城鄉(xiāng)協(xié)調分異、社會保障扭曲與居民消費差距

劉飛 王欣亮 白永秀

摘要：通過數(shù)理模型推導判定社會保障與居民消費存在非線性關系，在城鄉(xiāng)經濟協(xié)調水平由高到低的四陣營劃分下，構建多重面板門檻模型，得出：全國的城鄉(xiāng)社會保障扭曲與居民消費差距間呈倒“U”型關系，即優(yōu)化社會保障城鄉(xiāng)配置政策存在消費“陷進”，第一陣營二者呈負向非線性相關，第二、三陣營二者呈倒“V”型相關，第四陣營二者呈倒“U”型相關。城鄉(xiāng)收入和財富差異約束社會保障扭曲對消費差距的影響作用：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，但各自優(yōu)化社會保障城鄉(xiāng)配置必須跨越不同的收入差距門檻；在城鄉(xiāng)財富差異約束下，全國二者呈“V”型相關，在跨越城鄉(xiāng)財富差異的門檻值0.226之后，優(yōu)化城鄉(xiāng)社會保障支出配置對平衡城鄉(xiāng)消費差距才有效率，但四個陣營財富差異對二者關系約束并不顯著。

關鍵詞：城鄉(xiāng)經濟協(xié)調；社會保障；居民消費；區(qū)域協(xié)調

文獻標識碼：A文章編號：1002-2848-2018（03）-0035-10

一、 引言及文獻回顧

在長期的城鄉(xiāng)二元經濟結構發(fā)展歷程中，城鄉(xiāng)差距問題日益凸出，制約鄉(xiāng)村振興。十九大報告中指出：通過建立健全城鄉(xiāng)融合發(fā)展體制機制和政策體系，實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興①。但要實現(xiàn)城鄉(xiāng)融合發(fā)展，應明確城鄉(xiāng)經濟差距的變動趨勢與成因，為此，以往較多學者將研究重點置于城鄉(xiāng)收入差距上，而相對于城鄉(xiāng)收入差距，城鄉(xiāng)消費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)經濟差距的重要指標[2]。可見，研究影響城鄉(xiāng)消費差距的成因和變動影響因素對打破城鄉(xiāng)二元結構，促進城鄉(xiāng)協(xié)調發(fā)展，建立城鄉(xiāng)融合機制具有重要意義。高帆提出勞動力扭曲在社會保障配置的傳導機制下會擴大城鄉(xiāng)消費差距[3]。此外，Yigit Aydede認為社會保障支出增加對提升居民消費水平具有重要作用，且對不同收入群體具有不同影響[4]。然而，長期的城鄉(xiāng)二元結構致使城鄉(xiāng)居民收入差距較大，據(jù)統(tǒng)計，2016年我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入33616元，是農村居民的2.72倍，那么社會保障支出對城鎮(zhèn)與農村居民消費水平影響作用也可能存在差異，但差異究竟多大呢？對這一問題的研究有助于厘清有限的財政社會保障支出應在城鄉(xiāng)間如何配置，進而提升財政支出效率，健全城鄉(xiāng)融合發(fā)展體制機制，落實鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略。

關于社會保障與居民消費的關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，學術界已經確切的得出社會保障對居民消費具有顯著影響，但作用方向并不確定?？傮w而言，社會保障可通過降低居民預防性儲蓄，提高居民消費傾向，擴大居民消費支出[5-6]，那么，無社會保障的居民因對未來的不確定性，較有社會保障的居民更傾向于儲蓄，即使國家降低流動性約束，個人依然會選擇降低消費水平[7]。在我國農村進行社會調查，進而進行分析也得出了社會保障促進居民消費水平提升的結論[8]。但社會保障本身存在資產替代效應與引致退休效應，資產替代效應會增加當期消費，而引致退休效應會降低當期消費，社會保障究竟是抑制還是提升居民消費水平取決于兩種效應作用下的凈效應大小。以往研究對有無社會保障的居民調查后，實證分析確定了有社會保障的居民更傾向于提前退休，降低未來收入預期，提高當期儲蓄，減少當期消費，可見，在兩種效應的共同作用下，社會保障支出對居民消費的影響作用并不確定[9-11]。研究發(fā)現(xiàn)，我國有些學者在這一問題的研究上也存在明顯分歧，概括起來，認為二者關系有正，有負，甚至并不確定[12-14]。

雖然以往研究對社會保障與居民消費的相關關系做了大量研究，但存在以下兩點局限：一是研究多集中于對農村或城市單一分析，缺乏城市與農村的比較分析，無法給城鄉(xiāng)協(xié)調發(fā)展從社會保障的角度提出客觀的對策建議[15-16]。二是雖在實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)經濟發(fā)展水平差異下社會保障對居民消費的影響作用是否存在差異。如紀江明等以1991—2008年的數(shù)據(jù)實證分析得出我國東部地區(qū)社會保障對居民消費的正向作用最大，而西部地區(qū)最小[17]。鑒于此，本文擬在城鄉(xiāng)異質性消費的基礎上構建理論模型闡明社會保障影響居民消費的理論機理，在此基礎上創(chuàng)新地以經濟協(xié)調水平差異作為區(qū)劃標準，分區(qū)域實證研究不同協(xié)調水平下，城鄉(xiāng)社會保障配置扭曲對城鄉(xiāng)居民消費差距的影響作用。

二、 社會保障扭曲與城鄉(xiāng)消費差距的關系判定

社會保障通過影響收入預期進而影響居民消費與儲蓄選擇，社會保障水平提升或制度完善，使得未來的不確定性降低，居民預期收入提高，當期消費水平提升；由于社會保障資金來源于居民收入，降低了居民當期可支配收入，在流動性約束存在的情況下，居民無法及時平滑自己一生的消費，從而減少當期消費，降低居民一生的消費效用[18-19]；社會保障通過增加居民轉移性收入，在某種或某些商品價格上漲時會增加儲蓄，減少當期消費，加之，社會保障存在引致退休效應，也會降低居民當期消費，因此，最終社會保障對居民消費的影響作用是不確定的[14]。為更清楚的闡明社會保障與居民消費之間關系，本文在此構建以下理論模型進行判定。

（一）社會保障與居民消費支出關系判定

通過引入社會保障支出的有效需求函數(shù)，判定社會保障支出與居民消費的關系。假設①消費者為理性，追求一生消費最大化，整個生命周期為T。②消費者存在預算約束，由資產性收益與其它收益共同組成。③公共支出中僅有社會保障支出對消費產生直接或間接影響。④消費者為風險厭惡者。⑤居民邊際消費傾向遞減。

（二）城鄉(xiāng)社會保障支出扭曲與居民消費差距的關系判定

通過引入城鄉(xiāng)兩種不同質的消費者，構造消費函數(shù)，推導社會保障扭曲與城鄉(xiāng)居民消費差距的關系。在理論模型1所有假設基礎上引入城鎮(zhèn)與農村居民兩種不同質的消費者，并增加假設①一個封閉的經濟體內只存在這兩種消費者，且城鎮(zhèn)居民為高收入者，農村居民為低收入者；②城鄉(xiāng)社會保障支出投資額相等。

三、 數(shù)據(jù)說明與模型設定

為驗證以上理論假說，并尋找提升社會保障支出城鄉(xiāng)分配效率的客觀依據(jù)，本文利用全國30個?。ㄖ陛犑校?991—2015年的數(shù)據(jù)進行實證分析。并納入城鄉(xiāng)經濟協(xié)調水平影響因素，分析城鄉(xiāng)社會保障支出扭曲對城鄉(xiāng)居民消費差距的影響。

（一）變量設計和數(shù)據(jù)說明

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

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

3.控制變量：根據(jù)本文理論部分分析，居民收入，居民財富會影響居民消費，參考以往對城鄉(xiāng)消費差距成因的研究，本文將城市化率、經濟開放度和產業(yè)結構升級作為實證研究的控制變量。城市化率使用城鎮(zhèn)人口數(shù)占總人口的比例衡量[22]；經濟開放度則用進出口總額占GDP的比重衡量；產業(yè)結構升級使用二元對比系數(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)財富差異使用城鄉(xiāng)居民人均年末儲蓄的泰爾指數(shù)測算。

5.城鄉(xiāng)經濟協(xié)調水平分異區(qū)劃劃分：借鑒白永秀等對中國省域城鄉(xiāng)經濟一體化的劃分依據(jù)[23]，利用聚類分析法對我國2016年的省域城鄉(xiāng)經濟協(xié)調水平劃分結果如表1所示。

由于1991年我國市縣實行了養(yǎng)老保險統(tǒng)籌，這標志著我國的社會保障制度改革進入了實質性階段，加之，我國農村轉移性收入是從1991年開始統(tǒng)計，因此，本文使用1991—2015年全國除西藏外30個省（直轄市）的相關數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》、《重慶市統(tǒng)計年鑒》和《中國金融年鑒》等。

（二）模型設定

本文在此假定社會保障扭曲對城鄉(xiāng)居民消費差距的影響是非線性的，初步借鑒Hansen的研究，引入PSTR模型，若經過檢驗二者之間不存在非線性關系，則使用普通面板模型進行估算。

四、 城鄉(xiāng)社會保障扭曲對居民消費差距影響的實證分析

在估計前，首先，對全國總體和各陣營變量數(shù)據(jù)進行HT檢驗，顯示各變量均通過了顯著性檢驗，拒絕存在單位根。其次，使用基于殘差的Pedroni協(xié)整檢驗，表明城鄉(xiāng)社會保障扭曲與消費差距間呈平穩(wěn)的長期均衡。最后，計算VIF值，檢驗模型是否存在多重共線性，結果顯示VIF小于10，表明計量方程不存在多重共線性。

（一）城鄉(xiāng)社會保障扭曲與居民消費差距的非線性關系估計

由于城鄉(xiāng)經濟協(xié)調水平影響社會保障支出的消費效用彈性在城鄉(xiāng)間存在差距，為此，對全國總體和城鄉(xiāng)經濟協(xié)調水平由高到底排序的四個陣營的相關數(shù)據(jù)進行門檻效應檢驗，得出：全國總體在5%的顯著性水平下通過雙重門檻效應檢驗，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檢驗，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檢驗，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檢驗，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，為提升模型估計的可靠性，本文對全國社會保障扭曲與城鄉(xiāng)居民消費差距的相關關系做了含工具變量固定效應（FEIV）檢驗，對比其與非線性估計結果差異，并使用dsec1代表最小的門檻值，dsec3代表最大的門檻值，結果如表2所示。

由全國的FEIV估計和門檻效應估計結果對比顯示，城鄉(xiāng)社會保障支出扭曲與城鄉(xiāng)居民消費差距之間的線性關系并不顯著，但非線性關系顯著，證明了本文的理論假說2的判斷。具體實證結果分析如下：

第一，在全國總體社會保障支出扭曲與城鄉(xiāng)居民消費差距之間呈倒“U”型關系，只有當城鄉(xiāng)社會保障扭曲程度小于0.761時，縮小城鄉(xiāng)間的社會保障支出差距才有助于縮小城鄉(xiāng)居民消費差距，原因在于農村社會保障支出對農村居民消費支出的影響存在門檻效應，只有當政府的社會保障資金投入量大于某一水平時，社會保障支出才不會被轉移成儲蓄，起到提升居民預期收入的作用，進而促進居民消費水平提高[24]。

第二，在城鄉(xiāng)協(xié)調分異視角劃分下的四個陣營社會保障支出扭曲與城鄉(xiāng)居民消費差距之間關系也存在較大差異：在第一陣營，城鄉(xiāng)社會保障支出扭曲與居民消費差距之間呈負向非線性相關關系。城鄉(xiāng)社會保障扭曲在兩個門檻值之間時，對城鄉(xiāng)居民消費差距的負向影響作用最大，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，影響系數(shù)為-0.0402。可見，在城鄉(xiāng)經濟協(xié)調度高的區(qū)域，單一的實施擴大農村社會保障支出的政策會擠出私人消費，從而可能擴大城鄉(xiāng)消費差距，若社會保障扭曲本身在0.776和1.195之間時，擴大農村社會保障支出會加速擴大城鄉(xiāng)居民消費差距。原因在于第一陣營地區(qū)經濟發(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)行社會保障政策，工資越高的個人，社會保障繳納金額越多，從而減少居民可支配收入，降低居民消費水平，加之，社會保障支出本身的引致退休效應在城市作用更顯著，進一步抑制了居民消費支出。方顯倉、王昱坤等研究表明上海市社會保障支出在收入不確定性的影響下反而抑制了居民消費支出[25]，這也印證了本文的結論。在第二、三陣營，城鄉(xiāng)社會保障支出扭曲與居民消費差距之間呈倒“V”型關系，在門檻值之前，前者對后者有正向影響，在門檻值之后，前者對后者呈負向影響，可見，在城鄉(xiāng)經濟協(xié)調水平處于中等范圍的區(qū)域，城鄉(xiāng)社會保障扭曲程度較低時擴大農村社會保障支出有利于縮小城鄉(xiāng)消費差距，這與全國的情況比較相似。而第四陣營的城鄉(xiāng)社會保障扭曲和居民消費差距在自身的門檻值0.776、1.195前后，較全國總體的負向與正向影響作用更大?？梢?，在城鄉(xiāng)經濟協(xié)調水平最低的地區(qū)，社會保障政策對居民消費水平調節(jié)的作用更大。這就證明了不同城鄉(xiāng)經濟協(xié)調水平下社會保障支出扭曲對居民消費差距的影響存在較大差異，確定了假說1成立。

（二）城鄉(xiāng)社會保障支出扭曲與城鄉(xiāng)居民消費差距的約束機制研究

為估計城鄉(xiāng)收入差距和城鄉(xiāng)財富差異是否影響社會保障扭曲與城鄉(xiāng)居民消費差距的關系，證明本文的理論假說3，本文在城鄉(xiāng)收入差距和城鄉(xiāng)財富差異約束下估計城鄉(xiāng)社會保障扭曲對城鄉(xiāng)居民消費差距的影響效應。

1.城鄉(xiāng)收入差距（dinc）約束下的估計結果

對所有樣本進行300次自舉的門檻效應檢驗，結果顯示：全國總體樣本數(shù)據(jù)通過了三重門檻效應檢驗，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檢驗，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檢驗，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檢驗，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檢驗，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)估計結果如表3所示。

本下，城鄉(xiāng)社會保障扭曲程度與城鄉(xiāng)居民消費差距之間都呈近似的“U”型關系，即在最小門檻值之前二者負向相關，在最小值與最大值之間，二者負向相關關系增強，但在最大的門檻值之后，二者呈正向相關?？梢?，城鄉(xiāng)社會保障扭曲影響居民消費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（小于各自門檻值最小值）城鄉(xiāng)居民社會保障差異對城鄉(xiāng)居民消費差距呈現(xiàn)較小的負向影響，而當居民人均純收入差距較大時（大于各自門檻值最大值），城鄉(xiāng)居民社會保障差異縮小能夠縮小城鄉(xiāng)居民消費差距，在城鄉(xiāng)居民純收入差距在合理范圍內（門檻最大值與最小值之間）時，城鄉(xiāng)社會保障差異對居民消費差距的負影響作用最大。這可能是由于社會保障支出對城市或農村居民消費的擠出效應導致的，在農村社會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村居民的消費預期，從而降低消費，擴大城鄉(xiāng)消費差距，這與姜百臣，馬少華等人的研究結論一致[15]。第二，在不同的門檻值前后，第一、四陣營的城鄉(xiāng)社會保障扭曲對城鄉(xiāng)居民消費差距的影響作用更大，這可能由于第一陣營城鄉(xiāng)經濟協(xié)調水平高，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（低于門檻最大值），增加農村社會保障支出對農村居民未來消費預期增加程度較小，而對當期消費擠出效應更高，從而在更大程度上擴大了居民消費差距。而第四陣營城鄉(xiāng)經濟差距大，農村居民收入水平最低，當城鄉(xiāng)人均純收入差距較大時（大于門檻最大值），增加農村社會保障支出，能夠在更大程度上提升居民未來收入預期，從而提升當期消費水平。

2.城鄉(xiāng)財富差異（dweal）約束下的估計結果

進行300次自舉的門檻效應檢驗結果顯示：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檢驗，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檢驗，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檢驗，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，為固定效應面板模型。其估計結果如表4所示。

在城鄉(xiāng)居民人均財富差異約束下估計城鄉(xiāng)社會保障扭曲影響居民消費差距的估計結果顯示：第一，在全國樣本下，城鄉(xiāng)社會保障與居民消費差距的關系呈“V”字型，即當城鄉(xiāng)居民人均財富差異較小時（小于門檻值0.226），城鄉(xiāng)社會保障扭曲對居民消費差距產生負向影響，此時，單一增加農村居民社會保障支出，會擠出居民收入，降低農村消費水平，從而擴大居民消費差距。而當城鄉(xiāng)居民人均財富差異較大時（大于門檻值0.226），前者對后者產生正向影響，此時，擴大農村居民社會保障支出有助于提升農村居民的消費預期，提升消費水平，縮小城鄉(xiāng)居民消費差距。第二，四個陣營中城鄉(xiāng)社會保障扭曲對城鄉(xiāng)居民消費差距都具有負向影響作用，即無論城鄉(xiāng)財富差異狀況如何，單一的增加農村社會保障支出，都無法縮小城鄉(xiāng)居民消費差距，還可能會擴大這一差距。原因在于我國大部分農村地區(qū)社會保障所引致資產邊際替代效應較大，從而在更大程度上擠出居民消費，使得城鄉(xiāng)居民消費差距擴大，而在第一陣營農村居民收入較其他陣營更高，其對未來生活品質要求更高，但對社會保障能夠提升未來生活品質的效用估計降低，從而降低當期消費，使得城鄉(xiāng)居民消費差距在社會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)收入和財富差異約束下，城鄉(xiāng)社會保障支出與城鄉(xiāng)居民消費差距間相關關系表現(xiàn)出顯著差異。

五、 結論及政策建議

為優(yōu)化社會保障支出的城鄉(xiāng)配置，提升社會保障支出效率，促進鄉(xiāng)村振興，縮小城鄉(xiāng)居民消費差距，實現(xiàn)社會公平。本文在對社會保障與居民消費差距的相關關系進行理論梳理的基礎上，提出3個理論假說，并引入城鄉(xiāng)經濟協(xié)調水平差異因素，利用30個省1991—2015年的相關數(shù)據(jù)，采用多重面板門檻模型對全國和由城鄉(xiāng)協(xié)調分異指數(shù)由高到低劃分的四個陣營城鄉(xiāng)社會保障扭曲對城鄉(xiāng)居民消費差距的影響進行實證檢驗，得出：（1）全國的城鄉(xiāng)社會保障扭曲與居民消費差距間呈倒“U”型關系；城鄉(xiāng)經濟協(xié)調分異下的四個陣營城鄉(xiāng)社會保障扭曲與居民消費差距之間的相關關系因城鄉(xiāng)經濟協(xié)調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，第二、三陣營二者呈倒“V”型相關，第四陣營二者呈倒“U”型相關。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)財富差異約束社會保障支出對城鄉(xiāng)居民消費差距的影響作用發(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)社會保障扭曲與居民消費差距的呈“U”型相關，當城鄉(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，改善城鄉(xiāng)社會保障支出扭曲有助于縮小城鄉(xiāng)居民消費差距。但第二陣營二者間呈非線性負相關關系。②在城鄉(xiāng)財富差異約束下，全國城鄉(xiāng)社會保障扭曲與消費差距的相關關系呈“V”型。第一陣營、第二陣營城鄉(xiāng)社會保障支出扭曲與城鄉(xiāng)居民消費差距之間呈顯著的非線性負向相關，而第三、四陣營二者呈顯著的反向線性相關。證明了理論假說3。

本文蘊含的政策含義為：

第一，推進社會保障制度改革。本文估計結果顯示在第二、三、四陣營農村社會保障對提升農村居民消費支出的作用較大，顯著大于農村居民收入對農村居民消費支出的引致作用?？梢姡^城市而言，農村居民對社會保障政策抱有更高期望。因此，應促進農村社會保障制度改革，在國家財政收入約束下，應逐步引入第三方企業(yè)承擔基本社會保險以外的保險業(yè)務，為農村居民做好養(yǎng)老、醫(yī)療等保險服務工作，提升收入預期，從而增加當期消費，提升生活水平，實現(xiàn)與第一陣營的區(qū)域協(xié)調目標。

第二，完善農村社會保障政策。本文實證研究結果表明擴大農村社會保障支出對縮小城鄉(xiāng)居民消費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的省份或社會保障差異小于0.776的省份更適宜于使用擴大農村社會保障支出，進而縮小城鄉(xiāng)居民消費差距。因此，在促進區(qū)域城鄉(xiāng)協(xié)調發(fā)展的目標下，要更充分的考慮城鄉(xiāng)收入差距與社會保障差異等情況，在此基礎上制定符合地區(qū)實際的社會保障政策，盲目擴大農村社會保障支出，不僅無法實現(xiàn)城鄉(xiāng)協(xié)調目標，甚至可能加大城鄉(xiāng)居民消費差距。

參考文獻：

[1] 林毅夫， 陳斌開. 重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略與城鄉(xiāng)消費不平等——來自中國的證據(jù) [J]. 浙江社會科學， 2009（4）： 10-16+125.

[2] 徐振宇， 郭志超， 等. 中國城鄉(xiāng)消費差距的轉折點 ——引入滾動虛擬變量的分段定量檢測 [J]. 經濟學動態(tài)， 2014（6）： 32-49.

[3] 高帆， 汪亞楠. 勞動力市場扭曲與城鄉(xiāng)消費差距： 基于省際面板數(shù)據(jù)的實證研究 [J]. 學術月刊， 2016（12）： 75-85.

[4] Aydede Y. The cost of immigrants occupational mismatch and the effectiveness of post arrival policies in Canada [J]. IZA Journal of Migration， 2016， 14（10）： 2-23.

[5] Orazio P， Brugiavini A. Social security and households saving [J]. The Quarterly Journal of Economics， 2003， 118（6）： 1075-1119.

[6] Zant W. Social security wealth and aggregate consumption： an extended lifecycle model estimate for the Netherlands [J]. De Economist， 1998， 136（8）： 136-153.

[7] Gormley T， Liu H， Zhou G. Limited participation and consumptionsaving puzzles： a simple explanation and the role of insurance [R]. Working Paper， 2006.

[8] Li D， Wang Y. Study on rural social security on local residents developmental consumption [J]. Video Surveillance for Sensor Platforms， 2013， 225（8）： 179-187.

[9] Dhami S. Optimal consumption taxes and social security under tax measurement problems and uncertainty [J]. International Tax and Public Finance， 2002， 23（9）： 673-685.

[10] Yakita A. Uncertain lifetime， fertility and social security [J]. Journal of Population Economics， 2001， 14（4）： 635-640.

[11] Hungerford L. The social security surplus and saving [J]. Public Finance Review， 2009， 37（3）： 79-91.

[12] 郭東杰， 余冰心. 計劃生育、人口變遷與居民消費需求不足的實證研究 [J]. 經濟學家， 2016（8）： 29-37.

[13] 劉新. 劉偉， 等. 社會保障支出、不確定性與居民消費效應 [J]. 江西財經大學學報， 2010（4）： 49-55.

[14] 顧靜， 吳忠. 社會保障、居民消費與地區(qū)差異性——基于2006—2010年各省面板數(shù)據(jù)的實證研究 [J]. 社會保障研究， 2013（1）： 62-70.

[15] 姜百臣， 馬少華， 等. 社會保障對農村居民消費行為的影響機制分析 [J]. 中國農村經濟， 2010（11）： 32-39.

[16] 方匡南， 章紫藝. 社會保障對城鄉(xiāng)家庭消費的影響研究 [J]. 統(tǒng)計研究， 2013（3）： 51-58.

[17] 紀江明， 趙毅. 中國區(qū)域間農村社會保障對居民消費的影響 [J]. 中國人口·資源與環(huán)境， 2013（5）： 93-97.

[18] Jmrohorolu A， Jmrohorolu S， Douglas H J. A life cycle analysis of social security [J]. Econ. Theory 1995， 116（10）： 83-114.

[19] Lee R， Tuljapurkar S. Erratum to： death and taxes： longer life， consumption， and social security [J]. Demography， 1997， 34（8）： 21-34.

[20] Campbell J Y， Mankiw N G. The response of consumption to income： a crosssection investigation [J]. European Economic Review， 1991， 35（4）： 723-756.

[21] 張建輝， 靳濤. 轉型式經濟增長與城鄉(xiāng)收入差距： 中國的經驗（1978—2008） [J]. 學術月刊， 2011（7）： 79-86.

[22] 徐敏， 姜勇. 產業(yè)結構提升能夠縮小城鄉(xiāng)消費差距嗎？ [J]. 數(shù)量經濟技術經濟研究， 2015（5）： 3-21.

[23] 白永秀， 吳豐華， 等. 2016城鄉(xiāng)發(fā)展一體化水平評價報告 [M]. 北京： 中國經濟出版社， 2016： 46-164.

[24] 肖攀， 李連友， 等. 農村社會保障對農村居民消費影響的門檻效應與區(qū)域異質性——基于面板平滑轉換模型的分析 [J]. 軟科學， 2015（6）： 15-18+41.

[25] 方顯倉， 王昱坤. 社會保障、預防性儲蓄與上海居民消費 [J]. 上海經濟研究， 2013（10）： 75-84.

[26] 白重恩， 吳斌珍， 等. 中國養(yǎng)老保險繳費對消費和儲蓄的影響 [J]. 中國社會科學， 2012（8）： 47-71+204.