社会保障与城乡家庭消费关系研究.doc

社会保障与城乡家庭消费关系研究 摘要：本文基于CGSS中国城乡居民生活综合调查2006年的家庭微观调查数据分析了我国城乡家庭消费支出的分布特征，按有无社会保障把城乡家庭分别分为两组，分别利用分位数回归方法研究了不同消费层次上，社会保障对城乡家庭消费的影响，并利用反事实分析与分位数分解方法对这两组家庭消费差异进行研究。主要结论有：有社会保障家庭人均消费要高于无社会保障家庭人均消费，消费收入弹性呈“几”字型，有社会保障和无社会保障家庭的消费差异主要是由于收入、地产财富等差异造成的。最后，提出了具有针对性的政策建议。关键词：社会保障；消费差异；反事实分析The Research of Social Security and Consumer Behavior: Evidence from the Chinese Micro-DataAbstract: In this paper, Using a mirco survey data, a comprehensive survey of Chinese urban and rural residents, from CGSS in 2006, We examined the distribution of consumption expenditure. Rural and urban residents are separately grouped into two groups, with social security and without social security. Quantile regression is used to study the relationship between social security and the difference between the two groups consumer behavior, and counterfactual analysis and quantile decomposition are used to decompose the differences between the two groups household consumption. The main conclusions are: average basic consumption expenditure of households with social security is much higher than that of households without security. Finally, targeted policy recommendation was proposed.Key Words: Social security; consumer inequality; Counter-factual analysis中图分类号：C812 F036.3 文献标识码：A一、引言关于社会保障对居民消费行为的影响，不同的消费理论有不同的解释。Keynes（1936）绝对收入假说消费函数理论认为社会保障作为国家干预社会经济的一种重要手段，可以通过社会保障体系将收入由边际消费倾向低的高收入群体转移给边际消费倾向高的低收入群体，可以增加总体消费水平。Modigliani（1975）的生命周期假说用一生中平滑消费来解释居民消费行为，认为社会保障体系越完善，居民的储蓄意愿就越弱，边际消费倾向就越高。Friedman（1957）的永久收入消费理论认为社会保障作为永久收入，通过社会保障体系增加社会整体福利水平来改变居民收入预期，从而影响居民的消费行为，且其效果比减税的效果要好。Leland（1968）的预防性储蓄理论认为社会保障具有社会保险功能，可降低居民或家庭对未来收入和支出的不确定性，从而减少预防性储蓄，扩大消费。尽管各种理论的假设、分析角度有所不同，但大都认为社会保障对居民消费行为具有正向效应。而行为生命周期假说却认为社会保障对居民的消费支出是负效应，Sun(2001)运用行为生命周期假说实证分析了养老社会保障对美国居民消费和储蓄行为的影响，实证结果不显著。近年来，扩大内需是我国经济政策的重要内容和宏观调控的主要目标。特别是金融危机之后，出口产业跌入低谷、金融市场的低迷等等都造成了消费者信心的大幅度减弱，从而内需疲软，消费率锐减。而我国社会保障制度还处于制度体系不完善、覆盖面小、保障水平低的状态。据国家统计局数据，2008年城镇养老保险覆盖率为87.9%，而农村养老保险覆盖率仅为17.2%。因此，研究社会保障与居民家庭消费支出之间的关系，探讨我国当前的社会保障体系在城乡消费行为差异方面扮演的角色，这对于充分发挥社会保障的扩大内需的作用，缩小城乡消费差距，促进总消费和经济增长具有重要意义。当前，国内虽然有部分学者研究了社会保障对于消费支出的影响，但绝大部分采用的是宏观数据。宏观数据在加总过程中抹煞了消费者的个人特征，无法深入研究社会保障与居民的消费行为关系。本文采用的是中国社会综合调查开放数据库（CGSS）中2006年中国城乡居民生活综合调查的家庭微观调查数据，研究了社会保障和家庭消费支出的关系，利用分位数回归的方法研究不同消费层次上社会保障对于城乡消费支出差异的影响。微观家庭调查数据具有更详尽、更丰富的信息，比如包含微观主体的消费支出、收入、是否拥有社会保障、微观主体的个人特征资料等，有着宏观加总数据不可比拟的优势。二、文献综述国外学者针对社会保障对消费的影响进行了较多的实证研究，主要观点认为社会保障对消费有促进作用。Feldstein(1974) 实证分析了养老社会保障对美国居民扩展生命周期模型的储蓄的双重效应，即资产替代效应和引致退休效应。他得出的结论是美国养老社会保障制度替代居民储蓄的30%到40%左右，即社会保障对居民的消费促进作用显著。Kotlikoff （1979）使用了生命周期储蓄模型做的研究结果表明退休效应仅仅在部分上抵消了社会保障的替代效应，因此社会保障最终增加了私人储蓄。Aydede (2007)利用土耳其1970-2003年的时间序列数据分析了公共养老金计划对总消费的影响，研究结果表明，土耳其现收现付的养老金计划对消费有显著的正效应。也有部分学者认为社会保障对消费有抑制作用或者社会保障对消费影响不确定。Cagan(1965)利用1958-1959的横截面数据分析发现有养老保险的会导致他们退休欲望，从而增加储蓄，减少消费。Barro（1979）的代际转移支付理论推翻了生命周期模型，他认为社会保障有可能被个人代际转移支付所补偿，抵消一部分挤出效应，社会保障对消费的影响不确定。Blake(2004)利用英国1948-1994年的数据，研究了房产价值和养老金财富对个人消费和退休行为的影响，研究结果认为国家养老金会增加消费，而职业养老金和私人养老金则导致更多的储蓄。当前国内部分学者对社会保障与居民消费之间关系的研究较多集中在定性的讨论，而实证分析做深入探究的不多。研究结果普遍认为社会保障对我国居民消费有促进作用。樊彩耀（2000）认为社会保障支出对中国城镇居民消费需求的影响十分明显。冉净斐和贾小玫（2004）选取2000年和2001年全国农村住户调查截面数据建立农村居民消费函数，按照协整理论构建了误差修正模型，认为社会保障对于促进农村消费有显著作用。但是，由于截面数据不能应用于误差修正模型，这造成他们实际使用的模型与理论构建的模型不一致。贺菊煌（2000）采用计算机动态模拟方法分析社会保障与消费支出的关系，认为当经济增长率为0时，养老社会保险对储蓄率没有影响，当增长率为正时，养老社会保险对储蓄率有负影响，影响程度与保障程度有关。张继海（2008）以2002-2003年辽宁省城镇居民家庭调查数据的实证分析，研究结果认为社会保障养老金财富对户人均消费的影响是正效应。总体来看，关于我国社会保障与家庭消费关系的文章较少，从宏观角度研究较多，从微观家庭角度研究较少。且以往的研究没有考虑社会保障对城乡家庭之间消费的差异以及对不同收入层次、消费层次家庭之间消费的差异，本文使用中国城乡居民生活综合调查的2006年家庭微观调查数据，利用分位数回归方法，分析社会保障与不同消费阶层之间、城乡之间的家庭消费差异关系，分析更加全面、细致和深入。三、研究方法（一）分位数回归模型分位数回归是Koenker和Bassett 于1978年提出的，是对均值回归的扩展，它依据因变量的条件分位数对自变量进行回归分析，可以得到所有分位数下的回归模型。分位数回归能够捕捉分布的尾部特征，当自变量对不同部分的因变量产生不同的影响时，比如存在左偏或右偏时，能更加全面的刻画分布的特征。本文将家庭人均消费的对数作为被解释变量，将影响家庭消费支出的因素作为解释变量，建立如下分位数回归模型：其中，表示家庭人均年消费支出的对数；表示影响消费支出的各个因素，它包括年家庭人均收入对数、家庭人均房产财富对数、人均受教育年限对数、户主年龄对数等；east、mid是虚拟变量，分别表示东部、中部地区， mar是虚拟变量表示的是户主的婚姻状况， 、（）分别表示对各个变量进行参数估计的第个分位数的回归参数。本文选取家庭收入、地产财富、所在地区、户主年龄以及户主婚姻状况作为控制变量的原因在于：首先，家庭收入决定了一个家庭的支付能力，因此家庭收入能够影响家庭的消费支出水平；近10来年我国部分家庭的地产财富急剧增长，地产财富差异可能会影响居民消费行为；选取所在地区是基于不同地区可能具有不同的消费特征的假设；最后，本文引入了户主的基本信息包括年龄及婚姻状况，原因在于户主在一个家庭的消费行为方面起着较大的引导作用，年轻户主的消费理念可能完全不同于年老户主，处于不同婚姻状况下的户主其消费行为也会产生一定的差异。（二）反事实分析和分位数分解反事实分析和分位数分解的步骤如下：首先，利用求解出分位数回归系数向量。对任一观测值，选取若干不同的分位数，得到一个预测的条件分布，接着从分位数回归预测得到的条件分布得到边际分布。第二，如果，来自一个均匀分布0，1，那么，给定任何解释向量，通过上述分位数回归可以估计出个分位数，这个分位数构成的样本可以看作是从给定的条件分布中抽出来的一个样本。Machado 和 Mata (2005)证明如上述的解释向量不是给定的，而是随机地从数据库中抽取，那么上述个分位数构成的样本可以看作是从边际分布中抽出来的一个样本。以无社会保障家庭消费支出的边际分布为例，具体的步骤：（1）从均匀分布U0，1中随机抽取一个样本容量为的样本，；（2）在无社会保障样本中，分别以=做分位数回归，得到个分位数回归的系数向量，；（3）从无社会保障解释变量的数据中有放回地重复随机抽样，抽取一个样本容量为的样本，表示为，；（4）把（2）中得到的系数和（3）中得到的样本相乘，得到无社会保障家庭消费支出的边际分布样本。有社会保障家庭消费支出的边际分布按同样方法求出。第三，进行反事实分解。反事实分析是指如果无社会保障居民按有社会保障的边际消费弹性（有社会保障分位数回归系数）来消费的话，无社会保障家庭的消费支出分布会怎么样？最后，对消费支出进行分位数分解。消费支出的边际分布可以表示为所有分位数回归系数和解释变量的函数。记有社会保障家庭消费支出的分布为，记无社会保障家庭消费支出的分布为。于是，两类家庭对数消费支出差异可以表示为： （2）可分解为： （3）四、数据来源与说明本文数据来源于中国社会综合调查开放数据库（CGSS）中的中国城乡居民生活综合调查（2006）年的有关城乡家庭收入与消费支出的抽样调查数据。该数据采用分层四阶段不等概率抽样方法，以家庭为样本单位进行调查，所抽取的样本包括全国（含22个省、4个自治区、4个直辖市；不含西藏自治区、港澳台）共10000个家庭样本单位。本文选取了家庭人均消费（由家庭消费支出除以家庭人口数计算整理所得，而家庭消费支出包括家庭基本消费、电费、医疗和教育支出）作为被解释变量，选取人均收入、人均地产财富、所在地区、教育年限、有无社会保障、户主年龄、户主婚姻状况等作为解释变量。其中，婚姻状况、社会保障以及家庭所在地区都是虚拟变量。婚姻状况变量，由于CGSS调查数据的婚姻状况包括了从未结过婚、同居、已婚有配偶、分居、离婚、丧偶6种，本文的婚姻状况主要考虑是否共同生活，因此把已婚有配偶和同居归为“非单身”类，其余的都归为“单身类”，0代表“单身”，1代表“非单身”；社会保障变量，1代表被访家庭有社会保障，0则代表没有；家庭所在地区我们设了两个虚拟变量：east 和 mid来代表东部、中部，西部作为基准。剔除样本中无回答或不适合考察的家庭样本，剩余1090个城镇家庭样本和3114个农村家庭样本可供研究，其中，城镇有社会保障家庭样本数为517个，无社会保障家庭样本数为573个；农村有社会保障家庭样本数位265个，无社会保障家庭样本数为2849个。表1是两类家庭样本的描述统计结果。可以看到城镇和农村有社会保障家庭的人均年消费支出都明显高于对应的无社会保障家庭的人均消费，但有社会保障家庭的标准差大于无社会保障家庭的标准差，表明前者的消费不均等现象强于后者。从JB正态检验可以看出城镇和农村家庭人均消费分布都不服从正态分布。表1 两类家庭人均消费支出分布特征比较 （单位：元）类别样本数均值标准差峰度偏度正态检验P值城镇样本有5174797.2362913.272.360.0001无5733596.728149.312.110.0001全部10904166.6328012.962.350.0001农村样本有无全部265284931144122.83492363047133012322311.3615.0216.042.552.742.880.00010.00010.0001图1左边是用非参数核估计出来的城镇和农村家庭人均消费的分布图，可以看出城镇家庭人均消费分布在农村家庭人均消费分布的右边，即说明城镇家庭平均消费支出相对较大；图1右边是各个分位数下城乡家庭消费差异情况，可以看到，在各个分位数上城镇家庭人均消费都高于农村家庭。图1 城乡家庭人均消费样本分布图 图2 城镇有社会保障家庭和无社会保障家庭样本分布图图3 农村有社会保障家庭和无社会保障家庭样本分布图图2左边是非参数核估计的城镇有社会保障和无社会保障家庭人均消费的样本分布图，可以看出，有社会保障家庭消费分布在无社会保障家庭消费支出分布的右边，说明有社会保障的家庭人均消费要高于无社会保障家庭人均消费，图2右边是有社会保障和无社会保障家庭的人均消费在各个分位数上的取值，可以看出，有社会保障家庭人均消费在各个分位数上的值都相对较大。图3 左边是非参数核估计的农村有社会保障和无社会保障家庭人均消费的样本分布图，同样说明有社会保障的家庭人均消费要高于无社会保障家庭人均消费，图3右边有社会保障家庭和无社会保障家庭的人均消费在各个分位数上的取值，可以看出，农村有社会保障家庭人均消费在各个分位数上的值也都相对较大，且分位数越高，人均消费差距越大。五、实证分析（一）均值回归分析由于我国是二元城乡结构，因此我们把城镇和农村分开来研究。首先，我们分别构建城镇和农村人均消费模型： (4) (5)其中因变量和分别表示城镇和农村家庭人均消费的对数，、分别表示两个模型的截距项，、分别表示城镇和农村人均地产财富对数，、分别表示城镇和农村人均收入对数，、分别表示城镇和农村人均教育年限的对数，、分别表示城镇和农村家庭户主年龄的对数，、是虚拟变量，分别表示城镇和农村家庭位于东部地区，、是虚拟变量，分别表示城镇和农村家庭位于中部地区，、是虚拟变量，分别表示城镇和农村家庭户主婚姻状况，、是虚拟变量，分别表示城镇和农村家庭有无社会保障，、分别表示服从的随机扰动项。 实证分析结果见表2，从表2可以看出地产财富、收入、教育年限对城乡家庭人家消费支出均是显著的，且系数均是正的，说明地产财富、收入和教育年限对家庭消费支出均有正的效应。在城镇和农村模型中，社会保障虚拟变量都是显著的，且系数是正的，说明社会保障对城乡家庭消费支出也是正的效应。另外，东部虚拟变量和户主婚姻状况对农村家庭均有正的效应，而对城镇家庭影响不显著。 以上的分析是基于各解释变量对家庭人均消费平均水平的影响，而实际上各解释变量可能对不同消费层次的家庭消费支出影响存在差异，因此需要进一步深入分析各解释变量对不同消费层次的家庭消费支出影响大小。 表2 普通二乘法回归结果 变量城镇样本农村样本截距2.646*3.182*地产财富对数0.439*0.402*收入对数0.156*0.083*教育年限对数0.332*0.063*户主年龄对数-0.0690.139*东部地区-0.030.149*中部地区-0.109*-0.001婚姻状况-0.0950.074*社会保障0.186*0.02*注：*，*，*分别表是在0.1，0.05和0.01下显著。（二） 不同消费层次的消费弹性分析为了研究不同消费层次的消费弹性差异，本文分别构建了如下四个分位数回归模型进行分析。 （6） （7） （8） （9）模型（6）-（9）分别是城镇有社会保障、城镇无社会保障、农村有社会保障、农村无社会保障模型。分别对城镇和农村的两类家庭消费支出在1%到99%分位数上采用平滑算法做分位数回归，结果列于表3-6。因家庭收入在决定家庭消费上起着重要的作用，因此本文将消费收入弹性系数整理成图4及图5，以便于观察消费收入弹性在不同分位数上的变化趋势。图4 城镇收入弹性系数图5 农村收入弹性系数图4是城镇有社会保障和无社会保障家庭的收入弹性系数走势图，从表3-4来看，城镇无社会保障家庭和有社会保障家庭的收入弹性系数范围分别是0.2750.503和0.2860.478。从图中可以看出，不论有无社会保障的家庭，收入弹性系数的走势都是基本相似的，呈现“几”字型。从两者消费收入弹性差异来看，在中低消费水平上的无社会保障消费收入弹性要高于有社会保障的消费收入弹性，而在高消费水平上，后者的消费收入弹性反而略高于前者消费收入弹性，主要原因在于低消费层次的家庭中，无社会保障家庭年收入相对于对有社会保障家庭年收入偏低，因此前者的边际消费弹性更大；而高消费层次的家庭中，无社会保障家庭由于缺少完善的社会保障，预防性储蓄意愿更强；相对于无社会保障家庭来说，有社会保障家庭有比较完善的社会保障制度，因此无社会保障家庭的收入边际消费弹性较有社会保障家庭要低。表3 城镇无社会保障家庭分位数回归结果分位数截距项对数收入对数财富对数教育年限东部中部0.051.386*0.323*0.238*0.327*-0.103-0.2280.11.842*0.358*0.146*0.525*-0.092-0.29*0.21.555*0.474*0.146*0.298*-0.066-0.2010.31.703*0.482*0.139*0.298*-0.012-0.1150.41.923*0.503*0.114*0.278*-0.006-0.0890.52.239*0.473*0.118*0.285*-0.005-0.1040.62.339*0.483*0.108*0.281*0.017-0.0810.72.312*0.484*0.104*0.372*0.014-0.0670.82.701*0.468*0.086*0.402*-0.032-0.030.93.607*0.338*0.117*0.447*-0.0060.0080.953.957*0.275*0.133*0.527*-0.0020.1380.993.822*0.34*0.112*0.62*-0.205*0.073注：*，*，*分别表示在0.1%，1%，5%显著性水平下显著（下同）表4 城镇有社会保障家庭分位数回归结果分位数截距项对数收入对数财富对数教育年限东部中部0.051.070*0.286*0.29*0.353*0.194-0.1420.12.064*0.293*0.251*0.194-0.015-0.1480.22.777*0.427*0.102*0.201*-0.127-0.298*0.32.534*0.478*0.102*0.138-0.072-0.219*0.42.664*0.466*0.103*0.183*-0.109-0.232*0.52.559*0.464*0.119*0.194*-0.067-0.0830.62.789*0.458*0.112*0.202*-0.115-0.0670.72.482*0.459*0.139*0.251*-0.0310.0180.82.396*0.461*0.145*0.303*0.021-0.0070.92.957*0.404*0.158*0.304*-0.011-0.0850.953.521*0.410*0.176*0.036-0.053-0.0740.993.38*0.433*0.194*-0.0310.1710.218*从表5-6看出，农村无社会保障家庭和有社会保障家庭的收入弹性系数范围分别是0.2040.47和0.2690.536。由图5可知，两类家庭的走势是一致的，大致呈现先升后降的趋势。与城市不同，农村收入弹性系数波动较大，除了部分低消费群体，农村有社会保障家庭的收入弹性系数普遍大于无社会保障家庭。造成这种现象的原因是农村无社会保障家庭的预防性储蓄意愿更高，所以消费比较保守。 通过比较城镇和农村家庭人均消费收入弹性系数，我们发现：收入弹性系数趋势大致相同，即都是先增大而后又减小，低消费和高消费群体的收入弹性系数要低于中低等消费群体。本文认为最低那部分消费群体，往往也是收入最低，由于对未来收入的不确定，习惯于节俭生活，预防性储蓄意愿很高，而最高消费群体消费水平已经很高，增加收入很难刺激该群体增加消费，而中等消费群体的收入弹性系数比较大，对收入变化比较敏感。这与传统消费理论笼统认为低消费群体的收入弹性要大于高消费群体的收入弹性有所不同。从表3-4可以看出，城镇有社会保障和无社会保障家庭的教育年限系数从整体上来看是随着分位数的增加而增加，主要原因是消费者受到教育越高，获得高收入的可能性越高，也越有能力高消费。跟城镇相比，农村的教育年限系数普遍较低，且系数很多不显著。主要原因是我国农村劳动者教育程度普遍较低，教育程度和农村消费水平之间的关系不明显。城镇家庭（包括有社会保障家庭和无社会保障家庭）的地区变量基本都不显著，而农村家庭（包括有社会保障家庭和无社会保障家庭）的东部地区变量大多显著，中部地区变量部分显著，且东部地区变量的系数都是正的，且中部地区变量系数也大多为正。这说明，相对西部地区而言，东部和中部农村地区的消费弹性较大，消费意愿较高。另外，户主婚姻状况变量在四个分位数回归模型大多不显著，由于篇幅有限，本文在表3-6中未列出户主婚姻状况变量的系数。表5 农村无社会保障家庭分位数回归结果分位数截距项对数收入对数财富对数教育年限东部中部0.053.174*0.317*0.124*0.0290.066-0.0980.13.091*0.367*0.111*0.049*0.095-0.090.23.430*0.372*0.102*0.034*0.121*-0.096*0.33.435*0.405*0.088*0.046*0.117*-0.0460.43.445*0.431*0.079*0.053*0.109*-0.0440.53.361*0.470*0.071*0.043*0.135*-0.04350.63.482*0.470*0.073*0.0220.153*0.015710.73.683*0.468*0.071*0.0050.157*0.0070.84.061*0.427*0.083*0.014*0.179*0.0290.94.692*0.376*0.087*0.041*0.161*0.071840.955.399*0.287*0.108*0.078*0.187*0.198*0.996.473*0.204*0.114*0.141*0.2360.117表6 农村有社会保障家庭分位数回归结果分位数截距项对数收入对数财富对数教育年限东部中部0.051.965*0.365*0.165*0.1280.2930.1720.12.58*0.269*0.193*0.183*0.36*0.3480.23.014*0.337*0.133*0.101*0.133*0.2770.33.342*0.429*0.062*0.038*0.2830.1770.42.455*0.473*0.025*0.107*0.2230.1410.53.391*0.503*0.013*0.086*0.236*0.140.62.854*0.536*0.058*0.0560.287*0.273*0.73.159*0.507*0.083*-0.032*0.338*0.296*0.83.532*0.483*0.07*0.028*0.366*0.368*0.93.994*0.475*0.058*-0.0560.549*0.516*0.954.062*0.441*0.077*-0.0070.684*0.643*0.994.914*0.374*0.0610.131*0.717*0.637*（三）反事实分析与分位数分解本文所关心的反事实分析是如果无社会保障家庭按照有社会保障家庭的消费弹性决定家庭消费支出的话，无社会保障家庭的消费支出分布会如何？我们将反事实分析的结果列于图6中，其中最左边实线表示无社会保障家庭消费支出的样本分布，最右边虚线表示有社会保障家庭消费支出的样本分布，中间虚线表示无社会保障家庭按照有社会保障家庭的边际消费弹性所决定的反事实家庭消费支出分布。我们可以看出，反事实无社会保障家庭的消费分布与有社会保障家庭消费分布不同，表明消费弹性的差异是造成两类家庭消费差异的一个原因。表7-8分别是城镇和农村有社会保障和无社会保障家庭在不同分位数上的差异分解。总差异反映的经反事实分解后有社会保障和无社会保障家庭在不同分位数上对数值差，变量影响反映的是这种差异是由家庭的收入、地产财富、教育年限等变量差异引起的，消费弹性影响指的是由两类家庭的消费弹性不同而引起的。从表7-8可以看出：（1）在城镇和农村家庭中，有社会保障和无社会保障家庭人均消费总差异在高分位数上的差异要大于低分位数上的值，说明两类家庭随着消费水平的提高差异更大。（2）在城镇家庭和农村家庭中，“变量影响”是导致两类家庭消费差异的主要原因，也就说有社会保障和无社会保障家庭的消费差异主要是由这两类家庭的收入、地产财富等变量特征差异造成的。（3）“变量影响度”随着分位数的增加而减少，说明随着消费层次的提高，有社会保障和无社会保障的变量特征差异在减弱，而同时 “消费弹性影响度”在高分位数上的取值高于低分位数上的取值，说明随着家庭消费水平的提高，两类家庭间的消费弹性差异增大。图6 反事实分析两类家庭消费支出分布图表7 部分分位数上城镇有社会保障和无社会保障家庭消费支出差异分解分位数总差异变量影响消费弹性影响变量影响度（%）消费弹性影响度（%）0.053.954.18-0.23105.77-5.770.15.235.190.04999.060.940.258.397.660.7391.318.690.510.229.820.4096.133.870.7510.237.952.2777.7722.230.91.170.860.3173.5126.49 表8 部分分位数上农村有社会保障和无社会家庭消费支出差异分解分位数总差异变量影响消费弹性影响变量影响度（%）消费弹性影响度（%）0.050.30.35-0.05116.67-16.670.12.252.010.2489.3310.670.252.752.190.5679.6320.370.53.942.980.9675.6424.360.754.153.131.0275.424.60.93.252.380.8773.226.8六 结论与建议本文利用大型家庭微观调查数据对社会保障与我国城乡家庭消费关系进行了研究。家庭微观调查数据在样本总量、指标类别，尤其是在揭示家庭社会保障效应的微观机制方面，有着宏观加总数据不可比拟的优势。本文采用分位数回归方法研究不同消费层次的消费弹性。本文的研究结论主要有：首先，有社会保障家庭人均消费远高于无社会保障家庭，但前者差异更大，后者低消费人群较多，而高消费人群多集中于前者，且中等消费群体差异的要大于低消费和高消费群体的差异。其次，消费收入弹性和消费地产财富弹性对不同消费层次的家庭是不同的，我国城镇无社会保障和有社会保障家庭消费的收入弹性分别在0.275-0.503 和 0.286-0.478之间，农村对应的收入弹性0.204-0.470和0.690.536之间。城镇无社会保障和有社会保障家庭消费的地产财富弹性在0.086-0.238和0.102-0.29之间，农村对应的地产财富弹性分别在0.071-0.124和0.013-0.193之间；从消费层次上看，低消费和高消费群体的收入弹性系数要低于中低等消费群体，对于城镇家庭而言，在中低消费水平上的无社会保障人群消费收入弹性要高于有社会保障家庭，而在高消费水平上，有社会保障人群的消费收入弹性反而略高于无社会保障家庭；从城乡地产财富消费弹性差异来看，在高消费和低消费阶层，无社会保障家庭的地产财富消费弹性都低于相应的有社会保障家庭地产财富消费弹性，而对于中等消费阶层则相反。第三，无论是有社会保障家庭还是无社会保障家庭，家庭年收入对家庭消费支出的影响高于房地产财富对家庭消费支出的影响，回归结果显示，在几乎所有分位数上，收入弹性系数高于房产价值弹性系数。由此可见，居民收入的增加在提高一个家庭的消费支出上的作用要强于于房产财富对家庭支出的影响，也就是说我国目前家庭收入是影响居民消费支出的最主要因素。第四，“变量影响”是导致两类家庭消费差异的主要原因，也就说有社会保障和无社会保障家庭的消费差异主要是由这两类家庭的收入、地产财富等变量特征差异造成的。本文具有如下几方面政策含义：第一，当前我国有社会保障和无社会保障家庭的消费差异主要是因为这两类家庭的收入差异，要想提高居民的消费应先大力增加居民的收入，尤其要提高无社会保障人群以及中低收入人群的可支配收入，消费需求的提高主要受制于实际购买力过低，受制于收入差距，因此，提高城镇和农村无社会保障居民消费水平，改善他们的生活条件，当前最迫切的需要是大力提高其收入水平，缩小二者之间的收入差距。第二，由于社会保障的缺失，无社会保障人群对未来预期的不确定性，缺乏“安全感”，其预防性储蓄意愿高，因此，通过尽快推广和完善社会保障制度，尤其是增加农村家庭社会保障覆盖率，消除消费的“后顾之忧”，实现全体居民“困有所救、病有所医、老有所养”。参考文献1 Keynes, J. The General Theory of employment, interest and money M. Cambridge: Macmillan Cambridge University press.1936.2 Modiglia