共同富裕目标下社会保障支出对多维城乡差距的减缓效应

张东玲,王艳艳,焦宇新

(青岛大学 经济学院,山东 青岛 266061)

2020年中国打赢脱贫攻坚战,完成了全面建成小康社会的目标,进入全新的发展阶段。党的十九大报告明确提出,到21世纪中叶,要建成社会主义现代化强国,基本实现全体人民共同富裕目标。然而,当前中国经济社会发展的不平衡不充分问题依然突出,尤其是城乡之间的区域发展差距不断扩大,从而衍生出城乡分割的“二元结构”与区域塌陷等问题,严重制约了中国经济社会的可持续健康发展。进入新发展时期以来,以收入、消费、医疗与教育为代表的城乡收入、生活水平与福利差距,已逐渐演变成为中国发展不平衡不充分的典型表现。与此同时,随着中国工业化进入后期阶段,以城市为导向的工业对经济增长的驱动力大幅下降,而小城镇和农村地区日益显现出巨大潜力,将助力新发展阶段中国经济持续稳定增长。为此,如何尽快提升农村地区收入水平,刺激消费需求,缩小城乡差距,逐步实现城乡居民收入均衡化和生活质量等值化,将成为实现共同富裕目标的关键所在[1]。

中国全面建成小康社会的实践表明,社会保障支出作为政府公共财政支出的重要组成部分,是政府通过财政支出向社会中弱势群体提供基本生活保障的有力手段。相比其他财政支出项目而言,社会保障支出具有强大的再分配效应[2-3],能够通过转移支付乘数作用于国民收入,进而实现收入在不同收入阶层成员之间的转移和重新分配,防止城乡差距的进一步扩大,增加社会总福利。此外,社会保障本身具有的资产替代效应[4],能够在一定程度上放宽低收入居民的预算约束,降低未来不确定性,对城乡消费差距具有显著的抑制作用。由此,在中国新发展阶段的关键时期,考察社会保障支出水平对收入、消费等多维城乡差距的持续影响与异质性作用,对于调整和健全城乡多层次社会保障体系以缩小多维城乡差距,逐步实现全体人民共同富裕具有重要的现实意义。

进入新发展阶段,实现共同富裕须以缩小城乡收入差距为着力点,进一步缩小城乡消费差距,加快实现城乡教育培训、医疗卫生等基本公共服务均等化。为此,在研究社会保障支出对城乡收入差距影响的同时,将城乡消费、医疗、教育等生活水平与福利差距也纳入分析框架,更加全面地分析社会保障支出对多维城乡差距的影响及其异质性特征。本文的边际贡献主要有:其一,以城乡收入差距为研究切入点,并综合考虑城乡消费、医疗与教育差距,厘清新发展阶段社会保障支出与多维城乡差距之间的逻辑关系,为政府从宏观层面调整与优化财政支出规模和结构提供参考;其二,在深入分析社会保障支出对多维城乡差距持续影响的基础上,进一步考察社会保障支出这一再分配工具是否能够通过改善城乡收入差距,进而间接影响城乡消费、医疗与教育等生活水平和福利差距;其三,将不同初始程度的多维城乡差距纳入分析框架,借助RIF回归模型,就中国中西部与东部地区多维城乡差距是否存在不平衡现象进行讨论,实证检验社会保障支出能否有效发挥缩小区域不平衡的作用。

在中国经济发展和城镇化进程中,政策存在明显的城镇偏向,城乡间形成了工业品与农业品“剪刀差”,城乡区域资本积累差距不断扩大,城乡分割的“二元结构”逐渐凸显,带来了诸多影响社会稳定与经济安全的隐患。政府为缓解经济粗放增长所引发的负面影响,试图借助社会保障制度缩小城乡发展差距,提升社会福利水平。学者就社会保障对城乡收入差距的影响从不同视角展开了讨论,目前学界关于社会保障支出对城乡收入差距的影响存在两种不同的观点。部分学者认为社会保障支出不仅无法缩小反而进一步扩大了城乡收入差距。原因在于在政府有意识调整城乡福利水平前提下,基于城乡二元经济结构背景所建立的城乡差异化社会保障制度,不仅造成了中国社会保障制度的碎片化与城镇偏向性,加剧了城乡社会保障水平的差异[5],也扩大了城乡居民的收入差距[2,6-7]。另外,目前以“GDP锦标赛”为基础的地方政府竞争中,为实现经济赶超,各地方财政支出具有城市偏向性,往往优先投入城市建设发展[8-9];并且在财政支出执行过程中,各级政府存在不同程度的转移支付资金截留现象,导致财政转移支付难以实现预期效果。大量研究表明,社会保障支出扩大了城乡收入差距,这一结论显然有悖于社会保障制度的初衷。

另有部分学者认为社会保障支出能够有效调节城乡收入差距。从理论上来讲,社会保障作为收入分配的“调节器”,能够极大程度地调节收入差距,有关法国和瑞士等高福利国家的研究很好地佐证了这一观点[10]。近年来,中国不断深化农村养老保险与医疗保险制度改革,城镇社会保障制度的扩面以及农村社会保障制度建设的全面启动,使得农民社会保障待遇大幅提升,中国社会保障制度调节城乡收入差距的“时间窗口”已经出现[11-12]。学者研究发现社会保障支出与城乡收入差距存在非线性关系,二者呈现“U”型变动关系,即社会保障支出能够缩小城乡收入差距,但当社会保障支出超过某一临界值后该负向调节作用转为正向,扩大了城乡收入差距[13];又有学者进一步研究发现,社会保障支出可以调节城乡收入差距,增加社会保障支出有利于缩小城乡收入差距[14]。由此可见,对于社会保障支出是否能够缩小城乡收入差距,学界尚无统一定论。

通过梳理文献发现,以往较多学者将研究重点放在城乡收入差距上,而相对于这一单一视角,城乡消费、医疗与教育差距能够更全面地反映城乡居民真实生活水平与福利差距。目前学界对于城乡消费、医疗与教育差距的讨论主要聚焦于三个方面。其一是针对社会保障支出与城乡消费差距的关系,已有研究认为社会保障支出对城乡消费差距的影响与其消费效用弹性有关,城乡消费差距的扩大或缩小取决于城乡社会保障支出消费系数比与居民风险厌恶系数的大小关系[15]。此外,也有学者认为农村社会保障机制的缺失以及社会保障类公共品在城乡间的严重失衡,导致其无法缩小城乡居民消费差距[16]。其二是对于城乡医疗差距的研究,学界围绕城乡医疗服务差距成因展开了相关讨论。研究表明,在城乡“二元结构”下,医疗卫生资源与政府卫生支出具有严重的城镇偏向性,另外医疗服务的需求者即城乡居民固有的收入差距,均是造成城乡医疗服务差距的重要原因[17]。其三是对于城乡教育差距的讨论,现阶段多数学者主要探讨了城乡收入差距与教育差距之间的相互关系。研究发现,中国农村地区经济发展相对滞后,教育资源匮乏等都促使城乡存在较为明显的收入等初始禀赋的差距,城乡初始禀赋差距则导致了城乡之间对人力资本投资相差较大,无形之中加剧了城乡居民的受教育差距。而教育是培养高素质人力资本的主要渠道,农村教育的滞后、城乡教育的不平衡又通过人力资本投资回报进一步拉大了城乡收入差距[18],以此陷入恶性循环。

为缩小城乡差距,实现全体人民共同富裕,学者们尝试从城乡收入差距出发,寻求减缓城乡差距的有效路径。已有研究成果多集中在减缓收入差距方面,学者普遍认为由于社会保障支出等财政支出存在城镇偏好、转移支付资金截留等问题,难以实现预期效果,对于城乡收入差距的作用效果不明显。关于社会保障支出对于城乡消费差距的影响,学界目前并无统一定论,部分学者认为由于农村地区社会保障制度缺失,因而无法实现减缓城乡消费差距的目的。城乡消费差距过大不仅会阻碍经济的持续稳定增长,并且缩小城乡消费差距是提升国内市场内需潜力,构建国内大循环的重要内容,因此有必要深入研究如何缩小城乡消费差距。另外,针对社会保障支出对城乡医疗与教育差距影响的研究尚不多见,但实现全体人民共同富裕目标,并非只是物质富裕,而是包括精神富裕在内的全面富裕,有必要从多个维度考察社会保障支出对城乡差距的影响。因此,本文聚焦于社会保障支出对多维城乡差距的影响,采用PVAR模型、RIF回归等研究方法,试图厘清新发展阶段社会保障支出对多维城乡差距的动态影响,并进一步分析其作用路径和区域异质性。

在中国特有的社会主义市场经济体制下,国民收入在初次分配中主要按劳动所得来分配,城镇居民往往事先通过人力资本投资,作为熟练劳动力从事较为复杂的生产活动,而农村居民作为非熟练劳动力更倾向于承担一些初始体力工作,从而产生城乡收入差距[18]。社会保障支出作为重要的政府财政支出,其资金主要源于税收。通过向高收入者收取较高的所得税等,进一步通过财政转移支付转移给收入相对较低的弱势群体。税收—转移支付这一体系改变了最初的收入分配结构,重新调整了收入分配,再分配靶向性上瞄准较为准确,具有较高的再分配效率[19],进而能够实现对收入差距的逆向调节作用。随着中国政府对农村地区社会保障制度建设的重视,农村地区社会保障体系日益完善,覆盖面得以逐步扩展,农村居民社会保障水平不断提高,城乡社会保障待遇差距进一步缩小。农村居民凭借社会保障这一政府福利性政策,只需支付少量费用就可以享受与城镇居民类似的养老金、医疗保障等福利待遇,无形之中增加了农村居民的隐性收入进而缩小了城乡实际收入差距。综上,本文提出假说H1:

H1:社会保障支出能够缩小城乡收入差距。

随着乡村振兴战略的实施,农村地区公共服务事业不断发展,农村社会保障制度逐步完善,农村居民社会保障待遇也逐渐提升。社会保障能够促使农村居民获取充足的医疗保障与养老金收益,降低医疗成本,直接提高农村居民医疗服务利用率,缩小城乡医疗差距。此外,社会保障具有资产替代效应,能够降低农村居民面临的灾难性支出的不确定风险与养老压力,改善农村居民消费支出预期,减少应对未来风险与养老的储蓄,有利于增加农村居民当期消费[4],并且能够促使农村居民增加自身职业技能培训及子女教育,缩小城乡消费与教育差距。另外,随着中国经济社会进入高质量发展阶段,中国财政支出的目标由“经济增长最大化”逐渐转变为“社会福利最大化”。由于农村地区教育、医疗等公共服务的长期缺位或低水平运行,每个单位的民生财政资金投向农村地区所带来的边际社会福利提升远高于城镇地区,在社会福利最大化导向下的民生财政资金不断向农村倾斜,促进完善农村地区教育、医疗卫生等公共服务体系[20],缩小城乡医疗与教育差距。综上,本文提出假说H2:

H2:社会保障支出能够缩小城乡消费、医疗与教育差距。

长期以来,农村居民受限于公共服务落后、收入水平较低等因素的制约,消费、医疗与接受教育需求受到极大抑制,农村居民较城镇居民具有更高的边际消费倾向[16],对衣着、家庭设备、医疗服务等商品及服务方面有较高的支出弹性系数。当城乡收入差距缩小时,意味着城镇居民收入的增长速度小于农村居民收入增长速度,农村居民因收入水平的提高而引起对消费品的消费增长将会大于城镇居民[21],同时也降低了农村居民因收入不足、经济压力而放弃医疗服务的概率,间接影响城乡消费与医疗差距。另外,社会保障支出使得城乡初始资本禀赋差距缩小,加之农民工由于受教育水平较低,只能从事一些初始体力劳动,受到户籍与地域的双重歧视,促使农村居民开始重视人力资本投资,进而突破农村地区因初始资本水平较低的束缚而无法进行人力资本投资的困境,能够有效改善城乡教育差距。综上,本文提出假说H3:

H3:社会保障支出能够通过缩小城乡收入差距,间接缩小城乡消费、医疗与教育差距。

中国幅员辽阔,各区域之间受限于地理环境等因素制约,区域发展不平衡问题长期存在。从整体上来看,以东部沿海为代表的东部地区受惠于先天禀赋与政策优待,经济得以快速发展,而中西部地区产业发展驱动力不足,两大区域的发展差距较为明显。在中国城镇化进程中,大量农村劳动力出于经济动机不断从农村迁往城市,从中西部地区向东部发达地区聚集[22]。中西部地区以及农村地区劳动力严重流失,区域之间以及城乡之间产业发展不平衡,进一步加剧了中国区域与城乡间的发展差异。近年来,为缓解地方各区域之间的不平衡,中国政府以及各地方政府不断调整财政投入重城轻乡、重工轻农的偏向性,地区之间以及城乡之间的差距不断缩小。社会保障等财政支出将充分发挥纠正市场机制的自由配置失灵、弥补市场机制不足的作用,优化区域间的资源配置,有效控制区域发展差距的扩大。本文提出假说H4:

H4:中国中西部与东部地区的多维城乡差距存在区域差异,而社会保障这一重要的政府财政支出有助于缩小两大区域之间的不平衡状况。

综上,社会保障支出对多维城乡差距的影响路径如图1所示。

图1 社会保障支出对多维城乡差距的影响机制

(一)研究样本、数据来源和变量选取

本文选取2005—2020年中国31个省份(未包含港澳台地区)为样本,各变量相关数据主要源于《中国统计年鉴》《中国财政年鉴》《中国卫生和计划生育统计年鉴》《中国人口与就业年鉴》等。

1.多维城乡差距的测度

本文以多维城乡差距作为被解释变量,分别测度了城乡收入差距(Gap_inc)、城乡消费差距(Gap_con)、城乡医疗差距(Gap_med)和城乡教育差距(Gap_edu)。针对多维城乡差距的测度,从已有文献来看,泰尔指数这一方法考虑到城乡人口比重对城乡差距的影响,能够较为准确地衡量城乡差距,具体计算公式如下:

(1)

其中,Gap_Yi分别代表第i个省份的城乡收入差距、城乡消费差距、城乡医疗差距、城乡教育差距,该值越大表明城乡差距越大,反之则越小。Xi分别代表第i个省份的居民可支配收入、消费支出、医疗保健支出以及受教育年限,Xij分别代表第i个省份城镇或农村的居民可支配收入、消费支出、医疗保险支出以及受教育年限,Pi、Pij为第i个省份总人口与第i个省份城镇或农村总人口。

2.核心解释变量

研究采用人均社会保障支出(Soc)作为模型中的核心解释变量,该变量由各省份财政支出中社会保障与就业支出与该省份总人口之比来衡量,以2005年为基年进行不变价处理,并进一步进行了对数化处理。在样本期间,社会保障支出统计口径进行了一定的调整,2005—2006年社会保障支出为抚恤和社会福利救济费、行政事业单位离退休费与社会保障补助支出等三项支出之和,而2007—2020年调整为财政支出中的社会保障和就业支出。根据相关学者的研究,统计口径调整前后的统计结果相差较小,数据具有较强的连续性,能够用于实证分析[23]。

3.控制变量

为保证研究的准确性,参考相关学者的研究[13,24],在模型中加入一些必要的控制变量,主要包括:经济发展水平(Gdp)采用各地区GDP的自然对数来衡量;金融发展水平(Fin)采用各地区年末金融机构本外币存贷款余额占该地区GDP比重来衡量;金融发展效率(Dcb)采用各地区年末金融机构本外币贷款余额占该地区存款余额之比来衡量;老龄化程度(Oag)采用各地区65岁以上老年人口占该地区总人口比重来衡量;开放程度(Ope)采用各地区进出口总额占该地区GDP比重来衡量;受教育水平(Edu)采用各地区平均受教育年限来衡量;城镇化率(Urb)采用城镇就业人口占总就业人口比重来衡量;产业结构(Ind)采用各地区第一产业增加值占GDP比重来衡量。

(二)研究方法和模型构建

1.面板向量自回归模型

社会保障作为一项民生财政支出,对城乡差距的影响并不能立竿见影,而通常具有一定的滞后性特征。政府相关社会保障政策的推行与落实,到最终实现政策效果,有效缩小城乡差距往往是一个长期的过程。面板向量自回归模型(PVAR)能够将所有内生变量的滞后项纳入模型中,分析各个变量及其滞后项之间的关系,不仅有效解决了变量内生性问题,并且还能够真实反映变量之间长期动态关系。鉴于此,本文采用Holtz-Eakin等提出的PVAR模型来分析社会保障支出与多维城乡差距的长期动态关系[25],本文设定的模型如下:

(2)

其中,Yit分别代表城乡收入、消费、医疗与教育差距在t时刻由N个可观测变量组成的N×1列向量,Yi,t-j为内生变量的滞后项组成的列向量,Xi,t-j为模型外生变量组成的列向量,β1、β2为待估参数矩阵,αi为个体固定效应,γt为时间固定效应,μit为随机扰动项,p、m为滞后阶数。

2.RIF回归

RIF回归是一种基于再中心化影响函数(Recentered Influence Function)进行的无条件分位数回归,主要用于劳动经济学研究中考察工资收入分配的不平衡性的构成因素,本文将其引入到中国整体区域间多维城乡差距的差异分析。再中心化影响函数可以用于计算样本中某一处微小变化对统计量的影响,参考Rios-Avila的做法[26],本文对任意分布Fy其影响函数(IF)的表达式定义为:

(3)

其中,Fy是y的原始分布,Hyi是在yi处取值的一个分布,v(Fy)即为相应的统计量,本文为多维城乡差距的分位数、均值等。v(Fy)的再中心化函数可表示为:

RIF(yi,v(Fy))=IF(yi,v(Fy))+v(Fy)

(4)

影响函数(IF)期望为零,所以计量v(Fy)的再中心化函数的期望等于统计量本身。在此基础上,进一步将再中心化影响函数(RIF)作为被解释变量,进行最小二乘估计,并在等式左右两侧取期望,可以得到:

(5)

其中,β表示社会保障支出的边际变化对于统计量v(Fy)的边际影响,当统计量v(Fy)为方差等表示不平衡的统计量时,β就可表示社会保障支出的变化对总体不平衡的影响。

(6)

其中,fY|X,T=0表示群体的条件密度函数。基于此,进行RIF回归得到系数估计值:

(7)

(一)PVAR模型的GMM估计

在进行PVAR模型估计之前,须采用面板单位根检验来检验数据的平稳性,以确保估计结果的有效性。但严格来说,面板单位根检验要求样本数据时间跨度较大,根据学者经验,实证中数据时间跨度T以20年为界,当研究样本数据时间跨度较小时,面板单位根检验的功效较低。本研究样本的时间跨度小于20年,所以此处不采用面板单位根检验,而检验PVAR模型的稳定性,进而判断数据是否平稳。由检验结果得知,所有的特征根均在单位圆内,表明PVAR模型较为稳定,进而能够说明本研究所选取的变量存在长期稳定关系,能够进行下一步分析。在进行PVAR模型的估计前,还须根据相关准则选择最优滞后阶数。根据AIC、BIC和HQIC统计量最小准则,四个模型的最优滞后阶数分别为3、2、3、3。另外,为有效解决估计中的内生性问题,本文采用各内生变量的滞后项作为工具变量,进而采用GMM估计对PVAR模型参数进行估计,结果如表1所示,模型(1)至模型(4)分别为社会保障支出对多维城乡差距的回归结果。

表1 PVAR模型GMM估计结果

分析模型(1)可知,城乡收入差距滞后项对城乡收入差距的影响均为正,表明前期城乡收入差距会进一步扩大当期城乡收入差距,即城乡收入差距存在循环积累效应,该研究结果与吕承超的研究一致[13]。社会保障支出滞后1期至3期对城乡收入差距影响始终为负,并且进一步观察滞后项系数大小及显著性发现,随着时间的推移,社会保障支出滞后项的回归系数逐渐减小且显著性逐渐降低,表明社会保障支出对城乡收入差距具有持续负面影响,但这种影响随着时间的推移逐渐降低。进一步分析模型(2)可以发现,城乡消费差距滞后项的回归系数由显著为正逐渐转变为不显著,表明短期内前期城乡消费差距会进一步扩大当期城乡消费差距,城乡消费差距存在一定的循环积累效应。社会保障支出滞后1期与滞后2期对城乡消费差距影响始终显著为负,滞后2期的回归系数略大于滞后1期的回归系数,表明社会保障支出对城乡消费差距具有持续负面影响,并且这种影响随着时间的推移有所增强,但无法断定这种良性效应是否持续存在,本文将结合脉冲响应图进一步分析社会保障支出对城乡消费差距的长期趋势性影响。

分析模型(3)可知,城乡医疗差距滞后项的回归系数由显著为正逐渐转变为不显著,表明短期内前期城乡医疗差距会进一步扩大当期城乡医疗差距,城乡医疗差距存在一定的循环积累效应;而社会保障支出滞后项对城乡医疗差距的影响始终为负,其中滞后2期回归系数略大于滞后1期,而滞后3期对城乡医疗差距的影响效果不显著。从短期来看,社会保障支出对城乡医疗差距具有显著的负向影响,增加社会保障支出能够显著缩小城乡医疗差距,但该影响具有一定的波动性,暂无法得知社会保障支出对城乡医疗差距的长期趋势,后文将结合脉冲响应图进一步分析社会保障支出对城乡医疗差距的长期趋势性影响。进一步分析模型(4)可知,城乡教育差距滞后1期与滞后3期对当期城乡教育差距的影响显著为正,而滞后2期对城乡教育差距的影响不显著,表明前期城乡教育差距会扩大当期城乡教育差距,城乡教育差距同样存在一定的循环积累效应,但该效应具有波动性;社会保障支出滞后1期至3期对城乡教育差距的影响始终为负,并且从表中结果来看,随着时间的推移,社会保障支出对城乡教育差距的影响效果波动减小,表明社会保障支出对城乡教育差距具有持续的负向影响,并且这种负向影响随时间推移波动下降。通过分析模型(1)至模型(4)能够发现,短期内社会保障支出对城乡收入、消费、医疗与教育差距具有显著的负面影响,这一结果初步验证了假说H1与假说H2。

(二)基于脉冲响应函数的长期影响分析

PVAR模型的GMM估计通常只能从宏观层面观测变量之间的动态模拟过程,而并不能反映变量之间的动态传导路径和影响轨迹。为更深入观测社会保障支出与多维城乡差距影响的长期动态过程,采用脉冲响应函数分析社会保障支出与多维城乡差距的长期动态关系。在进行脉冲响应分析之前,须进行格兰杰因果关系检验,检验结果表明社会保障支出是多维城乡差距的格兰杰原因。本文重点考察多维城乡差距受到来自社会保障支出冲击的反应,并通过蒙特卡洛(Monte-Carlo)300次模拟得出变量95%置信区间,图2(a)至(d)分别为社会保障支出对城乡收入、消费、医疗与教育差距的脉冲响应图。

图2 社会保障支出对多维城乡差距脉冲响应图

分析图2(a)可知,城乡收入差距对来自社会保障支出的冲击做出负向响应。具体来看,在研究期内,当城乡收入差距受到来自社会保障支出的一单位标准差冲击后,立刻产生强烈的负向响应,并于第1期达到最大,随后迅速下降,在第3期趋近于0,进一步验证了短期内社会保障支出对城乡收入差距具有显著的持续负向影响,但随时间推移该负向影响的边际效果递减直至消失。由图2(b)可知,城乡消费差距对来自社会保障支出的冲击表现为显著的负向响应并于第2期达到最大。具体来看,在研究期内,该负向响应以第5期为分界线,在第5期之前随时间逐期衰减,在第5期之后,该负向响应消失。这说明社会保障支出对城乡消费差距具有持续负向影响,在短期内能够显著缩小城乡消费差距,但长期内该作用效果逐渐降低直至消失。

由图2(c)可知,城乡医疗差距对来自社会保障支出的冲击表现为显著的负向影响,在第0期给城乡医疗差距一单位标准差的冲击,城乡医疗差距表现为显著的负向影响,该负向影响随时间逐渐增强,于第2期达到峰值,随后逐期衰减直至消失。这说明社会保障支出对城乡医疗差距具有持续负向影响,在短期内能够显著缩小城乡医疗差距,但长期内该作用效果逐渐降低直至消失。由图2(d)可知,城乡教育差距对来自社会保障支出的冲击表现为显著的负向响应,给城乡教育差距一个标准差的冲击,城乡教育差距会立即产生强烈的负向响应,并于第1期达到最大,随后逐渐衰减,在第4期接近于0,此后围绕0波动。由此可以看出,增加社会保障支出,在短期内会降低城乡教育差距,但长期来看,社会保障支出的作用效果边际递减,负向影响逐渐减少直至消失。上述分析表明,社会保障支出能够缩小城乡收入、消费、医疗与教育差距,再次验证了假说H1与假说H2。

(三)稳健性检验

为保证上文所得结论具有稳健性,进一步选取多维城乡差距的均值(mean)、多维城乡差距的90分位数与10分位数之差(q90-q10)及多维城乡差距的90分位数与10分位数之比(q90/q10)分别构建再中心化影响函数,并采用RIF回归检验社会保障支出对整体多维城乡差距的影响,因篇幅限制,回归结果略去。RIF回归结果显示,社会保障支出的回归系数均显著为负,表明增加社会保障支出,能够显著降低城乡收入、消费、医疗与教育差距较高的省份数量,与此同时城乡差距较小的省份数量相应增多,省份之间的差异逐渐缩小,以实现缩小中国整体城乡差距的目的。上述结果证明了本文所得结论具有一定的稳健性。

(一)作用路径分析

上述分析已经证实了社会保障支出能够缩小多维城乡差距,为探究城乡收入差距在社会保障支出与城乡消费、医疗与教育差距中是否起到桥梁作用,本文参考温忠麟等提出的中介效应检验方法[27],构建以下模型:

Yit=β0+β1Socit+β2Zit+μit

(8)

Gap_incit=α0+α1Socit+α2Zit+μit

(9)

Yit=φ0+φ1Socit+φ2Gap_incit+φ3Zit+μit

(10)

其中,Y为被解释变量,分别表示城乡消费差距(Gap_con)、城乡医疗差距(Gap_med)、城乡教育差距(Gap_edu);Zit为控制变量;μit为随机扰动项。根据温忠麟等的方法,当β1、α1、φ2均显著时,表明存在中介效应。另外,确定中介效应存在后,若φ1不显著,则表明存在完全的中介效应,否则为部分中介效应。具体检验结果如表2所示。

表2 中介效应检验结果

由表2模型(5)至(7)可知,在模型(6)证实了社会保障支出对城乡消费差距具有负向影响的基础上,模型(5)中社会保障支出的回归系数显著为负,验证了社会保障支出能够缩小城乡收入差距。最后,再将城乡收入差距这一中介变量放回社会保障支出对城乡消费差距的回归方程中,通过观察核心解释变量的系数值大小与显著性的变化可以得知,模型(7)中社会保障支出的回归系数显著为负,且相比模型(6)有所下降,表明城乡收入差距是社会保障支出促进缩小城乡消费差距的作用路径,增加社会保障支出不仅能够直接缩小城乡消费差距,并且还能够通过缩小城乡收入差距进一步缩小城乡消费差距。社会保障支出能够增加农村居民实际收入,调节城乡居民收入差距,而农村居民具有较高的边际消费倾向和支出弹性系数,农村居民因收入水平的提高而引起对消费品的消费增长大于城镇居民,从而间接缩小城乡消费差距。

在上文证实社会保障支出能够缩小城乡收入差距的基础上,进一步分析模型(8)与模型(9)发现,社会保障支出能够缩小城乡医疗差距,并且模型(9)中社会保障支出的回归系数小于模型(8)中社会保障支出的回归系数,这一结果表明社会保障支出不仅能够直接缩小城乡医疗差距,而且还能够通过缩小城乡收入差距间接缩小城乡医疗差距。采取同样的方法分析模型(5)、模型(10)与模型(11)能够发现,社会保障支出不仅能够直接缩小城乡教育差距,而且还能够通过缩小城乡收入差距间接缩小城乡教育差距。上述结果表明所选取的城乡收入差距这一中介变量为部分中介,符合理论预期,验证了假说H3。

(二)基于RIF回归的区域异质性分析

本文进一步将样本分为东、中、西三个地区,并以东部地区为基准,将位于东部地区的省份赋值为0,并称其为组别0;反之,将位于中西部地区的省份赋值为1,并称之为组别1,最终得到区域虚拟变量(Gro),进一步构造每个组别的再中心化影响函数,本文所选取的再中心化影响函数分别为10%、25%、50%、75%与90%分位数,进而基于两个组别再中心化影响函数,构建分组RIF回归模型并进行估计,其中模型中的被解释变量由两个组别中再中心化影响函数组成,反映了两个组别再中心化影响函数的差异,以此来衡量中国东部与中西部地区间不同初始程度多维城乡差距的差异程度,以及社会保障支出对这种差异的异质性影响,回归结果如表3至表6所示。

表3 城乡收入差距的区域异质性分析

表4 城乡消费差距的区域异质性分析

由表3模型(12)至模型(16)可知,在10%～25%的低分位数点,区域虚拟变量与社会保障支出的回归系数并不显著,但随着分位数点的升高,区域虚拟变量与社会保障支出的回归系数绝对值逐渐变大并且显著性逐渐增强。通过观察二者回归系数的符号及显著性可以得知,在低分位数点中国中西部地区与东部地区城乡收入差距的差异不明显,但当分位数点跨越低水平达到中等水平以上时,两地区城乡收入差距呈现显著差异,中西部地区城乡收入差距显著高于东部地区,并且随着分位数点的升高,两地区城乡收入差距的不平衡现象进一步加剧,这一结果表明城乡收入差距存在“玻璃天花板效应”;社会保障支出能够显著缓解这种不平衡状况,并且在高分位数点,社会保障支出对于减缓两地区城乡收入差距的不平衡状况的作用效果更强,进一步说明社会保障支出能够有效缓解城乡收入差距的“玻璃天花板效应”。表4模型(17)至模型(21)汇报了城乡消费差距的区域异质性分析结果。观察可知,区域虚拟变量与社会保障支出回归系数的变化过程与上文城乡收入差距的异质性分析较为类似,此处不再赘述。结果表明,在中高分位数点,中国中西部地区城乡消费差距显著高于中国东部地区,而社会保障支出可以显著缓解这种不平衡状况。进一步分析可知城乡消费差距存在“玻璃天花板效应”,而社会保障支出能够有效缓解城乡消费差距“玻璃天花板效应”。

表5 城乡医疗差距的区域异质性分析

表6 城乡教育差距的区域异质性分析

由表5模型(22)至模型(26)可知,社会保障支出的回归系数为负,区域虚拟变量的回归系数为正。随着分位数点的升高,区域虚拟变量的回归系数在低分位数水平有少许波动,但总体呈上升趋势,社会保障支出的回归系数绝对值逐渐升高且显著性逐渐增强。这一结果表明,中国中西部地区与东部地区城乡医疗差距存在显著的差异,中西部地区城乡医疗差距高于中国东部地区。虽然两地区城乡医疗差距的不平衡状况在25%的低分位数点有所回落,但当分位数点跨越低水平达到中等水平以上时,随着分位数点的升高,两地区中高度城乡医疗差距的不平衡现象更为严重,说明城乡医疗差距存在“玻璃天花板效应”。社会保障支出能够显著缓解两地区城乡医疗差距的不平衡状况,且在高分位数点社会保障支出对于减缓两地区城乡医疗差距的不平衡状况作用效果更强,进一步说明社会保障支出能够有效缓解城乡医疗差距的“玻璃天花板效应”。由表6模型(27)至模型(31)同样能够说明,在10%的低分位数水平中西部地区与东部地区城乡教育差距的不平衡状况不明显,而在中高分位数点中西部地区与东部地区城乡教育差距存在显著的差异,中国城乡教育差距存在“玻璃天花板效应”。社会保障支出能够显著缓解两地区城乡教育差距的不平衡状况,并且在高分位数点,其作用效果相对更强,表明社会保障支出能够有效缓解城乡教育差距“玻璃天花板效应”。通过分析表3至表6发现,中国中西部与东部地区多维城乡差距存在明显不平衡状况,而社会保障支出能够显著缓解这种不平衡状况,验证了假说H4。

(一)结论

当前中国已进入新发展阶段,深入分析社会保障支出对多维城乡差距的影响,有助于解决发展不平衡不充分问题,助力推动全体人民共同富裕。基于此,本文采用PVAR模型、RIF回归等方法,分析社会保障支出对多维城乡差距的长期动态影响及其作用路径,并基于区域异质性视角,讨论中国中西部与东部地区多维城乡差距的不平衡状况,进一步考察社会保障支出对这一状况的影响,研究得到以下结论:第一,多维城乡差距具有循环积累效应。在研究期内,短期内前期多维城乡差距会进一步扩大当期多维城乡差距,多维城乡差距具有循环积累效应的典型特征。第二,社会保障支出对多维城乡差距具有持续负向影响。具体来看,在短期内社会保障支出能够显著缩小多维城乡差距,但随着时间推移该作用边际递减直至消失。另外,进一步研究发现社会保障支出不仅能够直接缩小城乡消费、医疗与教育差距,也可以通过城乡收入差距这一中介渠道间接缩小城乡消费、医疗与教育差距。第三,区域异质性检验发现,中国中西部地区与东部地区的多维城乡差距存在不平衡现象。在中高分位数点,中西部地区多维城乡差距显著高于东部地区;随着分位数点的升高,两地区多维城乡差距的不平衡状况进一步加剧,即多维城乡差距存在“玻璃天花板效应”。社会保障支出能够有效减缓两区域多维城乡差距的不平衡现象,并且在高分位数点的作用效果更强,说明社会保障支出有助于缓解多维城乡差距的“玻璃天花板效应”。

(二)对策建议

为更有效发挥社会保障的收入分配作用,缩小城乡差距,推动实现全体人民共同富裕,提出以下对策和建议:

首先,研究结果表明社会保障支出作为再分配工具,能够有效抑制多维城乡差距的扩大,为此建议政府相关部门重视提升城乡居民社会保障水平,建立与中国经济发展特点及城乡居民不同保障需求相适应的社会保障支出增长机制,合理提高社会保障支出在政府财政支出中的比例,不断提高中国社会保障支出水平,充分发挥其在新发展阶段的再分配功能。

其次,推进实现共同富裕须以缩小城乡收入差距为着力点,进一步优化社会保障支出结构,调节城乡之间的生活质量差距,逐步缩小城乡消费、医疗与教育差距。建议相关部门拓宽农民增收渠道,增加农民工资性收入比重,鼓励农民创新创业,促进农村剩余劳动力在城乡间的无障碍流动,提高农村家庭兼业收入所占比重及对农民增收的贡献率。

最后,建议政府相关部门进一步加大对农村社会保障事业的财政投入力度,提升中国社会保障事业的公平性。合理调整社会保障支出在区域之间、城乡之间的分配比例,扭转社会保障支出城市偏好性局面,建立城市反哺农村的社会保障有效机制,发挥城市对偏远农村地区的辐射带动作用,不断缩小其在城乡、地区与群体之间的差距与不公平,促进社会保障支出更好地发挥收入分配的调节器功能。

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