李攀藝 邵亞男

基金項目：國家社科基金項目（17BGL150）

中圖分類號：F291.1 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

內(nèi)容摘要：本文利用我國2005-2015年的省際面板數(shù)據(jù)，采用GMM估計方法檢驗了城鎮(zhèn)化、社會保障及二者的交互作用對居民消費率的影響。研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化對居民消費率具有顯著促進(jìn)作用，社會保障支出則顯著地抑制了居民消費率的增長。同時，城鎮(zhèn)化對居民消費率的正向作用被社會保障的負(fù)向作用所抵消。為了更有效地發(fā)揮城鎮(zhèn)化對居民消費率的促進(jìn)作用，在加快城鎮(zhèn)化進(jìn)程的同時，應(yīng)注重社會保障體系與城鎮(zhèn)化進(jìn)程的同步協(xié)調(diào)安排。

關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)化 社會保障 居民消費率 GMM估計

文獻(xiàn)回顧

關(guān)于城鎮(zhèn)化和居民消費之間的關(guān)系，國外學(xué)者主要從經(jīng)濟(jì)發(fā)展的視角開展研究。Lewis（1954）的“城鄉(xiāng)二元論”認(rèn)為，由城鄉(xiāng)收入、就業(yè)機(jī)會和勞動生產(chǎn)率等的差異導(dǎo)致農(nóng)村剩余勞動力向城鎮(zhèn)的轉(zhuǎn)移能提高全社會的需求水平。Daniels（1991）、Fujita（2000）等的研究也肯定了城鎮(zhèn)化對消費增長的促進(jìn)作用。國內(nèi)學(xué)界的研究則存在分歧。劉藝容（2008）、付波航（2013）等研究表明，城鎮(zhèn)化對擴(kuò)大居民消費具有積極作用。潘明清和高文亮（2014）從勞動力流動視角分析了城鎮(zhèn)化促進(jìn)居民消費的“集聚效應(yīng)”和阻礙居民消費的“外部成本效應(yīng)”，發(fā)現(xiàn)前者大于后者，城鎮(zhèn)化整體而言促進(jìn)了居民消費增長。周少甫和范兆媛（2017）關(guān)注新型城鎮(zhèn)化與居民消費的關(guān)系，認(rèn)為城鎮(zhèn)化質(zhì)量的提高對居民消費率的正向影響顯著。但是，也有研究認(rèn)為城鎮(zhèn)化的發(fā)展并不一定有利于居民消費（王翔，2010；李子聯(lián)，2014）。這些文獻(xiàn)強(qiáng)調(diào)，處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期的中國存在二元社會保障結(jié)構(gòu)，社會保障體系不完善，這可能成為城鎮(zhèn)化與居民消費率反向變化的重要原因之一。

關(guān)于社會保障與消費之間的關(guān)系，已有文獻(xiàn)主要基于生命周期假說和代際轉(zhuǎn)移支付假說開展研究。以Feldstein（1974）為代表的學(xué)者遵循生命周期假說，提出了社會保障減少儲蓄的“資產(chǎn)替代效應(yīng)”和因鼓勵提前退休而增加儲蓄的“退休效應(yīng)”，認(rèn)為社會保障對消費、儲蓄的影響取決于上述兩種相反效應(yīng)的相對大小。Feldstein的進(jìn)一步實證研究顯示社會保障對居民消費的促進(jìn)作用顯著。后續(xù)學(xué)者如Leimer和Lesnoy（1982）、Thaler和Shefrin（1994）等改進(jìn)了Feldstein的理論和實證，提出了相反的觀點。另外，以Barro（1974）為代表的部分學(xué)者提出了代際轉(zhuǎn)移支付假說，認(rèn)為個人代際轉(zhuǎn)移支付能夠補(bǔ)償社會保障支出，從而抵消部分甚至全部擠出效應(yīng)，導(dǎo)致社會保障支出對居民消費的影響并不顯著。國內(nèi)學(xué)者基本上沿用了國外理論，用中國數(shù)據(jù)實證檢驗。劉暢（2008）的研究表明，社會保障支出增加1個單位，居民消費增加0.621個單位的結(jié)論。姜百臣（2010）、封福育（2016）等將研究對象分解為城鎮(zhèn)和農(nóng)村的居民消費，得出了積極的結(jié)論。相反，楊天宇和王小婷（2007）、劉新（2010）、白重恩（2012）等學(xué)者的研究發(fā)現(xiàn)，社會保障對消費的擠出效應(yīng)明顯。綜上，目前國內(nèi)外學(xué)界在社會保障對居民消費的影響效應(yīng)方面尚存在分歧。

從目前掌握的文獻(xiàn)來看，已有研究雖然意識到了城鎮(zhèn)化進(jìn)程中社會保障的重要性，但對于社會保障在城鎮(zhèn)化與居民消費關(guān)系中發(fā)揮的具體作用，并未進(jìn)行深入探討。在實證分析時，大部分文獻(xiàn)重點關(guān)注了城鎮(zhèn)化或社會保障對居民消費單獨的影響，而把三者發(fā)展納入一個框架內(nèi)進(jìn)行系統(tǒng)定量研究的文獻(xiàn)極少。因此，在已有研究成果的基礎(chǔ)上，本文利用2005-2015年的省際面板數(shù)據(jù)，重點檢驗城鎮(zhèn)化、社會保障及二者的交互作用對居民消費的影響。

變量選取與模型構(gòu)建

變量選取。見表1所示，本文的解釋變量包括社會保障支出和城鎮(zhèn)化水平，其中社會保障支出由社會保險支出表征，而社會保險支出是由《中國統(tǒng)計年鑒》中“城鎮(zhèn)基本醫(yī)療保險”、“城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險”、“生育保險”、“工傷保險”、“失業(yè)保險”五個項目的數(shù)據(jù)加總而得。控制變量方面，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是反映城鎮(zhèn)化集聚效應(yīng)的重要變量，直接決定著居民的消費能力。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)越大，說明地區(qū)的發(fā)展越傾向于服務(wù)業(yè)，而發(fā)達(dá)的服務(wù)業(yè)體現(xiàn)著更好的消費條件，居民消費的增長空間和潛力相應(yīng)也越大。城鎮(zhèn)消費環(huán)境的改善能夠減少消費成本，提高消費效率，有效地促進(jìn)居民消費的增長。城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)的優(yōu)化體現(xiàn)著消費觀念、消費意愿的轉(zhuǎn)變，對居民消費水平產(chǎn)生重要的影響。以上所選取變量的數(shù)據(jù)均來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》，并經(jīng)過作者計算整理。對變量的描述性統(tǒng)計分析見表2所示。

模型設(shè)定。根據(jù)Duesenberry經(jīng)典的“相對收入假說”，居民消費具有明顯的“棘輪效應(yīng)”，消費習(xí)慣對居民的慣性影響不可忽視，因此本文在模型中引入滯后一期的居民消費率，以確保消費函數(shù)模型的有效性。根據(jù)上述分析，設(shè)定模型的基本形式為：

（1）

為了進(jìn)一步考察社會保障支出對城鎮(zhèn)化與居民消費率之間的關(guān)系所產(chǎn)生的作用，在模型（1）中引入UR和LnSSE的交互項，得到最終的動態(tài)面板模型：

（2）

實證檢驗與結(jié)果分析

（一）估計方法選擇與單位根檢驗

模型中出現(xiàn)的交互項及被解釋變量的滯后項可能引致內(nèi)生性問題，致使無法得到一致的估計量。為此，本文采用動態(tài)面板GMM估計方法，以應(yīng)對上述問題，提高模型準(zhǔn)確性。另外，本文以系統(tǒng)GMM估計的結(jié)果為準(zhǔn)，而將差分GMM估計的結(jié)果作為參考。

本文采取LLC和IPS兩種方法進(jìn)行單位根檢驗，結(jié)果見表3所示。由表3可知，原序列中UR、SSE、UCS三項指標(biāo)為平穩(wěn)變量，其余變量非平穩(wěn)；經(jīng)過一階差分處理后各變量均顯示平穩(wěn)。

（二）回歸結(jié)果分析

本文首先采用兩步法系統(tǒng)GMM對模型（1）、（2）進(jìn)行估計，結(jié)果如表4所示，因（1）、（2）的回歸結(jié)果中UPDI指標(biāo)的系數(shù)均不顯著，在模型（3）、（4）中去掉重新估計。表4中各方程的Sargan Test結(jié)果表明，選取的工具變量通過了過度識別檢驗，滿足相關(guān)性和外生性要求。AR（1）、AR（2）統(tǒng)計量說明模型存在一階序列自相關(guān)，不存在二階序列相關(guān)問題，矩約束合理，各方程的回歸結(jié)果有效。對于表4中的四個模型，運用差分GMM方法再次估計，以作穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果見表5所示。表4、表5中的Sargan統(tǒng)計量、AR（1）和AR（2）統(tǒng)計量的結(jié)果均顯示相應(yīng)的回歸結(jié)果有效，綜合比較表4、表5中的回歸方程，發(fā)現(xiàn)差分GMM與系統(tǒng)GMM下的估計結(jié)果沒有明顯差異，回歸系數(shù)的符號、數(shù)值基本保持一致，表明實證模型的估計結(jié)果可靠。

從表4所給出的系統(tǒng)GMM估計結(jié)果來看，在（1）、（3）兩式中，城鎮(zhèn)化率（UR）的回歸系數(shù)均為0.04左右，分別在10%和5%的水平上顯著，表明城鎮(zhèn)化發(fā)展顯著促進(jìn)了城鎮(zhèn)居民消費的增長：城鎮(zhèn)化率每提高1%，城鎮(zhèn)居民消費率增加約0.04%，這意味著我國城鎮(zhèn)化發(fā)展對居民消費的“積聚效應(yīng)”大于“外部成本效應(yīng)”，總效應(yīng)為正向促進(jìn)。同時，社會保障指標(biāo)（LnSSE）的回歸系數(shù)均為-0.01左右，在1%的水平上高度顯著，說明我國城鎮(zhèn)地區(qū)的社會保障支出水平并未能提高居民消費率，反而顯示出明顯的抑制作用?？赡茉蛟谟?，我國正處于制度變遷期，醫(yī)療、教育、住房等各項社會保障制度改革尚未完成，居民對未來支出存在不確定性預(yù)期，因而傾向于減少當(dāng)期消費以增加預(yù)防性儲蓄（劉新等，2010）。

在（2）、（4）兩式中，交互項UR*LnSSE的系數(shù)基本一致，約為-0.03，在1%的水平上高度顯著。這說明隨著社會保障支出水平的不斷上升，城鎮(zhèn)化對居民消費率上升的貢獻(xiàn)反而被弱化。城鎮(zhèn)地區(qū)的社會保障支出水平未能跟上加速推進(jìn)的城鎮(zhèn)化進(jìn)程，影響了城鎮(zhèn)化對居民消費促進(jìn)作用的發(fā)揮。從控制變量看，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（UPDI）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（TIP）、城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)（UCS）和城鎮(zhèn)消費環(huán)境（UCE）的回歸系數(shù)均為正值，都對城鎮(zhèn)居民消費率（CR）起到了促進(jìn)作用，符合本文預(yù)期。其中，只有城鎮(zhèn)居民人均收入（UPDI）的正向影響是不顯著的，這可能是因為收入直接影響的是消費水平而并非消費率。此外，表4中所有方程均顯示消費慣性指標(biāo)（UCR-1）的系數(shù)為正，且在1%的水平上高度顯著，充分說明了“相對收入假說”在我國的適用性，符合預(yù)期。

結(jié)論與啟示

本文基于我國2005-2015年的省級面板數(shù)據(jù)，采用動態(tài)面板模型和GMM估計方法，實證考察了城鎮(zhèn)化、社會保障及二者的交互作用對居民消費的影響。研究結(jié)果表明，城鎮(zhèn)化的發(fā)展能夠有效提振城鎮(zhèn)居民消費需求，而城鎮(zhèn)地區(qū)的社會保障支出水平抑制了居民消費率的增長；同時，城鎮(zhèn)地區(qū)的社會保障支出未能跟上加速推進(jìn)的城鎮(zhèn)化進(jìn)程，二者的不協(xié)調(diào)發(fā)展明顯削弱了城鎮(zhèn)化對居民消費的促進(jìn)作用。此外，城鎮(zhèn)消費環(huán)境的優(yōu)化、城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)的升級都能夠有效拉動居民消費，尤其是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對居民消費率的影響更大，第三產(chǎn)業(yè)增加值的比重每提高1%，居民消費率提高約0.25%。

上述研究結(jié)論啟示我們，應(yīng)繼續(xù)加快城鎮(zhèn)化的進(jìn)程，進(jìn)一步推進(jìn)戶籍制度改革，推動“土地城鎮(zhèn)化”向“人口城鎮(zhèn)化”發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變，以更好地發(fā)揮城鎮(zhèn)化發(fā)展對城鎮(zhèn)居民消費的促進(jìn)作用；同時，在城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，應(yīng)注重社會保障體系的同步協(xié)調(diào)發(fā)展，提高城鎮(zhèn)化質(zhì)量，加快社會保障制度改革，尤其是針對農(nóng)民工群體的社會保障措施要盡快完善，降低其對未來支出的不確定性預(yù)期，從而釋放其消費潛力。

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