健全城鄉(xiāng)融合發(fā)展體制機(jī)制，落實(shí)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略。

關(guān)于社會(huì)保障與居民消費(fèi)的關(guān)系理論可以追溯到莫迪里安尼的生命周期理論。在60余年的理論研究發(fā)展中，學(xué)術(shù)界已經(jīng)確切的得出社會(huì)保障對(duì)居民消費(fèi)具有顯著影響，但作用方向并不確定?？傮w而言，社會(huì)保障可通過降低居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄，提高居民消費(fèi)傾向，擴(kuò)大居民消費(fèi)支出[5-6]，那么，無社會(huì)保障的居民因?qū)ξ磥淼牟淮_定性，較有社會(huì)保障的居民更傾向于儲(chǔ)蓄，即使國家降低流動(dòng)性約束，個(gè)人依然會(huì)選擇降低消費(fèi)水平[7]。在我國農(nóng)村進(jìn)行社會(huì)調(diào)查，進(jìn)而進(jìn)行分析也得出了社會(huì)保障促進(jìn)居民消費(fèi)水平提升的結(jié)論[8]。但社會(huì)保障本身存在資產(chǎn)替代效應(yīng)與引致退休效應(yīng)，資產(chǎn)替代效應(yīng)會(huì)增加當(dāng)期消費(fèi)，而引致退休效應(yīng)會(huì)降低當(dāng)期消費(fèi)，社會(huì)保障究竟是抑制還是提升居民消費(fèi)水平取決于兩種效應(yīng)作用下的凈效應(yīng)大小。以往研究對(duì)有無社會(huì)保障的居民調(diào)查后，實(shí)證分析確定了有社會(huì)保障的居民更傾向于提前退休，降低未來收入預(yù)期，提高當(dāng)期儲(chǔ)蓄，減少當(dāng)期消費(fèi)，可見，在兩種效應(yīng)的共同作用下，社會(huì)保障支出對(duì)居民消費(fèi)的影響作用并不確定[9-11]。研究發(fā)現(xiàn)，我國有些學(xué)者在這一問題的研究上也存在明顯分歧，概括起來，認(rèn)為二者關(guān)系有正，有負(fù)，甚至并不確定[12-14]。

雖然以往研究對(duì)社會(huì)保障與居民消費(fèi)的相關(guān)關(guān)系做了大量研究，但存在以下兩點(diǎn)局限：一是研究多集中于對(duì)農(nóng)村或城市單一分析，缺乏城市與農(nóng)村的比較分析，無法給城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展從社會(huì)保障的角度提出客觀的對(duì)策建議[15-16]。二是雖在實(shí)證研究過程中考慮了區(qū)劃因素，但僅局限于傳統(tǒng)的區(qū)劃方式，沒有考慮到城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異下社會(huì)保障對(duì)居民消費(fèi)的影響作用是否存在差異。如紀(jì)江明等以1991—2008年的數(shù)據(jù)實(shí)證分析得出我國東部地區(qū)社會(huì)保障對(duì)居民消費(fèi)的正向作用最大，而西部地區(qū)最小[17]。鑒于此，本文擬在城鄉(xiāng)異質(zhì)性消費(fèi)的基礎(chǔ)上構(gòu)建理論模型闡明社會(huì)保障影響居民消費(fèi)的理論機(jī)理，在此基礎(chǔ)上創(chuàng)新地以經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)水平差異作為區(qū)劃標(biāo)準(zhǔn)，分區(qū)域?qū)嵶C研究不同協(xié)調(diào)水平下，城鄉(xiāng)社會(huì)保障配置扭曲對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的影響作用。

二、 社會(huì)保障扭曲與城鄉(xiāng)消費(fèi)差距的關(guān)系判定

社會(huì)保障通過影響收入預(yù)期進(jìn)而影響居民消費(fèi)與儲(chǔ)蓄選擇，社會(huì)保障水平提升或制度完善，使得未來的不確定性降低，居民預(yù)期收入提高，當(dāng)期消費(fèi)水平提升；由于社會(huì)保障資金來源于居民收入，降低了居民當(dāng)期可支配收入，在流動(dòng)性約束存在的情況下，居民無法及時(shí)平滑自己一生的消費(fèi)，從而減少當(dāng)期消費(fèi)，降低居民一生的消費(fèi)效用[18-19]；社會(huì)保障通過增加居民轉(zhuǎn)移性收入，在某種或某些商品價(jià)格上漲時(shí)會(huì)增加儲(chǔ)蓄，減少當(dāng)期消費(fèi)，加之，社會(huì)保障存在引致退休效應(yīng)，也會(huì)降低居民當(dāng)期消費(fèi)，因此，最終社會(huì)保障對(duì)居民消費(fèi)的影響作用是不確定的[14]。為更清楚的闡明社會(huì)保障與居民消費(fèi)之間關(guān)系，本文在此構(gòu)建以下理論模型進(jìn)行判定。

（一）社會(huì)保障與居民消費(fèi)支出關(guān)系判定

通過引入社會(huì)保障支出的有效需求函數(shù)，判定社會(huì)保障支出與居民消費(fèi)的關(guān)系。假設(shè)①消費(fèi)者為理性，追求一生消費(fèi)最大化，整個(gè)生命周期為T。②消費(fèi)者存在預(yù)算約束，由資產(chǎn)性收益與其它收益共同組成。③公共支出中僅有社會(huì)保障支出對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生直接或間接影響。④消費(fèi)者為風(fēng)險(xiǎn)厭惡者。⑤居民邊際消費(fèi)傾向遞減。

（二）城鄉(xiāng)社會(huì)保障支出扭曲與居民消費(fèi)差距的關(guān)系判定

通過引入城鄉(xiāng)兩種不同質(zhì)的消費(fèi)者，構(gòu)造消費(fèi)函數(shù)，推導(dǎo)社會(huì)保障扭曲與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的關(guān)系。在理論模型1所有假設(shè)基礎(chǔ)上引入城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民兩種不同質(zhì)的消費(fèi)者，并增加假設(shè)①一個(gè)封閉的經(jīng)濟(jì)體內(nèi)只存在這兩種消費(fèi)者，且城鎮(zhèn)居民為高收入者，農(nóng)村居民為低收入者；②城鄉(xiāng)社會(huì)保障支出投資額相等。

三、 數(shù)據(jù)說明與模型設(shè)定

為驗(yàn)證以上理論假說，并尋找提升社會(huì)保障支出城鄉(xiāng)分配效率的客觀依據(jù)，本文利用全國30個(gè)?。ㄖ陛犑校?991—2015年的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。并納入城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)水平影響因素，分析城鄉(xiāng)社會(huì)保障支出扭曲對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的影響。

（一）變量設(shè)計(jì)和數(shù)據(jù)說明

1.被解釋變量：城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距（dcon），其中，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距使用Teil（1967）提出的泰爾指數(shù)進(jìn)行測算，測算公式如下：

2.解釋變量：城鄉(xiāng)社會(huì)保障扭曲（dsec）用泰爾指數(shù)測算，由于各類統(tǒng)計(jì)年鑒上并無農(nóng)村社會(huì)保障支出數(shù)據(jù)，為便于城鄉(xiāng)社會(huì)保障支出比較，參照紀(jì)江明等的做法，使用農(nóng)村人均轉(zhuǎn)移性收入、城鎮(zhèn)人均轉(zhuǎn)移性收入來衡量農(nóng)村、城鎮(zhèn)居民享受社會(huì)保障的程度，進(jìn)而測算城鄉(xiāng)社會(huì)保障差異，代表城鄉(xiāng)社會(huì)保障扭曲[17]。

3.控制變量：根據(jù)本文理論部分分析，居民收入，居民財(cái)富會(huì)影響居民消費(fèi)，參考以往對(duì)城鄉(xiāng)消費(fèi)差距成因的研究，本文將城市化率、經(jīng)濟(jì)開放度和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)作為實(shí)證研究的控制變量。城市化率使用城鎮(zhèn)人口數(shù)占總?cè)丝诘谋壤饬縖22]；經(jīng)濟(jì)開放度則用進(jìn)出口總額占GDP的比重衡量；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)使用二元對(duì)比系數(shù)測算[23]。

4.門檻變量：為證明本文理論假說3的可靠性，在此用城鄉(xiāng)居民收入差距（dinc），城鄉(xiāng)財(cái)富差異（dweal）作為門檻變量。其中，城鄉(xiāng)居民收入差距使用城鄉(xiāng)居民人均純收入的GINI系數(shù)測算，城鄉(xiāng)財(cái)富差異使用城鄉(xiāng)居民人均年末儲(chǔ)蓄的泰爾指數(shù)測算。

5.城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)水平分異區(qū)劃劃分：借鑒白永秀等對(duì)中國省域城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化的劃分依據(jù)[23]，利用聚類分析法對(duì)我國2016年的省域城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)水平劃分結(jié)果如表1所示。

由于1991年我國市縣實(shí)行了養(yǎng)老保險(xiǎn)統(tǒng)籌，這標(biāo)志著我國的社會(huì)保障制度改革進(jìn)入了實(shí)質(zhì)性階段，加之，我國農(nóng)村轉(zhuǎn)移性收入是從1991年開始統(tǒng)計(jì)，因此，本文使用1991—2015年全國除西藏外30個(gè)?。ㄖ陛犑校┑南嚓P(guān)數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《重慶市統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國金融年鑒》等。

（二）模型設(shè)定

本文在此假定社會(huì)保障扭曲對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的影響是非線性的，初步借鑒Hansen的研究，引入PSTR模型，若經(jīng)過檢驗(yàn)二者之間不存在非線性關(guān)系，則使用普通面板模型進(jìn)行估算。

四、 城鄉(xiāng)社會(huì)保障扭曲對(duì)居民消費(fèi)差距影響的實(shí)證分析

在估計(jì)前，首先，對(duì)全國總體和各陣營變量數(shù)據(jù)進(jìn)行HT檢驗(yàn)，顯示各變量均通過了顯著性檢驗(yàn)，拒絕存在單位根。其次，使用基于殘差的Pedroni協(xié)整檢驗(yàn)，表明城鄉(xiāng)社會(huì)保障扭曲與消費(fèi)差距間呈平穩(wěn)的長期均衡。最后，計(jì)算VIF值，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诙嘀毓簿€性，結(jié)果顯示VIF小于10，表明計(jì)量方程不存在多重共線性。

（一）城鄉(xiāng)社會(huì)保障扭曲與居民消費(fèi)差距的非線性關(guān)系估計(jì)

由于城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)水平影響社會(huì)保障支出的消費(fèi)效用彈性在城鄉(xiāng)間存在差距，為此，對(duì)全國總體和城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)水平由高到底排序的四個(gè)陣營的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，得出：全國總體在5%的顯著性水平下通過雙重門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，門檻值為0.769和1.648，置信區(qū)間為[0.761，0.814]和[1.612，1.683]。第一陣營在5%的顯著性水平下通過雙重門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，門檻值1.729和0.667，置信區(qū)間為[1.728，1.729]和[0.653，0.667]。第二、三陣營分別在1%和5%的顯著性水平下通過了單一門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，門檻值為0.991和0.997，置信區(qū)間為[0.890，1.511]和[0.968，1.005]；第四陣營在10%的顯著性水平下通過了雙重門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，門檻值為0.776和1.195，置信區(qū)間為[0.693，1.623]和[0.989，1.396]。此外，為提升模型估計(jì)的可靠性，本文對(duì)全國社會(huì)保障扭曲與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的相關(guān)關(guān)系做了含工具變量固定效應(yīng)（FEIV）檢驗(yàn)，對(duì)比其與非線性估計(jì)結(jié)果差異，并使用dsec1代表最小的門檻值，dsec3代表最大的門檻值，結(jié)果如表2所示。

由全國的FEIV估計(jì)和門檻效應(yīng)估計(jì)結(jié)果對(duì)比顯示，城鄉(xiāng)社會(huì)保障支出扭曲與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距之間的線性關(guān)系并不顯著，但非線性關(guān)系顯著，證明了本文的理論假說2的判斷。具體實(shí)證結(jié)果分析如下：

第一，在全國總體社會(huì)保障支出扭曲與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距之間呈倒“U”型關(guān)系，只有當(dāng)城鄉(xiāng)社會(huì)保障扭曲程度小于0.761時(shí)，縮小城鄉(xiāng)間的社會(huì)保障支出差距才有助于縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距，原因在于農(nóng)村社會(huì)保障支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)支出的影響存在門檻效應(yīng)，只有當(dāng)政府的社會(huì)保障資金投入量大于某一水平時(shí)，社會(huì)保障支出才不會(huì)被轉(zhuǎn)移成儲(chǔ)蓄，起到提升居民預(yù)期收入的作用，進(jìn)而促進(jìn)居民消費(fèi)水平提高[24]。

第二，在城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)分異視角劃分下的四個(gè)陣營社會(huì)保障支出扭曲與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距之間關(guān)系也存在較大差異：在第一陣營，城鄉(xiāng)社會(huì)保障支出扭曲與居民消費(fèi)差距之間呈負(fù)向非線性相關(guān)關(guān)系。城鄉(xiāng)社會(huì)保障扭曲在兩個(gè)門檻值之間時(shí)，對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的負(fù)向影響作用最大，在門檻值0.776以下，影響系數(shù)為-0.0292，在門檻值1.195以上時(shí)，影響系數(shù)為-0.0402?？梢?，在城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)度高的區(qū)域，單一的實(shí)施擴(kuò)大農(nóng)村社會(huì)保障支出的政策會(huì)擠出私人消費(fèi)，從而可能擴(kuò)大城鄉(xiāng)消費(fèi)差距，若社會(huì)保障扭曲本身在0.776和1.195之間時(shí)，擴(kuò)大農(nóng)村社會(huì)保障支出會(huì)加速擴(kuò)大城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距。原因在于第一陣營地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，城鎮(zhèn)居民工資水平高于其他地區(qū)，按照我國現(xiàn)行社會(huì)保障政策，工資越高的個(gè)人，社會(huì)保障繳納金額越多，從而減少居民可支配收入，降低居民消費(fèi)水平，加之，社會(huì)保障支出本身的引致退休效應(yīng)在城市作用更顯著，進(jìn)一步抑制了居民消費(fèi)支出。方顯倉、王昱坤等研究表明上海市社會(huì)保障支出在收入不確定性的影響下反而抑制了居民消費(fèi)支出[25]，這也印證了本文的結(jié)論。在第二、三陣營，城鄉(xiāng)社會(huì)保障支出扭曲與居民消費(fèi)差距之間呈倒“V”型關(guān)系，在門檻值之前，前者對(duì)后者有正向影響，在門檻值之后，前者對(duì)后者呈負(fù)向影響，可見，在城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)水平處于中等范圍的區(qū)域，城鄉(xiāng)社會(huì)保障扭曲程度較低時(shí)擴(kuò)大農(nóng)村社會(huì)保障支出有利于縮小城鄉(xiāng)消費(fèi)差距，這與全國的情況比較相似。而第四陣營的城鄉(xiāng)社會(huì)保障扭曲和居民消費(fèi)差距在自身的門檻值0.776、1.195前后，較全國總體的負(fù)向與正向影響作用更大?？梢?，在城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)水平最低的地區(qū)，社會(huì)保障政策對(duì)居民消費(fèi)水平調(diào)節(jié)的作用更大。這就證明了不同城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)水平下社會(huì)保障支出扭曲對(duì)居民消費(fèi)差距的影響存在較大差異，確定了假說1成立。

（二）城鄉(xiāng)社會(huì)保障支出扭曲與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的約束機(jī)制研究

為估計(jì)城鄉(xiāng)收入差距和城鄉(xiāng)財(cái)富差異是否影響社會(huì)保障扭曲與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的關(guān)系，證明本文的理論假說3，本文在城鄉(xiāng)收入差距和城鄉(xiāng)財(cái)富差異約束下估計(jì)城鄉(xiāng)社會(huì)保障扭曲對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的影響效應(yīng)。

1.城鄉(xiāng)收入差距（dinc）約束下的估計(jì)結(jié)果

對(duì)所有樣本進(jìn)行300次自舉的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，結(jié)果顯示：全國總體樣本數(shù)據(jù)通過了三重門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，門檻值為0.059、0.144和0.174，置信區(qū)間分別為[0.058，0.069]、[0.142，0.160]和[0.025，0.174]。第一陣營數(shù)據(jù)通過了雙重門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，門檻值為0.019和0.048，置信區(qū)間分別為[0.014，0.032]和[0.048，0.072]；第二陣營數(shù)據(jù)通過了單一門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，門檻值為0.065，置信區(qū)間為[0.058，0.101]；第三陣營數(shù)據(jù)通過了雙重門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，門檻值為0.101和0.059，置信區(qū)間分別為[0.092，0.107]和[0.056，0.070]；第四陣營數(shù)據(jù)通過了雙重門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，門檻值為0.070和0.144，置信區(qū)間分別為[0.057，0.089]和[0.136，0.149]。各影響系數(shù)估計(jì)結(jié)果如表3所示。

本下，城鄉(xiāng)社會(huì)保障扭曲程度與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距之間都呈近似的“U”型關(guān)系，即在最小門檻值之前二者負(fù)向相關(guān)，在最小值與最大值之間，二者負(fù)向相關(guān)關(guān)系增強(qiáng)，但在最大的門檻值之后，二者呈正向相關(guān)?？梢姡青l(xiāng)社會(huì)保障扭曲影響居民消費(fèi)差距的作用效果受到城鄉(xiāng)居民人均純收入差異的影響，居民人均純收入差距較小時(shí)（小于各自門檻值最小值）城鄉(xiāng)居民社會(huì)保障差異對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距呈現(xiàn)較小的負(fù)向影響，而當(dāng)居民人均純收入差距較大時(shí)（大于各自門檻值最大值），城鄉(xiāng)居民社會(huì)保障差異縮小能夠縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距，在城鄉(xiāng)居民純收入差距在合理范圍內(nèi)（門檻最大值與最小值之間）時(shí)，城鄉(xiāng)社會(huì)保障差異對(duì)居民消費(fèi)差距的負(fù)影響作用最大。這可能是由于社會(huì)保障支出對(duì)城市或農(nóng)村居民消費(fèi)的擠出效應(yīng)導(dǎo)致的，在農(nóng)村社會(huì)保障支出增加在城鄉(xiāng)收入差距較小的情況下更可能降低農(nóng)村居民的消費(fèi)預(yù)期，從而降低消費(fèi)，擴(kuò)大城鄉(xiāng)消費(fèi)差距，這與姜百臣，馬少華等人的研究結(jié)論一致[15]。第二，在不同的門檻值前后，第一、四陣營的城鄉(xiāng)社會(huì)保障扭曲對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的影響作用更大，這可能由于第一陣營城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)水平高，且居民收入水平普遍高于第二、三陣營，在城鄉(xiāng)人均純收入水平較低時(shí)（低于門檻最大值），增加農(nóng)村社會(huì)保障支出對(duì)農(nóng)村居民未來消費(fèi)預(yù)期增加程度較小，而對(duì)當(dāng)期消費(fèi)擠出效應(yīng)更高，從而在更大程度上擴(kuò)大了居民消費(fèi)差距。而第四陣營城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)差距大，農(nóng)村居民收入水平最低，當(dāng)城鄉(xiāng)人均純收入差距較大時(shí)（大于門檻最大值），增加農(nóng)村社會(huì)保障支出，能夠在更大程度上提升居民未來收入預(yù)期，從而提升當(dāng)期消費(fèi)水平。

2.城鄉(xiāng)財(cái)富差異（dweal）約束下的估計(jì)結(jié)果

進(jìn)行300次自舉的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示：全國總體樣本數(shù)據(jù)在1%的顯著性水平下通過了單門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，門檻值為0.226，置信區(qū)間為[0.223，0.234]。第一陣營數(shù)據(jù)在5%的顯著性水平下通過了雙重門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，門檻值1.228、0.217，置信區(qū)間為[1.228，1.229]、[0.035，0.249] ；第二陣營數(shù)據(jù)在5%的顯著性水平下通過了單一門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，門檻值為0.173，置信區(qū)間為[0.115，0.239]；第三陣營、第四陣營數(shù)據(jù)模型均不存在門檻效應(yīng)，為固定效應(yīng)面板模型。其估計(jì)結(jié)果如表4所示。

在城鄉(xiāng)居民人均財(cái)富差異約束下估計(jì)城鄉(xiāng)社會(huì)保障扭曲影響居民消費(fèi)差距的估計(jì)結(jié)果顯示：第一，在全國樣本下，城鄉(xiāng)社會(huì)保障與居民消費(fèi)差距的關(guān)系呈“V”字型，即當(dāng)城鄉(xiāng)居民人均財(cái)富差異較小時(shí)（小于門檻值0.226），城鄉(xiāng)社會(huì)保障扭曲對(duì)居民消費(fèi)差距產(chǎn)生負(fù)向影響，此時(shí)，單一增加農(nóng)村居民社會(huì)保障支出，會(huì)擠出居民收入，降低農(nóng)村消費(fèi)水平，從而擴(kuò)大居民消費(fèi)差距。而當(dāng)城鄉(xiāng)居民人均財(cái)富差異較大時(shí)（大于門檻值0.226），前者對(duì)后者產(chǎn)生正向影響，此時(shí)，擴(kuò)大農(nóng)村居民社會(huì)保障支出有助于提升農(nóng)村居民的消費(fèi)預(yù)期，提升消費(fèi)水平，縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距。第二，四個(gè)陣營中城鄉(xiāng)社會(huì)保障扭曲對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距都具有負(fù)向影響作用，即無論城鄉(xiāng)財(cái)富差異狀況如何，單一的增加農(nóng)村社會(huì)保障支出，都無法縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距，還可能會(huì)擴(kuò)大這一差距。原因在于我國大部分農(nóng)村地區(qū)社會(huì)保障所引致資產(chǎn)邊際替代效應(yīng)較大，從而在更大程度上擠出居民消費(fèi)，使得城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距擴(kuò)大，而在第一陣營農(nóng)村居民收入較其他陣營更高，其對(duì)未來生活品質(zhì)要求更高，但對(duì)社會(huì)保障能夠提升未來生活品質(zhì)的效用估計(jì)降低，從而降低當(dāng)期消費(fèi)，使得城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距在社會(huì)保障扭曲程度縮小的情況下反而更大，這與白重恩等的研究結(jié)論一致[26]。

由此證明了本文的理論假說3，即在城鄉(xiāng)收入和財(cái)富差異約束下，城鄉(xiāng)社會(huì)保障支出與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距間相關(guān)關(guān)系表現(xiàn)出顯著差異。

五、 結(jié)論及政策建議

為優(yōu)化社會(huì)保障支出的城鄉(xiāng)配置，提升社會(huì)保障支出效率，促進(jìn)鄉(xiāng)村振興，縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距，實(shí)現(xiàn)社會(huì)公平。本文在對(duì)社會(huì)保障與居民消費(fèi)差距的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行理論梳理的基礎(chǔ)上，提出3個(gè)理論假說，并引入城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)水平差異因素，利用30個(gè)省1991—2015年的相關(guān)數(shù)據(jù)，采用多重面板門檻模型對(duì)全國和由城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)分異指數(shù)由高到低劃分的四個(gè)陣營城鄉(xiāng)社會(huì)保障扭曲對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的影響進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，得出：（1）全國的城鄉(xiāng)社會(huì)保障扭曲與居民消費(fèi)差距間呈倒“U”型關(guān)系；城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)分異下的四個(gè)陣營城鄉(xiāng)社會(huì)保障扭曲與居民消費(fèi)差距之間的相關(guān)關(guān)系因城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)水平高低變化而存在顯著差異，第一陣營二者呈反向非線性相關(guān)，第二、三陣營二者呈倒“V”型相關(guān)，第四陣營二者呈倒“U”型相關(guān)。這證明了本文的理論假說1和2。（2）城鄉(xiāng)收入差異和城鄉(xiāng)財(cái)富差異約束社會(huì)保障支出對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的影響作用發(fā)揮：①在城鄉(xiāng)收入差距約束下，全國、第一、三、四陣營城鄉(xiāng)社會(huì)保障扭曲與居民消費(fèi)差距的呈“U”型相關(guān)，當(dāng)城鄉(xiāng)收入差距在全國、第一、二、四陣營分別大于0.048、0.174、0.059及0.144時(shí)，改善城鄉(xiāng)社會(huì)保障支出扭曲有助于縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距。但第二陣營二者間呈非線性負(fù)相關(guān)關(guān)系。②在城鄉(xiāng)財(cái)富差異約束下，全國城鄉(xiāng)社會(huì)保障扭曲與消費(fèi)差距的相關(guān)關(guān)系呈“V”型。第一陣營、第二陣營城鄉(xiāng)社會(huì)保障支出扭曲與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距之間呈顯著的非線性負(fù)向相關(guān)，而第三、四陣營二者呈顯著的反向線性相關(guān)。證明了理論假說3。

本文蘊(yùn)含的政策含義為：

第一，推進(jìn)社會(huì)保障制度改革。本文估計(jì)結(jié)果顯示在第二、三、四陣營農(nóng)村社會(huì)保障對(duì)提升農(nóng)村居民消費(fèi)支出的作用較大，顯著大于農(nóng)村居民收入對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)支出的引致作用。可見，較城市而言，農(nóng)村居民對(duì)社會(huì)保障政策抱有更高期望。因此，應(yīng)促進(jìn)農(nóng)村社會(huì)保障制度改革，在國家財(cái)政收入約束下，應(yīng)逐步引入第三方企業(yè)承擔(dān)基本社會(huì)保險(xiǎn)以外的保險(xiǎn)業(yè)務(wù)，為農(nóng)村居民做好養(yǎng)老、醫(yī)療等保險(xiǎn)服務(wù)工作，提升收入預(yù)期，從而增加當(dāng)期消費(fèi)，提升生活水平，實(shí)現(xiàn)與第一陣營的區(qū)域協(xié)調(diào)目標(biāo)。

第二，完善農(nóng)村社會(huì)保障政策。本文實(shí)證研究結(jié)果表明擴(kuò)大農(nóng)村社會(huì)保障支出對(duì)縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的作用并不確定，僅在以下情況下適用：一是在第一陣營城鄉(xiāng)收入差距大于0.048的省份；二是在第二陣營城鄉(xiāng)社會(huì)保障差異小于0.991的省份；三是在第三陣營城鄉(xiāng)收入差距大于0.101的省份或社會(huì)保障差異小于0.997的省份；四是在第四陣營城鄉(xiāng)收入差異大于0.144的省份或社會(huì)保障差異小于0.776的省份更適宜于使用擴(kuò)大農(nóng)村社會(huì)保障支出，進(jìn)而縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距。因此，在促進(jìn)區(qū)域城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的目標(biāo)下，要更充分的考慮城鄉(xiāng)收入差距與社會(huì)保障差異等情況，在此基礎(chǔ)上制定符合地區(qū)實(shí)際的社會(huì)保障政策，盲目擴(kuò)大農(nóng)村社會(huì)保障支出，不僅無法實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)目標(biāo)，甚至可能加大城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距。

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