城乡协调分异、社会保障扭曲与居民消费差距

刘飞 王欣亮 白永秀

摘要：通过数理模型推导判定社会保障与居民消费存在非线性关系，在城乡经济协调水平由高到低的四阵营划分下，构建多重面板门槛模型，得出：全国的城乡社会保障扭曲与居民消费差距间呈倒“U”型关系，即优化社会保障城乡配置政策存在消费“陷进”，第一阵营二者呈负向非线性相关，第二、三阵营二者呈倒“V”型相关，第四阵营二者呈倒“U”型相关。城乡收入和财富差异约束社会保障扭曲对消费差距的影响作用：在城乡收入差异约束下，全国、第一、三、四阵营二者呈“U”型相关，但各自优化社会保障城乡配置必须跨越不同的收入差距门槛；在城乡财富差异约束下，全国二者呈“V”型相关，在跨越城乡财富差异的门槛值0.226之后，优化城乡社会保障支出配置对平衡城乡消费差距才有效率，但四个阵营财富差异对二者关系约束并不显著。

关键词：城乡经济协调；社会保障；居民消费；区域协调

文献标识码：A文章编号：1002-2848-2018（03）-0035-10

一、 引言及文献回顾

在长期的城乡二元经济结构发展历程中，城乡差距问题日益凸出，制约乡村振兴。十九大报告中指出：通过建立健全城乡融合发展体制机制和政策体系，实现乡村振兴①。但要实现城乡融合发展，应明确城乡经济差距的变动趋势与成因，为此，以往较多学者将研究重点置于城乡收入差距上，而相对于城乡收入差距，城乡消费差距能更好的反映城乡居民生活水平差异和福利状况[1]，也是衡量城乡经济差距的重要指标[2]。可见，研究影响城乡消费差距的成因和变动影响因素对打破城乡二元结构，促进城乡协调发展，建立城乡融合机制具有重要意义。高帆提出劳动力扭曲在社会保障配置的传导机制下会扩大城乡消费差距[3]。此外，Yigit Aydede认为社会保障支出增加对提升居民消费水平具有重要作用，且对不同收入群体具有不同影响[4]。然而，长期的城乡二元结构致使城乡居民收入差距较大，据统计，2016年我国城镇居民人均可支配收入33616元，是农村居民的2.72倍，那么社会保障支出对城镇与农村居民消费水平影响作用也可能存在差异，但差异究竟多大呢？对这一问题的研究有助于厘清有限的财政社会保障支出应在城乡间如何配置，进而提升财政支出效率，健全城乡融合发展体制机制，落实乡村振兴战略。

关于社会保障与居民消费的关系理论可以追溯到莫迪里安尼的生命周期理论。在60余年的理论研究发展中，学术界已经确切的得出社会保障对居民消费具有显著影响，但作用方向并不确定。总体而言，社会保障可通过降低居民预防性储蓄，提高居民消费倾向，扩大居民消费支出[5-6]，那么，无社会保障的居民因对未来的不确定性，较有社会保障的居民更倾向于储蓄，即使国家降低流动性约束，个人依然会选择降低消费水平[7]。在我国农村进行社会调查，进而进行分析也得出了社会保障促进居民消费水平提升的结论[8]。但社会保障本身存在资产替代效应与引致退休效应，资产替代效应会增加当期消费，而引致退休效应会降低当期消费，社会保障究竟是抑制还是提升居民消费水平取决于两种效应作用下的净效应大小。以往研究对有无社会保障的居民调查后，实证分析确定了有社会保障的居民更倾向于提前退休，降低未来收入预期，提高当期储蓄，减少当期消费，可见，在两种效应的共同作用下，社会保障支出对居民消费的影响作用并不确定[9-11]。研究发现，我国有些学者在这一问题的研究上也存在明显分歧，概括起来，认为二者关系有正，有负，甚至并不确定[12-14]。

虽然以往研究对社会保障与居民消费的相关关系做了大量研究，但存在以下两点局限：一是研究多集中于对农村或城市单一分析，缺乏城市与农村的比较分析，无法给城乡协调发展从社会保障的角度提出客观的对策建议[15-16]。二是虽在实证研究过程中考虑了区划因素，但仅局限于传统的区划方式，没有考虑到城乡经济发展水平差异下社会保障对居民消费的影响作用是否存在差异。如纪江明等以1991—2008年的数据实证分析得出我国东部地区社会保障对居民消费的正向作用最大，而西部地区最小[17]。鉴于此，本文拟在城乡异质性消费的基础上构建理论模型阐明社会保障影响居民消费的理论机理，在此基础上创新地以经济协调水平差异作为区划标准，分区域实证研究不同协调水平下，城乡社会保障配置扭曲对城乡居民消费差距的影响作用。

二、 社会保障扭曲与城乡消费差距的关系判定

社会保障通过影响收入预期进而影响居民消费与储蓄选择，社会保障水平提升或制度完善，使得未来的不确定性降低，居民预期收入提高，当期消费水平提升；由于社会保障资金来源于居民收入，降低了居民当期可支配收入，在流动性约束存在的情况下，居民无法及时平滑自己一生的消费，从而减少当期消费，降低居民一生的消费效用[18-19]；社会保障通过增加居民转移性收入，在某种或某些商品价格上涨时会增加储蓄，减少当期消费，加之，社会保障存在引致退休效应，也会降低居民当期消费，因此，最终社会保障对居民消费的影响作用是不确定的[14]。为更清楚的阐明社会保障与居民消费之间关系，本文在此构建以下理论模型进行判定。

（一）社会保障与居民消费支出关系判定

通过引入社会保障支出的有效需求函数，判定社会保障支出与居民消费的关系。假设①消费者为理性，追求一生消费最大化，整个生命周期为T。②消费者存在预算约束，由资产性收益与其它收益共同组成。③公共支出中僅有社会保障支出对消费产生直接或间接影响。④消费者为风险厌恶者。⑤居民边际消费倾向递减。

（二）城乡社会保障支出扭曲与居民消费差距的关系判定

通过引入城乡两种不同质的消费者，构造消费函数，推导社会保障扭曲与城乡居民消费差距的关系。在理论模型1所有假设基础上引入城镇与农村居民两种不同质的消费者，并增加假设①一个封闭的经济体内只存在这两种消费者，且城镇居民为高收入者，农村居民为低收入者；②城乡社会保障支出投资额相等。

三、 数据说明与模型设定

为验证以上理论假说，并寻找提升社会保障支出城乡分配效率的客观依据，本文利用全国30个省（直辖市）1991—2015年的数据进行实证分析。并纳入城乡经济协调水平影响因素，分析城乡社会保障支出扭曲对城乡居民消费差距的影响。

（一）变量设计和数据说明

1.被解释变量：城乡居民消费差距（dcon），其中，城乡居民消费差距使用Teil（1967）提出的泰尔指数进行测算，测算公式如下：

2.解释变量：城乡社会保障扭曲（dsec）用泰尔指数测算，由于各类统计年鉴上并无农村社会保障支出数据，为便于城鄉社会保障支出比较，参照纪江明等的做法，使用农村人均转移性收入、城镇人均转移性收入来衡量农村、城镇居民享受社会保障的程度，进而测算城乡社会保障差异，代表城乡社会保障扭曲[17]。

3.控制变量：根据本文理论部分分析，居民收入，居民财富会影响居民消费，参考以往对城乡消费差距成因的研究，本文将城市化率、经济开放度和产业结构升级作为实证研究的控制变量。城市化率使用城镇人口数占总人口的比例衡量[22]；经济开放度则用进出口总额占GDP的比重衡量；产业结构升级使用二元对比系数测算[23]。

4.门槛变量：为证明本文理论假说3的可靠性，在此用城乡居民收入差距（dinc），城乡财富差异（dweal）作为门槛变量。其中，城乡居民收入差距使用城乡居民人均纯收入的GINI系数测算，城乡财富差异使用城乡居民人均年末储蓄的泰尔指数测算。

5.城乡经济协调水平分异区划划分：借鉴白永秀等对中国省域城乡经济一体化的划分依据[23]，利用聚类分析法对我国2016年的省域城乡经济协调水平划分结果如表1所示。

由于1991年我国市县实行了养老保险统筹，这标志着我国的社会保障制度改革进入了实质性阶段，加之，我国农村转移性收入是从1991年开始统计，因此，本文使用1991—2015年全国除西藏外30个省（直辖市）的相关数据。数据来源于《中国统计年鉴》、《中国人口和就业统计年鉴》、《重庆市统计年鉴》和《中国金融年鉴》等。

（二）模型设定

本文在此假定社会保障扭曲对城乡居民消费差距的影响是非线性的，初步借鉴Hansen的研究，引入PSTR模型，若经过检验二者之间不存在非线性关系，则使用普通面板模型进行估算。

四、 城乡社会保障扭曲对居民消费差距影响的实证分析

在估计前，首先，对全国总体和各阵营变量数据进行HT检验，显示各变量均通过了显著性检验，拒绝存在单位根。其次，使用基于残差的Pedroni协整检验，表明城乡社会保障扭曲与消费差距间呈平稳的长期均衡。最后，计算VIF值，检验模型是否存在多重共线性，结果显示VIF小于10，表明计量方程不存在多重共线性。

（一）城乡社会保障扭曲与居民消费差距的非线性关系估计

由于城乡经济协调水平影响社会保障支出的消费效用弹性在城乡间存在差距，为此，对全国总体和城乡经济协调水平由高到底排序的四个阵营的相关数据进行门槛效应检验，得出：全国总体在5%的显著性水平下通过双重门槛效应检验，门槛值为0.769和1.648，置信区间为[0.761，0.814]和[1.612，1.683]。第一阵营在5%的显著性水平下通过双重门槛效应检验，门槛值1.729和0.667，置信区间为[1.728，1.729]和[0.653，0.667]。第二、三阵营分别在1%和5%的显著性水平下通过了单一门槛效应检验，门槛值为0.991和0.997，置信区间为[0.890，1.511]和[0.968，1.005]；第四阵营在10%的显著性水平下通过了双重门槛效应检验，门槛值为0.776和1.195，置信区间为[0.693，1.623]和[0.989，1.396]。此外，为提升模型估计的可靠性，本文对全国社会保障扭曲与城乡居民消费差距的相关关系做了含工具变量固定效应（FEIV）检验，对比其与非线性估计结果差异，并使用dsec1代表最小的门槛值，dsec3代表最大的门槛值，结果如表2所示。

由全国的FEIV估计和门槛效应估计结果对比显示，城乡社会保障支出扭曲与城乡居民消费差距之间的线性关系并不显著，但非线性关系显著，证明了本文的理论假说2的判断。具体实证结果分析如下：

第一，在全国总体社会保障支出扭曲与城乡居民消费差距之间呈倒“U”型关系，只有当城乡社会保障扭曲程度小于0.761时，缩小城乡间的社会保障支出差距才有助于缩小城乡居民消费差距，原因在于农村社会保障支出对农村居民消费支出的影响存在门槛效应，只有当政府的社会保障资金投入量大于某一水平时，社会保障支出才不会被转移成储蓄，起到提升居民预期收入的作用，进而促进居民消费水平提高[24]。

第二，在城乡协调分异视角划分下的四个阵营社会保障支出扭曲与城乡居民消费差距之间关系也存在较大差异：在第一阵营，城乡社会保障支出扭曲与居民消费差距之间呈负向非线性相关关系。城乡社会保障扭曲在两个门槛值之间时，对城乡居民消费差距的负向影响作用最大，在门槛值0.776以下，影响系数为-0.0292，在门槛值1.195以上时，影响系数为-0.0402。可见，在城乡经济协调度高的区域，单一的实施扩大农村社会保障支出的政策会挤出私人消费，从而可能扩大城乡消费差距，若社会保障扭曲本身在0.776和1.195之间时，扩大农村社会保障支出会加速扩大城乡居民消费差距。原因在于第一阵营地区经济发展水平较高，城镇居民工资水平高于其他地区，按照我国现行社会保障政策，工资越高的个人，社会保障缴纳金额越多，从而减少居民可支配收入，降低居民消费水平，加之，社会保障支出本身的引致退休效应在城市作用更显著，进一步抑制了居民消费支出。方显仓、王昱坤等研究表明上海市社会保障支出在收入不确定性的影响下反而抑制了居民消费支出[25]，这也印证了本文的结论。在第二、三阵营，城乡社会保障支出扭曲与居民消费差距之间呈倒“V”型关系，在门槛值之前，前者对后者有正向影响，在门槛值之后，前者对后者呈负向影响，可见，在城乡经济协调水平处于中等范围的区域，城乡社会保障扭曲程度较低时扩大农村社会保障支出有利于缩小城乡消费差距，这与全国的情况比较相似。而第四阵营的城乡社会保障扭曲和居民消费差距在自身的门槛值0.776、1.195前后，较全国总体的负向与正向影响作用更大。可见，在城乡经济协调水平最低的地区，社会保障政策对居民消费水平调节的作用更大。这就证明了不同城乡经济协调水平下社会保障支出扭曲对居民消费差距的影响存在较大差异，确定了假说1成立。

（二）城乡社会保障支出扭曲与城乡居民消费差距的约束机制研究

为估计城乡收入差距和城乡财富差异是否影响社会保障扭曲与城乡居民消费差距的关系，证明本文的理论假说3，本文在城乡收入差距和城乡财富差异约束下估计城乡社会保障扭曲对城乡居民消费差距的影响效应。

1.城乡收入差距（dinc）约束下的估计结果

对所有样本进行300次自举的门槛效应检验，结果显示：全国总体样本数据通过了三重门槛效应检验，门槛值为0.059、0.144和0.174，置信区间分别为[0.058，0.069]、[0.142，0.160]和[0.025，0.174]。第一陣营数据通过了双重门槛效应检验，门槛值为0.019和0.048，置信区间分别为[0.014，0.032]和[0.048，0.072]；第二阵营数据通过了单一门槛效应检验，门槛值为0.065，置信区间为[0.058，0.101]；第三阵营数据通过了双重门槛效应检验，门槛值为0.101和0.059，置信区间分别为[0.092，0.107]和[0.056，0.070]；第四阵营数据通过了双重门槛效应检验，门槛值为0.070和0.144，置信区间分别为[0.057，0.089]和[0.136，0.149]。各影响系数估计结果如表3所示。

本下，城乡社会保障扭曲程度与城乡居民消费差距之间都呈近似的“U”型关系，即在最小门槛值之前二者负向相关，在最小值与最大值之间，二者负向相关关系增强，但在最大的门槛值之后，二者呈正向相关。可见，城乡社会保障扭曲影响居民消费差距的作用效果受到城乡居民人均纯收入差异的影响，居民人均纯收入差距较小时（小于各自门槛值最小值）城乡居民社会保障差异对城乡居民消费差距呈现较小的负向影响，而当居民人均纯收入差距较大时（大于各自门槛值最大值），城乡居民社会保障差异缩小能够缩小城乡居民消费差距，在城乡居民纯收入差距在合理范围内（门槛最大值与最小值之间）时，城乡社会保障差异对居民消费差距的负影响作用最大。这可能是由于社会保障支出对城市或农村居民消费的挤出效应导致的，在农村社会保障支出增加在城乡收入差距较小的情况下更可能降低农村居民的消费预期，从而降低消费，扩大城乡消费差距，这与姜百臣，马少华等人的研究结论一致[15]。第二，在不同的门槛值前后，第一、四阵营的城乡社会保障扭曲对城乡居民消费差距的影响作用更大，这可能由于第一阵营城乡经济协调水平高，且居民收入水平普遍高于第二、三阵营，在城乡人均纯收入水平较低时（低于门槛最大值），增加农村社会保障支出对农村居民未来消费预期增加程度较小，而对当期消费挤出效应更高，从而在更大程度上扩大了居民消费差距。而第四阵营城乡经济差距大，农村居民收入水平最低，当城乡人均纯收入差距较大时（大于门槛最大值），增加农村社会保障支出，能够在更大程度上提升居民未来收入预期，从而提升当期消费水平。

2.城乡财富差异（dweal）约束下的估计结果

进行300次自举的门槛效应检验结果显示：全国总体样本数据在1%的显著性水平下通过了单门槛效应检验，门槛值为0.226，置信区间为[0.223，0.234]。第一阵营数据在5%的显著性水平下通过了双重门槛效应检验，门槛值1.228、0.217，置信区间为[1.228，1.229]、[0.035，0.249] ；第二阵营数据在5%的显著性水平下通过了单一门槛效应检验，门槛值为0.173，置信区间为[0.115，0.239]；第三阵营、第四阵营数据模型均不存在门槛效应，为固定效应面板模型。其估计结果如表4所示。

在城乡居民人均财富差异约束下估计城乡社会保障扭曲影响居民消费差距的估计结果显示：第一，在全国样本下，城乡社会保障与居民消费差距的关系呈“V”字型，即当城乡居民人均财富差异较小时（小于门槛值0.226），城乡社会保障扭曲对居民消费差距产生负向影响，此时，单一增加农村居民社会保障支出，会挤出居民收入，降低农村消费水平，从而扩大居民消费差距。而当城乡居民人均财富差异较大时（大于门槛值0.226），前者对后者产生正向影响，此时，扩大农村居民社会保障支出有助于提升农村居民的消费预期，提升消费水平，缩小城乡居民消费差距。第二，四个阵营中城乡社会保障扭曲对城乡居民消费差距都具有负向影响作用，即无论城乡财富差异状况如何，单一的增加农村社会保障支出，都无法缩小城乡居民消费差距，还可能会扩大这一差距。原因在于我国大部分农村地区社会保障所引致资产边际替代效应较大，从而在更大程度上挤出居民消费，使得城乡居民消费差距扩大，而在第一阵营农村居民收入较其他阵营更高，其对未来生活品质要求更高，但对社会保障能够提升未来生活品质的效用估计降低，从而降低当期消费，使得城乡居民消费差距在社会保障扭曲程度缩小的情况下反而更大，这与白重恩等的研究结论一致[26]。

由此证明了本文的理论假说3，即在城乡收入和财富差异约束下，城乡社会保障支出与城乡居民消费差距间相关关系表现出显著差异。

五、 结论及政策建议

为优化社会保障支出的城乡配置，提升社会保障支出效率，促进乡村振兴，缩小城乡居民消费差距，实现社会公平。本文在对社会保障与居民消费差距的相关关系进行理论梳理的基础上，提出3个理论假说，并引入城乡经济协调水平差异因素，利用30个省1991—2015年的相关数据，采用多重面板门槛模型对全国和由城乡协调分异指数由高到低划分的四个阵营城乡社会保障扭曲对城乡居民消费差距的影响进行实证检验，得出：（1）全国的城乡社会保障扭曲与居民消费差距间呈倒“U”型关系；城乡经济协调分异下的四个阵营城乡社会保障扭曲与居民消费差距之间的相关关系因城乡经济协调水平高低变化而存在显著差异，第一阵营二者呈反向非线性相关，第二、三阵营二者呈倒“V”型相关，第四阵营二者呈倒“U”型相关。这证明了本文的理论假说1和2。（2）城乡收入差异和城乡财富差异约束社会保障支出对城乡居民消费差距的影响作用发挥：①在城乡收入差距约束下，全国、第一、三、四阵营城乡社会保障扭曲与居民消费差距的呈“U”型相关，当城乡收入差距在全国、第一、二、四阵营分别大于0.048、0.174、0.059及0.144时，改善城乡社会保障支出扭曲有助于缩小城乡居民消费差距。但第二阵营二者间呈非线性负相关关系。②在城乡财富差异约束下，全国城乡社会保障扭曲与消费差距的相关关系呈“V”型。第一阵营、第二阵营城乡社会保障支出扭曲与城乡居民消费差距之间呈显著的非线性负向相关，而第三、四阵营二者呈显著的反向线性相关。证明了理论假说3。

本文蕴含的政策含义为：

第一，推进社会保障制度改革。本文估计结果显示在第二、三、四阵营农村社会保障对提升农村居民消费支出的作用较大，显著大于农村居民收入对农村居民消费支出的引致作用。可见，较城市而言，农村居民对社会保障政策抱有更高期望。因此，应促进农村社会保障制度改革，在国家财政收入约束下，应逐步引入第三方企业承担基本社会保险以外的保险业务，为农村居民做好养老、医疗等保险服务工作，提升收入预期，从而增加当期消费，提升生活水平，实现与第一阵营的区域协调目标。

第二，完善农村社会保障政策。本文实证研究结果表明扩大农村社会保障支出对缩小城乡居民消费差距的作用并不确定，仅在以下情况下适用：一是在第一阵营城乡收入差距大于0.048的省份；二是在第二阵营城乡社会保障差异小于0.991的省份；三是在第三阵营城乡收入差距大于0.101的省份或社会保障差异小于0.997的省份；四是在第四阵营城乡收入差异大于0.144的省份或社会保障差异小于0.776的省份更适宜于使用扩大农村社会保障支出，进而缩小城乡居民消费差距。因此，在促进区域城乡协调发展的目标下，要更充分的考虑城乡收入差距与社会保障差异等情况，在此基础上制定符合地区实际的社会保障政策，盲目扩大农村社会保障支出，不仅无法实现城乡协调目标，甚至可能加大城乡居民消费差距。

参考文献：

[1] 林毅夫， 陈斌开. 重工业优先发展战略与城乡消费不平等——来自中国的证据 [J]. 浙江社会科学， 2009（4）： 10-16+125.

[2] 徐振宇， 郭志超， 等. 中国城乡消费差距的转折点 ——引入滚动虚拟变量的分段定量检测 [J]. 经济学动态， 2014（6）： 32-49.

[3] 高帆， 汪亚楠. 劳动力市场扭曲与城乡消费差距： 基于省际面板数据的实证研究 [J]. 学术月刊， 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. 计划生育、人口变迁与居民消费需求不足的实证研究 [J]. 经济学家， 2016（8）： 29-37.

[13] 刘新. 刘伟， 等. 社会保障支出、不确定性与居民消费效应 [J]. 江西财经大学学报， 2010（4）： 49-55.

[14] 顾静， 吴忠. 社会保障、居民消费与地区差异性——基于2006—2010年各省面板数据的实证研究 [J]. 社会保障研究， 2013（1）： 62-70.

[15] 姜百臣， 马少华， 等. 社会保障对农村居民消费行为的影响机制分析 [J]. 中国农村经济， 2010（11）： 32-39.

[16] 方匡南， 章紫艺. 社会保障对城乡家庭消费的影响研究 [J]. 统计研究， 2013（3）： 51-58.

[17] 纪江明， 赵毅. 中国区域间农村社会保障对居民消费的影响 [J]. 中国人口·资源与环境， 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] 张建辉， 靳涛. 转型式经济增长与城乡收入差距： 中国的经验（1978—2008） [J]. 学术月刊， 2011（7）： 79-86.

[22] 徐敏， 姜勇. 产业结构提升能够缩小城乡消费差距吗？ [J]. 数量经济技术经济研究， 2015（5）： 3-21.

[23] 白永秀， 吴丰华， 等. 2016城乡发展一体化水平评价报告 [M]. 北京： 中国经济出版社， 2016： 46-164.

[24] 肖攀， 李连友， 等. 农村社会保障对农村居民消费影响的门槛效应与区域异质性——基于面板平滑转换模型的分析 [J]. 软科学， 2015（6）： 15-18+41.

[25] 方显仓， 王昱坤. 社会保障、预防性储蓄与上海居民消费 [J]. 上海经济研究， 2013（10）： 75-84.

[26] 白重恩， 吴斌珍， 等. 中国养老保险缴费对消费和储蓄的影响 [J]. 中国社会科学， 2012（8）： 47-71+204.