社会保障支出对城乡居民消费差距的门槛效应
——基于地区差异与支出结构的分析

吕承超 徐 仲 魏琼琼

(1.青岛科技大学 经济与管理学院，山东 青岛 266061；2.对外经济贸易大学 国际经济贸易学院，北京 100029)

一、引言

改革开放以来，中国经济注重效率优先，实现了快速发展，经济总量不断扩大，然而也造成了经济发展不均衡、城乡收入差距扩大的局面，影响了中国经济持续健康的发展。2008年全球金融危机爆发后，世界经济格局进入结构调整阶段，面临着经济再平衡的机遇和挑战。中国深受世界经济的影响，进出口总额占GDP比重从2008年的61.77%下降到2015年的35.81%，呈现了外需逐年下降的趋势，加之经济的结构性问题，中国经济进入发展的“新常态”。经济结构转型升级、实现内生经济增长成为当前中国亟需解决的问题。随着投资贡献率逐渐下降，“三驾马车”中消费增长缓慢，对经济增长的拉动作用有限，最终消费支出贡献率从1980年的77.30%下降到2015年59.9%，最终消费支出对GDP的拉动从1980年的6.1个百分点下降到2015年的4.1个百分点。与此同时，总体消费水平逐渐下降、政府消费支出增长缓慢、居民消费支出逐年下滑和城乡居民消费差距不断扩大等多重因素叠加，导致了经济增长增速放缓。其中，城乡居民消费差距成为关键制约因素。城乡消费水平对比从1978年的2.9增加到2010年的3.5(农村居民为1)，虽然近年来城乡消费水平对比有所下降，但城乡居民消费差距仍然较大，不利于宏观经济有效运行，也不利于全面建设小康社会目标的实现。

有学者将中国消费率偏低、城乡居民消费差距较大、农村居民消费水平不高的原因归结为政府公共服务供给不均衡，尤其是农村公共服务供给不足[1]。为此，本文在城镇化视角下探讨社会保障支出与城乡居民消费差距的关系，社会保障支出对城乡居民消费差距的作用机制怎样产生？社会保障支出对城乡居民消费差距是否存在门槛效应？其效果如何？不同地区的社会保障支出结构门槛效应存在何种差异？本文在理论上有助于弥补现有关于社会保障支出与城乡居民消费差距关系的研究不足，在实践上有助于为相关部门完善社会保障制度和制定缩小城乡居民消费差距政策提供参考。

二、文献综述

影响城乡居民消费差距的因素众多，现有文献研究主要集中在以下几个方面：第一，财政支出与城乡居民消费差距。经济衰退和扩张时，财政政策能够影响个人消费[2]，积极的财政政策有利于消费持续强劲增长[3][4]。民生性财政支出对城镇和农村居民消费具有正向“挤出效应”[5]，短期内民生性财政支出抑制了城乡居民消费差距[6]。财政支出结构对城乡居民消费差距会造成影响并存在地区差异[7]，土地财政会拉大城乡居民消费差距[8]。第二，城镇化与城乡居民消费差距。城镇化会影响到土地、能源、食品等方面的消费[9][10][11]。城乡居民消费差距扩大的深层原因在于偏向城市的制度安排，城乡居民对各类商品消费具有显著的区域性偏好[12]，湖北省城镇化与居民消费具有不协调的关系[13]。第三，经济结构与城乡居民消费差距。经济增长与消费结构存在双向作用机制[14]，经济发展水平越低，城乡居民消费差距越大[15]。二元结构造成城乡居民消费差距，产业结构升级能够有效缩小城乡消费差距[16]，但不同时期和不同区域作用效果存在差异[17]。第四，人口老龄化与城乡居民消费差距。人口年龄结构会影响个人消费结构[18]，在不同的年龄阶段，消费具有不平等性[19]，老年人口有更多的健康需求，导致了健康方面消费支出增加[20]。人口年龄结构影响城乡居民消费差距，提高城乡少儿人口抚养比并降低老年人口抚养比，有利于缩小城乡消费差距[21]。然而，王笳旭认为人口老龄化与城乡居民消费差距呈现负向关系，农村人口老龄化是缩小城乡居民消费差距的关键[22]。吴海江等认为城乡老年人口的社会保障水平差异造成了城乡居民消费差距[23]。第五，收入与城乡居民消费差距。消费的不平等能够反映收入的不平等[24]，永久和暂时的收入不确定性会影响消费不平等的增加[25]，Krueger和Perri利用美国25年的数据发现收入不平等并没有伴随着消费不平等的加剧[26]。根据凯恩斯理论，收入差距对城乡居民消费结构及其差距具有显著影响[27]，但这种影响存在地区差异，东部地区正相关，中西部地区负相关[28]。从全国层面来看，城乡居民收入差距的扩大导致了城乡居民消费差距的扩大[29]。

纵观上述文献，关于城乡居民消费差距影响因素主要集中在财政支出、城镇化、经济结构、人口老龄化和收入等方面，系统研究社会保障支出对城乡居民消费差距影响的文献比较少见。因此，本文在已有研究成果的基础上，首先，理论分析社会保障支出与城乡居民消费差距的机理，并构建理论模型加以验证，在城镇化视角下，选取1997～2015年中国31个省份数据，建立门槛面板模型考察社会保障支出在不同城镇化水平下的门槛效应。其次，探讨各省份门槛效应跨越情况，并分别检验东中西部地区社会保障支出的门槛效应。再次，从社会保障支出结构角度，剖析社会保障各项目支出对城乡居民消费差距的门槛效应；最后，提出政策启示。

三、理论框架

(一)机理分析

社会保障能够维持公民基本生存需要，保障劳动者在养老、医疗、失业、生育和工伤等方面得到合法权益，并不断提高居民生活水平，增进国民福利。社会保障是影响居民消费的重要因素之一。第一，社会保障对居民消费存在挤入效应。社会保障收入的提高会降低消费者跨期消费对储蓄的消耗，此时消费者会增加当期消费而减少储蓄，从而发挥储蓄的积极作用，即社会保障存在财富替代效应[30]。第二，社会保障对居民消费存在挤出效应。完善的社会保障会引发消费者提前退休，从而消费者预期的退休时间将会延长，这就导致消费者会减少当期消费而增加储蓄，以保证退休期间消费的平稳过渡，即社会保障存在引致退休效应[31]。国外学者分别测度美国和土耳其数据，发现社会保障的财富替代效应明显大于引致退休效应，社会保障促进了消费水平的提高[32][33]。也有学者持相反意见，认为引致退休效应占据主导作用，消费者会增加储蓄减少消费，社会保障抑制了消费[34]。

社会保障制度的缺陷造成消费者对未来的不确定性增加[35]。我国社会保障仍然存在体系不完善、覆盖面不足、保障层次较低等问题，社会保障在城镇和农村实施的范围、步骤和水平上存在较大差异，可能导致城乡居民消费水平的差别。姜百臣等证实了社会保障对农村居民消费行为具有引致效应，农村地区社会保障对居民消费存在区域差异，农村社会保障制度仍然滞后[36]。中国城乡居民人均社会保障支出差距是导致城乡居民消费差距的原因之一[1]。综上所述，社会保障支出对城乡居民消费差距的作用效果仍然存在争议。本文基于城镇化视角研究社会保障支出对城乡居民消费差距的门槛效应。

(二)理论模型构建

借鉴新经济增长理论，本文通过扩展Barro的理论模型[37]，构建城镇和农村生产函数模型。为方便分析，假设经济体仅包含劳动力市场和资本市场，并且都是完全竞争市场，包括城镇和农村两大市场主体，要素可以在城乡间自由流动。其中，城镇资本包括城镇向农村借贷资本和自有资本，土地是主要的农村资本，农村劳动力有向城镇转移趋势，存在城镇化过程，一部分农村收入通过金融体系转移到城镇。此外，由于社会保障制度不完善，社会保障存在二元差距，城镇社会保障相对完善，农村社会保障建设较为滞后，因此不考虑农村社会保障形成的公共资本，仅考虑城镇社会保障形成公共资本；城乡生产过程假设规模报酬不变。模型构建如下所示：

Y1=A1N1αK1βD1-α-β

(1)

(2)

式(1)和(2)中，Y1、Y2、A1、A2分别表示城镇和农村产出水平以及技术水平，α、β、γ分别表示城镇劳动力、城镇物质资本和农村土地资本产出弹性，K1表示城镇物质资本，包括城镇自有资本K11和向农村借贷资本K12，K1=K11+K12，D表示社会保障支出形成的公共资本，G表示农村土地资本，N1表示城镇劳动力总量，N2表示农村劳动力总量，N1=N11+N12，N2=N21+N12，N11表示城镇自有劳动力，N12表示农村转移到城镇的劳动力，N21表示从事农业生产的劳动力。那么，城镇劳动力价格和农村劳动力价格可以表示为：

(3)

(4)

式(3)和(4)中，W1、W2分别表示城镇和农村劳动力价格，即城镇和农村劳动边际产量。城镇资本价格即资本市场利率，由城镇资本边际产量决定，表示为：

(5)

式(5)中,R1表示城镇资本市场利率。那么，城镇和农村居民人均收入由劳动力工资和资本利息收入构成。根据凯恩斯消费理论，居民消费主要取决于收入[38]，因此，城镇人均消费C1和农村居民人均消费C2分别表示为：

(6)

(7)

(8)

泰尔指数T与城乡居民消费差距呈正相关关系；Cit表示t期城镇或农村居民消费，Ct表示t期城镇和农村居民总消费，Nit表示t期城镇或农村劳动力数量，Nt表示t期城镇和农村劳动力总量；i=1代表城镇地区，i=2代表农村地区；那么，城镇和农村劳动力数量分别是N11和N2，城乡劳动力总量为(N11+N2)，则城镇和农村居民消费分别是C1N11和C2N2，则式(8)可以表示为：

(9)

T=Xln(X/Y)+(1-X)ln [(1-X)/(1-Y)]

(10)

为进一步分析社会保障支出与城乡居民消费差距、城镇化水平与城乡居民消费差距之间的关系，本文对式(10)分别求D和Y的一阶导数，以分析泰尔指数与社会保障支出的作用关系，泰尔指数与城镇化水平之间的作用关系，从而为后续研究奠定理论基础：

(11)

(12)

四、计量模型设定与实证分析

(一)计量模型设定及估计方法

根据上述理论模型分析，城乡居民消费差距与城镇化水平存在非线性关系，在不同城镇化水平下，社会保障支出对城乡居民消费差距具有区间效应。为此，本文借鉴Hansen的研究[39]，引入城镇化水平二次项，构建以城镇化水平为门槛变量的门槛面板模型，如式(13)所示：

lnthcit=α1lnsecitI(lncitit≤γ0)+α2lnsecitI(γ0

αnlnsecitI(γn-1γn)+β1lncitit+

β2(lncitit)2+βilnXit+μi+εit

(13)

为克服异方差问题，对所有变量取对数。式(13)中下标i代表省份，t代表时间，thc表示城乡居民消费差距的泰尔指数，sec表示社会保障支出，cit表示城镇化水平，X表示控制变量，γ表示待估计的门槛值，μi为个体效应，εit为随机误差项，I(·)代表指示函数。上述计量模型用于检验不同城镇化水平门槛值下，社会保障支出对城乡居民消费差距的门槛效应。

借鉴Hansen的方法进行门槛面板模型估计时，首先假定最小化门槛数，以普通最小二乘法残差估计值确定待估计的门槛值和核心解释变量的回归参数[39]。原假设H0：α1=α2，备择假设H1：α1≠α2，检验统计量为：

(14)

(15)

(二)变量选取及数据说明

1.变量选取

2.数据说明及统计描述

考虑到重庆1997年设立直辖市，本文选取1997～2015年中国31个省份数据作为样本。其中，社会保障和就业支出、一般公共预算支出、普通高校在校生数、城镇和农村人口、城乡居民消费和收入、65岁以上人口数、地区生产总值、投资额、进出口总额等数据均来自于历年《中国统计年鉴》。城乡居民消费差距和城乡收入差距通过泰尔指数测算获得。社会保障主要包含社会保险、社会福利、社会救济和社会优抚等方面，社会福利、社会救济和社会优抚支出来自于《中国民政统计年鉴》，社会保险支出来自于《中国劳动统计年鉴》，考虑到各年鉴统计口径问题，在进行社会保障支出结构的门槛效应分析时，仅选取2001～2015年各项目支出数据，各项目支出水平选取各项目支出占社会保障支出的比重来衡量。在进行门槛效应地区差异分析时，本文基于国家统计局标准将中国划分为东部、中部、西部三大地区。为保证变量取对数后的合理性，本文对所有比值数据扩大100倍，并不影响回归结果显著性。为消除价格因素的影响，对所有变量以1997年为基期采用消费物价指数进行平减处理。

表1 变量统计描述

(三)门槛效应回归结果

1.平稳性检验

为规避“虚假回归”，门槛面板模型要求变量具有平稳性。本文出于可靠性考虑，分别采用同质面板单位根LLC检验方法和异质面板单位根Fisher-ADF检验方法，对各变量进行单位根检验，如果两种检验结果均拒绝原假设，则证明变量是平稳的，检验结果如表2所示。由表2可知，各变量水平序列呈现明显的不平稳性，但是各变量通过一阶差分后均在1%显著性水平上表现出平稳性，符合门槛面板模型回归基础条件。

表2 变量平稳性检验

注：(1)c,t,l分别表示带有常数项、趋势项和滞后阶数。(2)***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平。

2.协整检验与Hausman检验

通过面板单位根检验表明各变量存在同阶单整，可以进一步进行面板协整检验，以确定被解释变量与解释变量之间是否存在显著的长期均衡关系。本文采用Westerlund协整检验方法[41]，构造了4个统计量，分别是两个组统计量Gt和Ga，检验异质性面板协整关系，两个面板统计量Pt和Pa，检验同质性面板协整关系，结果如表3所示。从结果可知，虽然人口老龄化的Gt统计量未能通过显著性检验①，但其他统计量均在1%或5%显著性水平上拒绝“不存在协整关系”的原假设，通过了协整检验，表明被解释变量与各解释变量之间均存在协整关系，城乡居民消费差距与其他变量之间存在长期均衡关系。

在进行门槛面板模型回归前，需要对模型的固定效应和随机效应进行检验。本文采用Hausman检验得到统计量值为26.97，P值为0.0007，拒绝原假设，应该采用固定效应进行检验。上述分析均符合门槛面板模型的回归要求，可以进行下一步门槛面板模型检验②。

表3 协整检验

注：表格内数值为Z值，***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。

3.门槛效应检验和门槛值估计

表4报告了以城镇化水平(lncit)为门槛变量，单一门槛和双重门槛效应分别通过了1%和5%的显著性水平检验，三重门槛效应并不显著，因此，本文采用双重门槛面板模型进行回归分析③。

表4 门槛效应检验

注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。

表5 双重门槛值估计结果

注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。

表5报告了对双重门槛值和置信区间估计结果，双重门槛估计值分别为4.3639和4.1606，此时似然比统计量LR为零。两个门槛估计值分别对应置信区间[4.3568, 4.3793]和[4.1539, 4.1776]，双重门槛估计值的95%置信区间是所有LR值小于5%显著水平下的临界值的γ构成的区间。因此，通过了门槛估计值显著性水平检验。

4.门槛面板模型实证结果分析

考虑到稳健性问题，本文构建3个模型进行检验，得到相应的实证结果，如表6所示。其中，门槛面板模型Ⅰ选取中国各省份数据，参照Wang方法[42]进行回归；门槛面板模型Ⅱ采用3年滚动平滑数据进行回归，即将1997年、1998年和1999年数据平均，再将1998～2000年数据平均，以此类推得到面板数据，经过3年滚动平均数据处理后，仍然表现为门槛模型，通过了双重门槛效应检验，门槛值分别为4.3888和4.1576，与模型Ⅰ结果相差无几；同时为了避免内生性问题，构建动态面板模型进行检验，并且模型通过了扰动项自相关和Sargan检验。本文对3个模型实证结果进行比较分析。

通过回归结果可知，无论是门槛面板模型还是动态面板模型回归，中国社会保障支出对城乡居民消费差距均具有显著影响。在以城镇化水平为门槛变量的门槛面板模型Ⅰ和Ⅱ中，社会保障支出与城乡居民消费差距的关系可以划分为三个阶段，不同阶段之间存在显著差异。在城镇化水平初级阶段(即模型Ⅰlncit≤4.1606或模型Ⅱlncit≤4.1576)，社会保障支出对城乡居民消费差距影响并不显著，此时社会保障并没有发挥调节城乡消费差距的作用，可能是因为城镇化水平较低，社会保障制度建设不完善，财政性社会保障支出并未影响居民收入和消费；在城镇化水平中级阶段(即模型Ⅰ4.16064.3639或模型Ⅱlncit>4.3888)，社会保障支出的回归系数为正，主要原因在于城镇化快速发展，导致社会保障支出有向城镇新增居民倾斜趋势，社会保障受益者增长较快的是城镇居民[7]。在3个模型回归结果中，城镇化水平的一次项回归系数为正，二次项回归系数为负，并且均通过了1%的显著性水平检验，表明城镇化水平扩大了城乡居民消费差距，在非线性条件下城镇化水平与城乡居民消费差距呈现倒U型变化趋势，再次验证了理论模型推导结果的正确性，这与高帆的研究结论一致[43]。

从3个模型控制变量回归结果来看，城乡收入差距是影响城乡居民消费差距的重要因素，3个模型均通过了1%显著性水平检验，城乡收入水平的不平等性引发了城乡消费水平差距的扩大[27]。人力资本与城乡居民消费差距存在负相关关系，这是因为：第一，教育支出是居民重要的消费支出项目，居民对其具有刚性需求，随着人力资本的不断提高，城乡居民教育经费投入也在扩大，进而缩小了城乡居民消费差距[44]；第二，作为人力资本的代理变量，受教育水平的提升有利于农民获得非农就业机会，从而提高农民收入，增加农民消费，进一步缩小城乡消费差距[45]。投资水平和经济开放程度对城乡居民消费差距的影响并不显著。虽然人口老龄化回归系数在3个模型中均为负，但统计显著性水平并不理想。此外，在动态面板模型被解释变量滞后项通过了检验，意味着城乡居民消费差距具有时间依赖性，存在循环累积效应，前一期对当期变量具有显著正向影响。

表6 双重门槛面板模型实证结果

注：(1)***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。(2)AR(1)和AR(2)分别表示扰动项一阶和二阶自相关检验，括号外为Z值，括号内为P值。

(四)门槛效应地区差异

1.门槛效应跨越

本文通过对全国层面的实证结果进一步分析各省份门槛效应的跨越及地区差异。表7反映了考察期初、期中和期末各省份城镇化水平门槛效应跨越情况。1997年除上海外，各省份城镇化水平均低于4.1606，未跨越低门槛值，城镇化水平过低，社会保障支出对城乡居民消费差距不存在显著的门槛效应；这一时期，上海城镇化水平最高，首先跨越了低值门槛，随着社会保障制度的率先建立，社会保障支出起到了抑制城乡居民消费差距的作用。当时间推移到考察中期的2006年，上海和北京城镇化水平已经跨越了4.3639，进入了高级阶段，由于城镇人口的不断增加，社会保障的城市倾向恶化了城乡居民消费差距；此外，天津城镇化水平处于两个门槛值中间阶段，社会保障支出对城乡居民消费差距具有负向作用。到2015年，天津、北京、上海进入高城镇化水平阶段，浙江、江苏、辽宁和广东处于中城镇化水平阶段，其他省份仍然处于城镇化初级阶段，在不同阶段社会保障支出对城乡居民消费差距具有不同影响效果。通过各省份门槛效应跨越情况分析，可以发现门槛效应的跨越存在地区差异，并且城镇化水平呈现东中西依次递减趋势，中国大部分省份城镇化水平仍然较低，有较大的提升空间，虽然城镇化进程迅速扩张，但新型城镇化建设和社会保障制度仍然有待完善。

表7 各省份门槛效应跨越

2.分地区门槛效应

为进一步探讨不同地区门槛效应，本文将中国划分为东中西三大地区，分别构建门槛面板模型进行回归分析④，结果如表8所示。其中，东部地区通过了双重门槛检验，门槛值分别为4.2299和4.3568；中部地区具有双重门槛，门槛值分别为3.8892和4.0606；西部地区通过了单一门槛检验，门槛值为2.6079。

表8 地区门槛效应检验及门槛值

注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。

东中西部地区门槛面板模型回归结果如表9所示，可以发现三大地区回归结果与全国层面回归结果存在差异。从东部地区来看，城镇化水平明显高于全国层面数据，当城镇化水平低于4.2299时，社会保障支出对城乡居民消费差距的影响并不显著；当城镇化水平跨越第一门槛值时，社会保障支出与城乡居民消费差距存在负向关系，城镇化水平越高，这种抑制作用越强⑤，表明东部地区社会保障制度较为完善，以人为核心的新型城镇化建设水平较高，社会保障制度发挥了缩小城乡居民消费差距的作用。不同于全国层面回归结果，东部地区城镇化水平一次项系数为负，二次项系数为正，表明城镇化水平有助于缩小城乡居民消费差距，城镇化水平与城乡居民消费差距存在非线性关系，反映了东部地区城镇化进程中考虑了农村地区发展，加强了新农村建设，增加了政府对农村地区的政策倾斜和转移支付，提高了农村居民收入和消费水平。城乡收入差距仍然显著扩大城乡居民消费差距，而人力资本水平与全国层面回归结果一致，能够抑制城乡居民消费差距，其他控制变量回归系数并不显著。

从中部地区来看，双重门槛将社会保障支出的门槛效应分为三个阶段，当城镇化水平较低时(lncit≤3.8892)，社会保障支出系数显著为正，扩大了城乡居民消费差距；在城镇化水平中等阶段(3.88924.0606)，社会保障支出对城乡居民消费差距具有显著的抑制作用；中部地区相对于东部地区城镇化水平较低，在低水平城镇化阶段，社会保障制度首先在城镇地区建立，有利于城镇居民获得财政性收入，导致城镇居民消费水平的提高，拉大了城乡消费差距，在较高水平城镇化阶段，社会保障制度覆盖面进一步扩大，广大农村地区开始受益，从而有利于城乡消费差距的缩小。由于中部地区城镇化水平较低，城镇化水平的一次项和二次项系数均不显著。城乡收入差距是决定城乡居民消费差距的重要因素，并且通过了1%显著性水平检验；由于农村社会保障制度的不完善，人口老龄化加剧了农村居民养老、医疗等项目的消费支出[22]，表现为人口老龄化对城乡居民消费差距的负向影响；其他控制变量均未通过显著性水平检验。

从西部地区来看，城镇化水平在三大地区中最低，门槛值最小，城镇化水平小于2.6079时，社会保障支出抑制了城乡居民消费差距的扩大，城镇化水平大于2.6079时，社会保障支出对城乡居民消费差距的影响在统计上并不显著，反映出西部地区低水平的城镇化阶段，社会保障并不完善，城镇居民财政性收入效应并不明显。西部地区城镇化水平对城乡居民消费差距的影响与全国层面结果类似，城镇化水平扩大了城乡居民消费差距，在非线性条件下城镇化水平与城乡居民消费差距呈现倒U型曲线关系。城乡收入差距正向影响了城乡居民消费差距，但作用效果相比东中部地区较小；不同于东部地区，人力资本与中部地区效果一致，未通过显著性水平检验，表明人力资本并未发挥影响城乡居民消费差距的作用；人口老龄化与中部地区作用方向相同，效果更加明显，显著抑制了城乡居民消费差距；其他控制变量在统计显著性上不理想。

表9 东中西部地区门槛面板模型回归结果

注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。

(五)社会保障支出结构的门槛效应

以社会保障各项目支出占社会保障总支出的比重来分别测度社会保险支出水平(si)、社会福利支出水平(sw)、社会救济支出水平(sa)和社会优抚支出水平(sc)[46]，本文分别构建门槛面板模型检验各项目支出对城乡居民消费差距的门槛效应。表10报告了社会保障支出结构门槛效应检验结果和门槛值，其中，社会保险支出通过了双重门槛检验，门槛值分别为4.3760和4.1597；社会福利支出存在双重门槛，门槛值分别为4.3568和4.1606；社会救济支出存在双重门槛，门槛值分别为4.3760和4.1597；社会优抚支出通过了三重门槛检验，门槛值分别为4.3568、4.2160和4.1071。

表10 社会保障支出结构门槛效应检验及门槛值

注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。

表11报告了社会保障支出结构的门槛面板模型回归结果⑥，可以发现社会保障各项目支出的门槛效应存在差异。虽然社会保险支出对城乡居民消费差距存在门槛效应，但只有城镇化水平介于4.1597和4.3760之间阶段，在统计上才显著，此时社会保险支出回归系数为负，在1%的显著性水平上抑制了城乡居民消费差距，这与全国层面数据结果一致；社会保险支出占社会保障支出比重最大，社会保险制度的建立在很大程度上保障了居民养老、医疗、失业等方面的问题，刺激了城乡居民消费，缩小了城乡之间消费差距。在不同城镇化水平划分的三个阶段中社会福利支出对城乡居民消费差距的回归系数均通过了1%的显著性水平，并且三个阶段社会福利支出均显著抑制了城乡居民消费差距的扩大；社会福利主要涉及收养性机构、养老服务事业、儿童福利事业等方面，有助于缩小城乡居民消费差距。当城镇化水平较低时，社会救济支出回归系数并未通过统计检验，当城镇化水平较高时(4.1597

表11 社会保障支出结构门槛面板模型回归结果

注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。

在社会保险支出和社会救济支出两大模型中，城镇化水平一次项和二次项系数显著为正和负，表明城镇化水平扩大了城乡居民消费差距，并且二者在非线性条件下呈现倒U型变动关系。虽然社会福利支出模型城镇化水平回归系数类似于社会保险支出和社会救济支出，但仅通过了10%显著性水平，检验结果并不理想。社会优抚支出模型中无论是城镇化水平一次项系数还是二次项系数，均在统计上不显著，城镇化水平并未对城乡居民消费差距产生作用。

在社会保障各项目支出各模型中控制变量的城乡收入差距和人力资本均通过了1%的显著性水平检验，并且城乡收入差距拉大了城乡居民消费差距，而人力资本缩小了城乡居民消费差距，这与全国层面模型回归结论一致，再一次验证了实证结果的稳健性。其他控制变量均未通过显著性水平检验。

五、结论与政策启示

本文基于扩展新经济增长理论模型，引入泰尔指数测度城乡居民消费差距，理论分析城镇化视角下社会保障支出与城乡居民消费差距的关系，利用1997～2015年中国31个省份面板数据，基于地区差异和社会保障支出结构，分别构建门槛面板模型实证分析社会保障支出与城乡居民消费差距的关系。研究表明：中国社会保障支出对城乡居民消费差距存在城镇化水平的门槛效应，在城镇化中级阶段，社会保障支出缩小了城乡居民消费差距，而在城镇化高级阶段，社会保障支出扩大了城乡居民消费差距；城镇化水平导致城乡居民消费差距拉大，并且在非线性条件下城镇化水平与城乡居民消费差距呈现倒U型曲线形态。分地区来看，东中西部地区社会保障支出对城乡居民消费差距均有门槛效应，但存在地区差异。东部地区在城镇化水平较高时，社会保障支出抑制了城乡居民消费差距；中部地区社会保障支出在城镇化初级和高级水平阶段对城乡居民消费差距的作用效果相反；西部地区的社会保障支出仅在城镇化初级阶段抑制了城乡居民消费差距。基于社会保障支出结构，社会福利支出在不同的城镇化水平阶段均对城乡居民消费差距具有负向影响，社会救济支出在城镇化初级和中级水平时缩小了城乡居民消费差距，在城镇化高级阶段时拉大了城乡居民消费差距，社会优抚支出对城乡居民消费差距影响并不显著。在不同模型中城乡收入差距和人力资本都是影响城乡居民消费差距的重要因素，城乡收入差距扩大了城乡居民消费差距，人力资本缩小了城乡居民消费差距。上述结论具有较强的政策含义，以下启示值得思考：

一是扩大社会保障覆盖面，进一步完善财政社会保障支出预算与决算制度，建立社会保障监管长效机制；统筹城乡之间社会保障基金支出的合理配置，协调不同区域社会保障发展，加大中西部及欠发达地区社会保障支出力度，提高落后地区社会保障水平，建立区域性社会保障差异化制度；促进社会保障各项目的均衡发展，加强社会保险基金管理，推广全国统筹的养老保险账号，优化新型农村合作医疗体系，提高社会救济标准，完善社会优抚制度。二是加快城镇化进程，重点推进新型城镇化建设，提高城镇化水平；缩小城乡收入差距，完善收入分配制度，发挥社会保障收入再分配效应，完善城乡户籍制度，破除区域、产业分割，加大民生财政投入，发挥城市辐射带动作用，提高农村居民非农收入；提高人力资本水平，创造提升人力资本的政策环境，建立人力资本形成机制，促进区域间和城乡间人才流动，加大教育多元化投资力度，深化教育体制改革。

注释：

①虽然在统计结果中有未通过检验的情况出现，但是Westerlund认为只要检验结果大体一致，也是可以接受的。

②本文在进行平稳性检验、协整检验以及豪斯曼检验时，均采用平衡面板数据实现。

③门槛检验均采用反复抽样1000次的“自抽样法”。

④三大地区数据通过了平稳性检验、协整检验和Hausman检验，可以进行门槛面板模型回归。

⑤东部地区高城镇化水平社会保障支出回归系数绝对值要高于中城镇化水平。

⑥社会保障支出结构数据通过了平稳性检验、协整检验和Hausman检验，可以进行门槛面板模型回归。为避免共线性，本文未考虑除了四大社会保障项目外的其他支出。

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