社会保障、包容性增长与居民消费升级

章成，洪铮

(1 南开大学 经济学院，天津 300071；2 江西财经大学 经济学院，江西 南昌 330013)

1 引言

新一轮消费升级是中国经济高质量持续发展的关键，但居高不下的储蓄率抑制了居民消费。对于中国储蓄率较高的原因，学者们给出各种解释，一个较为普遍的观点是中国尚未建立完善的社会保障体系，家庭要为各种可能的风险做预防性储蓄，包括养老、医疗、教育等，导致居民消费需求不足。2021年《政府工作报告》提出坚持扩大内需这个战略基点，充分挖掘国内消费潜力，通过稳就业、保民生，提高居民消费能力和消费意愿。党的十九大报告指出，中国社会主要矛盾已经转化为人民日益增长的美好生活需要同不平衡不充分的发展之间的矛盾，发展的不平衡与不充分是新发展阶段必须解决的问题。要坚定不移地贯彻包容性增长理念，完善社会保障，促进居民消费升级，使发展成果更多惠及广大人民群众。

包容性增长是社会经济发展的重要议题，也是社会保障的重要议题。包容性增长是对阿玛蒂亚森能力贫困理论的应用，既关注公平，又关注效率。强调的是增长之后怎么办，即如何处理增长的收益和分配。若某种因素对收入增长的作用为正，且相对贫困的人从该因素中获益更多，那么该因素就包含了包容性增长。弱势群体是包容性增长重点关注的人群，包容性增长的理念和社会保障的安定目标有着紧密的联系，从这个意义来讲，社会保障能够促进包容性增长。根据凯恩斯的绝对收入理论，低收入群体有更高的边际消费倾向，社会保障通过收入分配再调节，缓解了贫富差距，提高了贫困地区和农村居民边际消费支出，不仅实现了包容性增长，而且有利于发挥内需对经济增长的积极作用。区域和城乡消费差距缩小是收入差距缩小的重要表现，能够比较客观地反映包容性增长“公平性”的理念。从包容性增长的视角探究社会保障对居民消费升级影响，对于全体人民共享小康社会发展成果和以内需为主的双循环新发展格局形成有十分重要的现实意义。

2 文献梳理

影响居民消费的因素错综复杂，社会保障作为收入再分配的重要手段，对居民消费产生重要作用。Wouter Zan(1988)基于拓展的生命周期模型，运用1957—1986年荷兰的数据研究了社会保障和居民消费之间的关系，结果表明社会保障与边际消费倾向是显著正向关系。社会保障支出对提升居民消费有重要作用，且对不同收入群体的影响不同(H.Yigit Aydede，2007)。Kakwani & Subbarao(2005)的研究表明基础养老金能够通过降低农村家庭的贫困率起到促进消费的作用。如果社会保障制度和基本的社会保险不存在，那么理性的消费者就会选择降低消费，提高储蓄(Gormley，2010)。国外学者诸如Kotlikoff(1979)、Rojas et al.(2008)等人也持有相似的观点。李振军(2011)认为农村社会保障状况的改善能够体现包容性增长所要求的公平和效率，能显著提升居民消费率，缩小收入分配差距而提高社会稳定程度。蒋南平(2011)指出社会保障支出对居民消费有显著的促进作用，且经济发达城市社会保障水平对消费的促进作用不及欠发达城市，表明低收入群体从社会保障的完善中受益更多。张川川等(2014)指出“新农保”养老金收入显著提升了农村老年人收入水平，降低了贫困发生率。并在一定程度上提高了家庭消费，减少了老年人劳动供给。周广肃等(2020)的研究表明新农保能显著降低农村消费不平等程度，对中低收入家庭消费差距的影响更明显。社会保障是解决体制问题(城乡差距、区域差距、行业差距)的关键手段(范黎波、杨金海，2017)，也是解决居民消费瓶颈的关键。

也有学者认为社会保障对居民消费的影响为负或不显著。拥有养老保险会增加居民的退休欲望，从而增加储蓄，减少消费(Cagan，1965)。Blake(2004)对英国的研究表明职业养老金和私人养老金对消费有显著的挤出效应。Peter van Santen(2012)指出由于养老金收入和寿命不确定性，家庭会储蓄更多，导致居民消费受到抑制。类似的观点还有Blinder(1973)、Bloom(2003)、Yakita(2001)等人。Thomas(2009)的研究表明美国社会保障资金支出，并没有显著提升居民消费水平。王延中和龙玉其(2013)认为中国社会保障收入再分配作用不足，有一定的“逆向”收入分配作用。蔡萌、岳希明(2018)的实证研究表明社会保障支出具有改善城乡收入分配的作用，但社会保障支出规模的增加会使收入分配逐渐恶化，事业单位离退休金和报销医药费的分配扩大了收入差距。

在社会保障和居民消费结构的研究上，都阳、Park(2007)的研究表明城市低保家庭显著提升了教育和食品支出比例，健康支出的变化不明显。Gao(2014)运用CHIP的测算发现城镇低保家庭会比非城镇低保家庭优先进行人力资本投资，前者比后者人均健康和教育支出分别增加43%和31%。Shim Young(2016)的研究发现社会保障使非洲居民消费结构得以改善，居民用于医疗、能源和其它服务消费的比重上升。肖攀(2016)基于PSTR模型的研究表明，在门槛值前后农村社会保障对农村居民食品、交通、通讯消费的影响始终为正，且随社会保障水平的提升而增强。魏勇(2017)的研究表明政府社会保障支出对城镇居民消费升级效应明显，但对低收入居民消费升级的作用不明显。

上述研究为本文提供了较好的参考，但较少从包容性增长的角度考虑社会保障对居民消费的作用，较少考察不同类型社会保障对不同层次居民消费倾向和消费结构的影响。对包容性增长的研究大多从收入不平等的角度开展如张勋等(2019)、马德功等(2020)。然而消费不平等是收入不平等的重要表现，能更好体现人民生活水平。鉴于此，本文采用全国性的微观调查数据，分析社会保障对不同区域和消费层次居民消费结构和消费倾向的异质性影响，运用反事实估计和PSM-DID分析有无社会保障家庭的消费差异。从包容性增长益贫性的特征检验社会保障的有效性，为完善社会保障政策实施方案与实现中国的包容性增长提供有效借鉴。

3 理论分析及研究假设

预防性储蓄是指具有风险厌恶的消费者为预防未来可能出现的消费水平降低的不确定性而进行的储蓄。这种不确定性往往是由收入不确定性所造成的，缺乏社会保障的家庭在养老、医疗方面所面临的不确定性大于已参加社会保障的家庭，因此具有更强烈的储蓄资产的意愿以应对未来可能出现的意外或疾病。社会保障是个体进行消费跨期配置的重要手段，因此考虑社会保障对居民消费的影响一般是在生命周期理论框架下进行。参考刘双(2018)的研究构建生命周期模型，个体在成年期的消费低于收入，进行预防性储蓄。在退休期的消费高于收入，为负储蓄阶段，消费者通过平滑各个阶段的消费，实现消费效用最大化。假设家庭消费者效用的函数为U(C)，U(C)的一阶导数大于0，二阶导数小于0，生命周期从0期开始，到T期结束，代表消费者效用的函数如下：

(1)

W′(t)=(1-s)Yt+rW(t)-ct

(2)

W(0)=0,W(T)=C0

(3)

式(1)代表最优化目标，(2)是约束条件，(3)是初始条件，C代表消费，λ是贴现率，W为家庭储蓄即家庭财富水平，Y代表家庭收入水平，r是实际利率，s是收入中用于平滑一生消费的比率，与家庭所处的生命周期有关，C0是消费者维持一生的消费水平，对以上公式进行求解，可得：

(4)

在式(4)的基础上构建一个反映不同消费层次居民在不同生命周期的消费方程如下：

Cit=β01+β11Yit+β21Xit+β31Sit+G(Cit，k)(β02+β12Yit+β22Xit+β32Sit)

(5)

式(5)中C表示消费，Y表示收入，S表示社会保障(养老保险、医疗保险、政府补助)，X表示除收入外其它影响消费的控制变量如：年龄、性别、政治面貌等。G表示分位数函数，用消费支出作为分位数变量，k是消费层次的百分位，用来界定不同的消费层次。模型共分为两个部分。β01+β11Yit+β21Xit+β31Sit表示与消费阶层无关的消费部分，G(Cit，k)(β02+β12Yit+β22Xit+β32Sit)表示不同消费阶层在消费行为上的异质性。

基于上述文献和理论分析，本文提出以下两个研究假设。

假设1：社会保障能够降低居民的预防性储蓄，促进消费升级。

假设2：社会保障对不同消费层次居民消费的影响具有异质性。

4 数据来源和模型构建

4.1 数据来源说明

中国家庭动态追踪调查数据(CFPS)是由北京大学中国社会科学调查中心实施的两年一次的跟踪调查，包含经济、教育、人口迁移、健康等在内的活动主题，调查样本覆盖全国25个省/区/直辖市，具有较好的代表性。使用2010/2012/2014/2016/2018共5期跟踪调查数据，获取包含社会保障和家庭各项消费支出的变量。其中年龄、性别、教育、健康状况主要来源于个人问卷，家庭结构、家庭资产、收入、住房等信息来源于家庭问卷。参考既有研究将户主(1)CFPS没有明确的户主，参考中国家庭金融调查官网，选取2010年户主为家中主事者，2012-2018年为家庭财务管理者。年龄设置为18-75岁，剔除户主数据缺失、家庭消费总支出为0以及重要变量缺失的家庭数据。对成人和家庭数据进行匹配和清理，最后得到5期非平衡面板数据。

4.2 变量选取和指标说明

被解释变量：杜丹青(2017)、朱仲坤(2020)等多人的研究均表明居民消费升级的核心在于消费结构由生存型向发展型、享受型消费转变，由此引发服务型消费占比提升，恩格尔系数下降。故本文对居民消费升级的研究主要从两方面考虑，其一是消费潜力是否得到释放，用家庭人均消费支出衡量，即CFPS数据中家庭总消费/家庭规模得出人均消费支出。其二是消费结构是否优化升级，用恩格尔系数来衡量即食品消费支出占总支出的比重(程莉等，2016；邢天才等，2019)。发展或享受型消费占总支出的比重(胡日东等，2014；张慧芳等，2017)，发展型消费包括交通通讯支出、医疗保健支出、文教娱乐支出，享受型消费包括家庭设备及日用品支出和其他消费支出。

解释变量：根据社会保险不能重复参保的规定，(1)养老保障以问卷中“您参保了哪几种养老保险项目？”获取，拥有城镇居民养老保险、新型农村社会养老保险的赋值为1，其它赋值为0；(2)医疗保障以问卷中“您享有哪些医疗保险？”获取，拥有城镇居民医疗保险、新型农村合作医疗保险的赋值为1，其它赋值为0；(3)政府补助根据问卷中“是否收到政府补助？(低保和各类补助)”来获取，是赋值为1，否赋值为0。

控制变量：对户主的人口统计学特征和家庭经济特征进行控制，户主人口统计学特征包括：(1)年龄age；(2)性别gender(二值变量，1表示男性)；(3)婚否marry(二值变量，1表示有配偶)；(4)政治面貌party(二值变量，1表示党员)；(5)户主受教育年限edu；(6)健康水平health(二值变量，1表示健康)；(7)建房购房贷款mort(二值变量，1表示有房贷 )；(8)参考康书隆，余海跃(2017)的研究选取家庭人均纯收入lninc(对数)：“调整后的家庭人均纯收入”，取对数；(9)家庭存款lnsave(对数)：“家庭现金及存款总额-元”取对数。东部地区(若家庭所在地区为北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、广西，取值为 1、中部地区(若家庭所在地区为山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南，取值为 1)、西部地区(若家庭所在地区为重庆、四川、贵州、云南、广西、陕西、甘肃，取值为1)。相关变量的描述性统计如表1所示。

4.3 模型构建

4.3.1 分位数回归模型

分位数回归分为条件分位数回归(CQR)和无条件分位数回归(UQR)，对因变量非对称，尤其是具有后尾特征分布的数据更有意义，而消费分布为典型的非对称分布。相较于OLS回归研究自变量对因变量平均值的影响，分位数回归更细致的研究了自变量对因变量分布的影响，且不要求扰动项的正态假设，估计值不易受到极端值的影响，结果更稳健。为度量不同地区消费差距分布，引入RIF回归分解法对不同层次居民消费进行分析。将家庭人均消费对数/恩格尔系数/发展型消费占比/享受型消费占比作为被解释变量，将影响家庭消费支出的因素作为解释变量构建面板分位数回归模型，具体如下：

Qq(consui|x)=βqseci+∑βqiXqi+μit

(6)

其中consui代表家庭人均消费支出对数、发展型消费占比、享受型消费占比，X表示影响消费支出的一系列控制变量，具体包括年龄、性别、受教育年限、家庭收入、家庭资产、家庭存款、是否有房贷等，seci表示不同类型的社会保障，如医疗保险、养老保险、政府补助，q是分位数，本文按照居民平均消费支出从低到高的10%、25%、50%、75%、90%五个分位数进行分析，βq表示在q分位数上影响消费的回归系数，uit表示随机误差项。

表1 变量定义和描述性统计

4.3.2 反事实分析和分位数分解

进一步地可分解为

(7)

采用无条件分位数回归法，分别从整体平均水平上、分位数上考察社会保障(养老保障、医疗保障、政府补助)对居民消费倾向和消费结构的影响。

表2 社会保障与居民消费升级：基准模型

5 实证结果及分析

本节在估算社会保障与家庭消费升级的基准模型后，通过分析社会保障影响家庭消费分项支出的异质性判断其包容性增长的特点。

5.1 社会保障与居民消费升级

首先讨论社会保障对居民消费倾向、恩格尔系数和发展享受型消费的影响，表2汇报了基准回归结果。考虑到发展型消费支出和享受型消费支出均存在支出为0的情况，故同时运用OLS和Tobit两种回归方法分析。

从社会保障的角度来看，在医疗保险方面，医疗保险对居民消费倾向为显著负向，医疗保险每提高1%，居民消费倾向降低0.19%，恩格尔系数下降0.02%，发展型消费提高0.009%，享受型消费提高0.006%。参加医疗保险能促使收入水平较低的居民在生病时及时就诊，降低未来支付高额医疗费的可能性，减少居民预防性储蓄。养老保险对居民消费倾向有显著的提升作用，养老保险每提高1%，居民消费倾向增加0.1%，恩格尔系数下降0.044%，发展型消费提高0.014%，享受型消费下降0.003%。与医疗保险相比较，养老保险对居民消费倾向的正向作用较大，且对居民消费结构优化升级的影响力度更大，鉴于中国养老保险水平较低的现状，养老保险对居民享受型消费升级为负作用。在政府补助方面，政府补助每提高1%，居民消费倾向降低0.094%，恩格尔系数降低 0.025%，发展型消费提升0.004%，体现了我国政府补助政策的有效性。以上分析表明各类社会保障均有利于居民恩格尔系数降低和发展型消费升级，验证了假说1。

从家庭结构和个人特征来看，年龄对居民消费倾向和居民消费升级均为显著抑制作用但系数较小，表明人口结构对居民消费升级产生重要作用。性别对居民消费支出、恩格尔系数和发展型消费升级的影响为显著负向，但对享受型消费升级为显著正向，这可能是男性户主相较于女性户主消费更为理性。婚姻状况降低了居民平均消费倾向，但有利于居民消费结构升级。户主是党员的家庭消费支出和消费结构更为高级，可能是户主为党员的家庭有更高的社会地位和更稳定的工作和收入。户主健康与否对家庭消费支出、恩格尔系数和发展型消费的影响为负，但对享受型消费升级有正向作用，这可能是由于户主身体健康的家庭，医疗支出较少，更注重享受型消费。受教育水平对居民消费支出有显著的正向作用，能够显著降低恩格尔系数并提高发展型消费水平，表明人力资本的上升推动了社会阶层的流动，居民可以通过教育流动至更高的消费层次，教育在改变固有阶层方面发挥着重要作用。家庭储蓄对居民消费倾向和享受型消费升级为显著正向，但对恩格尔系数和发展型消费的影响为显著负向，表明过高的家庭储蓄存款不利于居民消费结构升级。家庭人均收入对数每提高1%，居民消费支出对数提高0.33%，恩格尔系数降低0.007%，发展型消费降低0.015%，享受型消费提高0.009%，表明收入是消费的基础和前提，对居民消费结构优化升级整体上为正向促进作用。建房购房贷款对居民平均消费倾向有显著的促进作用，且这一影响较大为0.256%，并显著降低了恩格尔系数，有利于享受型消费升级，这可能因为有建房购房贷款的家庭往往收入水平较高，有固定的工资收入，受流动性约束限制较小。Tobit和OLS的估计结果大小和符号一致，证实了回归结果的稳健性。

5.2 社会保障与包容性增长(或消费不平等)

5.2.1 社会保障对城乡居民消费升级的影响

上述发现证实了社会保障对居民消费升级的促进作用，但并不意味着消费差距的缩小。我们仍需评估社会保障的发展能否带来包容性增长，即在增加居民消费的同时，带来消费不平等的改善。以社会保障与城乡居民消费升级的关系为代表，考察社会保障与包容性增长(消费不平等)的关系。城镇居民相比农村居民享有更高水平的社会保障，若能够证实农村居民从社会保障中获益更多，即可说明其对消费升级的包容性作用。

表3中的回归结果表明，对于城镇居民来说医疗保险增加了食品消费支出和医疗保健支出。养老保险增加了交通通讯支出但减少了娱乐消费支出。政府补助增加了居住、医疗保健和其它消费支出。整体来说各项社会保障从不同方面促进了居民消费结构优化升级。对于农村居民来说医疗保险增加了食品、衣着和居住生存型消费支出，也增加了医疗保健类发展型消费支出，这验证了中国以“新农保”为代表的医疗保险的有效性。养老保险和政府补助显著增加了农村居民各类消费支出，且影响系数较大。总体来说，社会保障水平的提高对于农村居民消费倾向和消费结构优化升级的正向作用大于城镇居民，有利于缩小城乡居民消费差距，发挥农村居民消费对内循环的积极作用，表明社会保障具有益贫性的包容性增长特征。

表3 城乡居民分项消费支出的行为特征

表4 社会保障对城乡居民消费影响的无条件分位数回归

5.2.2 社会保障影响居民消费升级的分位数回归

由于居民消费右偏分布的特点，社会保障对不同层次居民消费的作用可能存在差异。无条件分位数在微观数据的实证研究中，对经济政策评估具有重要意义。运用无条件面板分位数回归(CQR)验证社会保障对城乡居民消费倾向和消费升级的无条件高位数、中位数、低位数的差异化影响。若能够证实社会保障对低分位点居民消费的正向作用更大即可证实其包容性增长的特征。

从表4可以看出对于城镇居民来说，在各个消费层次上，医疗保险对10%和25%消费层次的居民消费的影响为显著正向，但对50%-90%较高消费人群的影响不显著。养老保险对10%低分位数城镇居民消费倾向提升有促进作用，这可能由于高消费层次城镇居民的收入水平较高，社会保障无法显著增加其消费倾向。政府补助对90%高消费层次城镇居民消费倾向有显著的正向作用，表明我国城镇政府补助可能存在错位现象。

对于农村居民来说，医疗保险对于10%和25%的低消费层次居民消费支出为显著正向，但对其它层次的影响不显著或为负向。养老保险对各个消费层次农村居民的影响均为显著正向，且这一影响随着消费层次的提升逐步扩大。低收入群体有较高的消费倾向，养老保险增加了农村居民收入水平降低了预防性储蓄，体现了我国养老保险政策在保障城乡居民基本生活、促进民生改善上的有效性。但医疗保险对较高层次居民消费倾向的影响不显著。这可能是由医疗保险和养老保险的形式和内容差异造成的，医疗保险旨在满足城乡居民的医疗需求，尽管医疗保险覆盖率高，但只提供医疗方面的保障，保障内容有限。而养老保险能够自由支配，保障内容更为广泛。政府补助对于农村10%-75%消费层次居民消费倾向为显著正向，但这一影响呈现边际效应递减的特点，证实了农村政府补助的有效性。

表5 社会保障对居民消费升级影响的分位数回归

综上，医疗保险、养老保险对城镇低消费层次人群和农村居民消费升级有显著的优化作用，政府补助有效促进了农村低层次居民消费升级，有利于实现全体人民共享发展成果，符合包容性增长的要求。

表5揭示的社会保障对恩格尔系数的影响，表明，医疗保险对居民消费升级的影响为负或不显著，养老保险促进了各层次居民的消费升级，政府补助显著促进了50%以下居民消费升级。社会保障对居民发展型消费结构升级的结果表明，医疗保险对各层次居民发展型消费升级的影响不显著。养老保险对10%-50%消费层次居民发展型消费有积极作用，但对75%-90%较高消费层次居民消费的正向作用不显著，表明我国低消费层次群体在养老保险中获益较多，有利于缩小不同层次居民消费差距，促进经济增长机会共享，实现包容性增长。政府补助对25%-90%消费层次居民消费升级均为显著负向，这可能是由于政府补助中拆迁补助、土地补助等扩大了居民收入差距，不利于居民整体消费结构升级。社会保障对居民享受型消费结构升级的结果表明，医疗保险对75%以下消费层次居民消费产生“挤出效应”，对居民享受型消费升级为显著负向作用，养老保险每提高1%，10%-25%消费层次的享受型消费提高0.003%，表明养老保险对低收入层次居民消费结构升级为正向作用，但鉴于中国养老保险水平较低的现状，养老保险对较高层次居民消费结构升级的正向作用不显著。

以上分析证实了社会保障的包容性作用，并验证了假说2。

5.3 反事实分析结果与估计

5.3.1 社会保障影响居民消费升级的反事实分析

分位数回归的结果表明社会保障对城乡居民家庭消费的影响存在异质性，为剥离社会保障中因家庭特征而产生的异质性，运用MM反事实分解进一步分析。本文关注的是若无社会保障的家庭按照有社会保障家庭消费弹性决定家庭消费支出，无社会保障家庭的消费支出会如何。将居民消费差异分解为“医疗保障、养老保障、政府补助”三个部分，比较不同层次家庭消费结构差异，若社会保障对低分位点居民消费结构升级的影响力度更大，即可说明其有利于实现包容性增长。反事实分解的结果如表6所示。

表6 有无社会保障家庭的反事实分解结果

表6反事实分解的结果表明，在各消费水平的分位数上，有无社会保障家庭的消费差异均是特征差异和系数差异共同作用的结果。医疗保险对不同分位数居民享受型消费产生“挤出效应”，且这一影响的绝对值呈边际效应递增的趋势，在医疗保障差异的两端，有无医疗保障差异的绝对值差距减少。而在中间分位数上，各类社会保障对家庭消费的影响大多高于两端，表明实现经济内循环，应着力提升中等收入家庭的消费能力。养老保险是造成居民消费结构差异的重要因素，对居民恩格尔系数降低，发展型和享受型消费升级均有正向作用，随着分位数的不断提高，两类家庭的差异不断减少即在较低消费层次的支出差异较大，随着消费层次的提高，两者之间的差异逐渐缩小。在10%分位数上养老保险对恩格尔系数产生的差异为0.02641，到90%分位点时，消费差异上升至0.08033。政府补助对不同收入群体恩格尔系数均有显著的正向作用，但这一作用随着消费层次的上升而呈现边际效应递减的特点，表明政府补助对中低层次居民消费的作用更大。政府补助对高于50%层次居民发展型消费有积极作用，但不利于居民享受型消费升级。

综上，不同分位点的差异部分由特征差异造成，部分由系数差异即无法用社会保障表示的外部因素造成，二者对消费差异的贡献度不同。反事实分析结果表明，拥有养老保险、医疗保险和政府补助的家庭比无社会保障的家庭有更高的消费倾向和更高级的消费结构。其中，养老保障对居民消费升级的促进作用占据主导地位，要实现居民消费升级应不断提高养老保障水平。

5.3.2 社会保障对居民消费升级效应的PSM-DID估计结果

consuit=α+β1did+β2treated+β3time+φ∑χit+εit

(8)

表7 社会保障影响的PSM-DID回归结果

其中treated为分组变量，分别以参加养老保险的家庭为实验组(treated=1)，以参加医疗保险的家庭为实验组(treated=1)，以拥有政府补助的家庭为实验组(treated=1)，其它家庭为对照组(treated=0)，分别进行DID回归；time为政策变量，以2014年医疗保险和养老保险改革为政策冲击的时间节点，2014年之前取值为0，2014年之后取值为1；did是分组变量与政策年份变量的交互项，也是该模型的核心变量，用来表示不同社会保障的政策效果，∑χit为控制变量，和分位数回归中的变量一致，为扰动项。分别就医疗保险、养老保险和政府补助进行匹配，基于固定效应估计面板双重差分模型，结果如表7所示。

表7中的结果表明2014年社会保障制度改革和医疗保障的交互项系数did对居民消费倾向的影响为负，显著降低了恩格尔系数并促使居民消费由食品支出向发展和享受型消费转变。养老保障水平的提高显著提升了家庭平均消费倾向和享受型消费升级。政府补助的交互项系数虽然不利于居民总体消费倾向的提升，但对于居民消费升级有积极意义，这和前文的估计结果大致相同。医疗保障和政府补助对家庭消费倾向有负向作用，可能是因为医疗保险无法直接转化为居民收入，而政府补助的水平较低。但总体来看，有医疗保险、养老保险和政府补助的家庭消费支出显著大于无社会保障家庭消费支出，2014年社会保障制度改革显著提升了居民消费层次，社会保障制度的不断完善将促进中国居民消费结构升级与产业结构转型升级，对于形成以内需为主的双循环新格局有积极作用。

5.3.3 社会保障实现包容性增长的区域效应

本文进一步考虑不同地区社会保障水平的异质性以及消费分层现象。由于我国经济发展和区域收入分配不平衡的存在，不同地区的消费结构存在差异。社会保障对居民消费结构升级也存在地区差异，将样本按照东、中、西部地区进行划分，若能够证实社会保障对中西部欠发达地区居民消费升级的正向作用更大，即可说明其包容性作用。估计结果如表8所示。

表8异质性分析的结果表明医疗保障对于东、中、西部地区恩格尔系数下降有促进作用，并推动了发展型消费升级，影响系数分别为0.022、0.047和0.054，且对西部地区消费升级的影响力度最大。养老保障对东部地区享受型消费升级的影响为0.019，但对其它消费的影响不显著或为负向。表明在考虑区域异质性的情况下，养老保险的促进作用显著降低，也证实了区域发展不平衡的广泛存在。政府补助对东、中、西部地区恩格尔系数的降低有积极作用，其影响系数分别为0.061、0.1和0.083，对中部地区的影响系数最大。综上可知，社会保障对不同区域恩格尔系数、发展型消费和享受型消费升级的影响存在异质性。但对消费升级的不同领域均发挥着部分或全部的积极作用，且对中西部地区的影响系数较大。表明社会保障显著促进了欠发达区域居民消费升级，有利于实现包容性增长。

5.4 稳健性和内生性检验

参考纪江明(2013)的研究使用人均转移性收入表征家庭社会保障水平并取对数，运用IV-2SLS，以转移性收入的2阶滞后为工具变量进行稳健性和内生性检验，结果如表9所示。

表9的检验结果表明，转移性收入作为家庭收入的组成部分对家庭总消费，恩格尔系数和发展型消费均有显著的正向促进作用。转移性收入对数每提高1%，家庭消费倾向提升0.01%，恩格尔系数下降0.005%，发展型消费提升0.004%，享受型消费下降0.004%。表明社会保障水平的提高对于增加居民消费倾向，促使居民消费由食品消费支出向发展型消费支出转化有积极意义，但对享受型消费升级的促进作用有限，这和前文估计结果一致。

6 结论与讨论

本文基于CFPS数据，检验了社会保障对居民消费升级的包容性作用。研究发现：(1)社会保障能释放居民消费潜力，优化居民消费结构，特别是对欠发达地区和农村居民的作用更为明显，因此社会保障有利于实现包容性增长。养老保险对居民消费倾向有显著的促进作用，而医疗保险和政府补助的正向作用相对不足，但各类社会保障均有利于居民消费升级。(2)随着分位点向上移动，社会保障对居民消费升级的影响减小或不显著，但能显著降低恩格尔系数，且对低分位居民消费升级有显著的正向作用，表明社会保障有利于较低层次居民消费结构升级，具有包容性作用。(3)社会保障对居民消费的影响存在区域异质性，2014年社会保障改革的政策冲击进一步降低了恩格尔系数，增加了发展型和享受型消费支出，且对中西部地区的作用大于东部地区，表明社会保障对区域协调发展有积极作用，能促进中国的包容性增长。

基于本文的研究发现可知，社会保障水平的不断提高是减少居民预防性储蓄和发挥内需积极作用的关键。应进一步加强对农村社会保障的投入力度，促进农村和城镇社会保障制度的有效衔接，并解决好农民工和失地农民的社会保障问题。适当提高养老金补贴水平，扩大新农保补贴范围，使农村居民形成稳定的收入预期。促进区域经济协调发展，加强对欠发达地区的转移支付力度，建立健全落后地区的社会保障体系，使全体人民共享小康社会的发展成果，实现包容性增长。