社會保障創源與供給側結構性改革*
——基于中國式現代化視角

□王胤添 米紅 李建琴

內容提要 社會保障創源是指社會保障“量”“置”間的結構性調整。它對于推進供給側結構性改革具有重要的理論意義及實踐價值。鑒于供給側改革實施目的與共同富裕戰略目標的一致性，本文在研究社會保障政府財政責任，公共財政活動規模與供給側產業結構及收入分配領域之間動態關系的基礎上，發現了社會保障創源對供給側存在正向溢出效應。這意味著社會保障不但能夠影響需求端，還能夠有效作用到供給端。這就為社會保障提升至國家治理的高度奠定了學理基礎。此外，文章還在社會保障創源理論框架下，凝練了不同組別省級單位增強社會保障創源動力推進供給側改革的總體方案，并提出了相關的政策建議。

一、引言

康德拉季耶夫周期（簡稱康波周期）是指發達的商品經濟中的重要經濟變量會呈現40-60 年為周期的重復波動，并涉及包括經濟在內的社會結構等諸多范式調整的經濟周期（胡志浩等，2019）。鑒于康波周期對研究宏觀經濟波動的重要參考價值，本文在對自第一次工業革命以來所歷經的四次康波周期規律研究的基礎上認為：20 世紀70年代末至80 年代初以通訊信息技術為標志的技術革命是第五次康波周期的起點；2004-2006 年是本次康波周期的見頂期；2007 年美國次貸危機的爆發標志著本次康波周期正式邁入了衰退期；2015-2019 年是本次康波周期由衰退步入蕭條的轉換期；2020 年新冠肺炎疫情對世界經濟的沖擊標志著康波周期正式進入了蕭條期。本次康波的蕭條期大概率會持續至2030 年左右。如此，將對身處全球供應鏈、產業鏈、價值鏈內的中國造成不可避免的沖擊。

如果康波周期的轉換是必然中偶然事件沖擊的結果，那么中國人口老齡化則是純粹意義上的必然事件。第七次全國人口普查數據顯示，截至2020 年末，我國60 歲及以上人口為26402 萬人，占總人口數的18.73%，老年人口撫養比達到29.59%。考慮到未來一段時間我國處于生育旺盛階段（20-34 歲）育齡婦女絕對人口數量和生育率的下降趨勢，以及上世紀60 年代后生育高峰下的人口將逐漸步入老齡階段，這將導致勞動年齡段人口絕對數量及占總人口的比例下降，而老年人口撫養比將會不斷升高。這一趨勢可以從圖2 看出。

圖1 中國經濟與康波衰退蕭條期

圖2 2020-2032 年中國人口老齡化的進程

現有的研究發現，人口老齡化會降低勞動參與率、沖擊傳統的工業化組織形態、對技術創新產生消極影響、降低資本收益，不利于資本積累（周祝平等，2016；陳東升，2020；楊華磊等，2020；何育靜等，2020）。陸旸等（2014）更是指出中國正在經歷的人口年齡結構轉變，將使得中國經濟至2050年的潛在增長率呈階梯狀下降之勢。當然，上述研究結論是未將經濟周期納入分析框架的結果。如果考慮到康波蕭條期因素的疊加，中國經濟發展面臨的下行壓力和挑戰將是空前的。這是因為從歷史的角度來看，無論對于中國還是世界，但凡康波周期步入蕭條期，都是社會矛盾迭代的高發期。例如，著名的1929—1933 年資本主義世界的經濟危機，正是處于第三次康波周期中的蕭條期。

對中國來說，2020-2032 年將是典型的風險與不確定性事件匯集迭代的時期。在這一時期，債務水平、收入差距、資源誤配、供需結構性矛盾、金融業與實體經濟的關系，財政與貨幣政策的協調性問題及國際貿易及金融摩擦等（馬建堂，2019），會使得舊的經濟社會關系不斷加速破裂，同時市場機制與社會機制之間 “相互嵌入的雙向運動（double movement）”（Polanyi，2001）不斷強化，從而導致相對弱勢群體處境惡化。有鑒于此，我們就需要通過社會保障的風險管理功能所衍生的確定性來對沖特殊時期的不確定性。舉例來說，在“大蕭條”時期，正是羅斯福政府的一系列社會救助措施及社會保障制度的確立，才使得美國成功地走出了那場危機。從此，社會保障以其對收入分配的影響效果，被西方國家普遍視為一種重要的危機管理機制（鐘仁耀，2002）。

隨著學界對于社會保障認識的深化，社會保障的功能也實現了延拓，其中一類頗具代表性的觀點認為：社會保障是一種能夠增加人力資本積累，激發企業家精神，促進經濟增長，提高國民收入和國家在世界市場競爭力的公共投資（張盈華等，2008；孫早等，2019；葛翔宇等，2015；克勞斯·彼得森等，2019），而非簡單的福利消費（韓鳳芹等，2019）和無效率損失（Saez，2019）。這些研究成果使得我們認識到社會保障能夠對供給側施加影響，從而有益于熨平經濟周期及對沖不利的人口轉變——對社會保障功能的認知由危機管理層面上升到了對宏觀社會和經濟發展的治理層面。基于此，在風險與不確定性匯集的時期，全民共享的社會保障體系理應成為國家治理體系的重要組成部分。而我們則可以通過優化現有的社會保障制度體系，對那些重大結構性失衡和多年累積的體制機制問題施加積極的影響。

2020 年初以來新冠疫情的巨大沖擊使得世界經濟快速滑入康波蕭條期，疊加人口老齡化的提速，嚴重沖擊了我國財政活動這一最具“牛鼻子”意義的基本關系鏈條（高培勇，2019），使得政府不得不通過發債及其它提高杠桿率的手段來度過眼前的危機。疫情的反復與黑天鵝事件的影響，決定了自康波周期步入衰退期以來，政府財政赤字及債務規模的攀升態勢將無法在短期內改變（參見圖3）。公共財政鏈條所面對的壓力會影響依賴公共財政資金注入的有中國特色全民共享社會保障模式的可持續性，擾亂公眾對未來生活穩定性的預期。如果再疊加政府部門對自身在社會保障中責任定位不清問題的困擾，就容易導致全民共享的社會保障建設面臨著可能的“制度漂移”，而影響到政府對宏觀社會和經濟的治理效果。

圖3 2007-2020 年中國的財政赤字與債務發行

為了管理風險及應對不確定性，就需要我們基于“有限財政”及“有為政府”的理念，通盤思考社會保障資源與配置的科學性問題，從而化解由社會保障資源不足與配置不合理而衍生出的社會保障“城鄉”、“群體”，“項目”及“層次”等結構性問題（何文炯，2021），進而推進供給側改革，實現中國式現代化的戰略目標。

本研究擬解決的核心問題及貢獻主要體現在：（1）提出了社會保障創源的概念，分析了社會保障創源對供給側產業結構和收入分配領域的影響機理，為政府部門在康波蕭條及老齡化加速期深化供給側結構性改革提供了新的思路。（2）提出社會保障創源的動力來自于社會保障量與置占比的結構性變動，意味著社會保障頂層設計的制定和執行是形成社會保障創源動力進而推進供給側結構性改革的關鍵所在。這就為政策制定者將社會保障提升至國家治理的高度提供了重要的學理基礎。

二、概念的提出

通過對美國、德國及斯堪的納維亞等典型國家社會保障發展史的研究發現，社會保障領域資源不足與資源配置不合理始終伴生在各國社會保障改革探索的具體實踐之中。也就是說，社會保障領域存在不可回避的結構性問題。對此，本研究通過對各國社會保障發展中社會保障資源與配置問題的歸納與凝練，提出了社會保障創源的概念。

社會保障創源是指社會保障“量”“置”間的結構性調整。研究認為社會保障“量”“置”間結構性調整的過程形成了社會保障創源的原始動力。

理解社會保障創源的內涵，首先需要界定社會保障量值與置值的概念。“量”反映的是財政性社會保障支出規模，代表了公共財政對社會保障事業的支持力度，是衡量政府承擔社會保障責任的關鍵指標。社會保障量值是指財政性社會保障支出給覆蓋人群帶來的總效用。“置”是指在社會保障系統中各項制度是否科學合理體現效率性，各制度安排之間是否相互協調和匹配，以使整個系統能夠發揮最大的功效。社會保障置值特指現有的社會保障制度安排給覆蓋人群所帶來的總效用。由于社會保障量占比與社會保障置占比之和為1 單位，因此需要打破量占比和置占比值的相對穩態，才能形成社會保障創源的原始動力，進而對供給端帶來溢出效應。

為了能夠理解社會保障創源的內涵，需要引入應得原則、需求原則及平等原則這三個社會成員評判社會資源分配的主要價值標準來劃分現代社會保障發展的階段。②

社會保障應得原則發展階段的鮮明特征是社會保障的基本保障部分建制中存在過度的市場化因子，使得社會保障內的相關制度安排不合理、不科學、不健全。社會保障制度覆蓋的人群范圍過窄——制度覆蓋下的人群明顯小于制度應覆蓋的人群。政府的財政性社會保障投入明顯不足。這造成了此階段社會保障量值與置值出現了“雙低”的現象。

社會保障需求原則發展階段分為三個時期：初期，社會保障制度改革初始階段。雖然社會保障受制度的立法欠缺、目標定位不清、權責配置失衡、互助共濟性不足等因素的制約，但政府部門逐漸認識到了自身應承擔的社會保障責任，從而會逐漸增加財政性社會保障支出。這使得社會保障量值逐漸提高，社會保障量值會明顯超過社會保障置值③。隨著社會保障制度改革以螺旋上升的進程推進，社會保障置值的增速提高，但其明顯小于量值的增速④，意味著社會保障置占比相對應得原則發展階段會逐漸下降——該階段社會保障量占比會大于置占比。當然，如果該階段政府財政性社會保障支出無法實現有效擴張且社會保障制度優化陷入停滯，那么社會保障創源會提前進入結構固化階段。中期⑤，隨著社會保障制度優化由于前期改革效應的下降而逐漸陷于停滯，這意味著社會保障置值將進入階段性穩態。此時，盡管政府財政性社會保障支出增加，但邊際效用遞減規律會逐漸作用到弱勢群體，而在保基本的要求下強勢群體的社會保障量值呈現降低的態勢，綜合來看，該階段社會保障量值也將逐漸進入穩態階段。此時，社會保障量占比仍大于置占比，社會保障創源將進入到結構固化階段。后期，伴隨著政府部門對社會保障制度優化的推動，社會保障置值會逐漸提高。盡管財政性社會保障支出增加，但在邊際效用遞減規律的作用下社會保障量值逐漸下降，社會保障創源擺脫了結構固化階段。社會保障量值與置值呈現趨近之勢，帶來了社會保障量置占比的趨同。這里需要說明的是，研究發現目前我國社會保障發展總體尚處于需求原則的初期階段。

當進入到社會保障平等原則發展階段時，對每個公民而言都享受同樣的社會保障權益，這意味著社會保障量值不會延續下降的趨勢，將會步入穩態階段。此時，若要提升覆蓋群體的滿意度只能通過改革不匹配的社會保障制度，以使相關制度安排與平等原則發展階段相適配。理論上，改革社會保障制度能夠實現總效用（量值與置值之和）曲線的整體上移，從而能夠克服邊際效用遞減規律的制約。這一階段，社會保障量值與置值呈現“雙高”的特征，社會保障置占比將大于量占比，且兩者差距將不斷拉大。

三、假設條件、變量選取與模型構建

社會保障創源對供給側的影響存在路徑依賴，這需要構建有效的仿真模型予以刻畫。為了保證研究模型估計結果的有效性，本文將通過構建第五次康波衰退期的仿真模型予以說明⑥。這是因為，在一輪康波周期中，經濟體在蕭條期與衰退期所面對的系統環境存在最大的共性。

（一）假設條件

假設1、截面單位相互獨立。

本文通過對第五次康波周期的分析，選取了從2007 年至2019 年康波衰退期31 個省級行政單位的面板數據進行分析，以期望得到一致估計的結果。研究將采用第一代面板單位根檢驗。這是因為，盡管第一代面板單位根檢驗存在假定截面單位相互獨立這樣較強的假定，但現有的研究成果已表明，第一代面板單位根檢驗方法能夠利用截面維度信息以構建檢驗統計量，進而提升了檢驗功效（楊子暉等，2015）。在本研究中，主要采用“同根-LLC”和“不同根-IPS”的第一代面板單位根檢驗方法，檢驗數據的平穩性問題。

假設2、當經濟發展進入康波衰退及蕭條期，金融規模對實體經濟發展的負向作用會逐漸顯著超過金融結構、金融效率對實體經濟發展的正向作用。

金融市場和實體經濟間的關系并非是簡單的線性模式，而是存在著較為復雜的互動影響關系。我們可以通過金融體系中的金融結構、金融效率和金融規模三個維度，來研究金融市場與實體經濟間的關系（周悅，2020）。通常在經濟發展不斷接近康波繁榮周期的頂峰時，由于實體經濟高速發展，意味著對金融需求過度膨脹，此時金融規模擴張對實體經濟發展的負向作用日益顯現。與此同時，隨著金融結構、金融效率的改進出現了邊際遞減，使得金融結構、金融效率對實體經濟發展的正向作用不斷下降。這種情況，隨著經濟發展進入康波衰退和蕭條階段而日益顯著。

（二）相關變量指標與數據來源的說明

黨的二十大報告明確指出，中國式現代化是中國共產黨領導的基于本國國情的社會主義現代化，是全體人民共同富裕的現代化。供給側結構性改革的根本目的在于提高社會生產力水平，落實好以人民為中心的發展思想。其與“富裕”和“共享”的中國式現代化戰略目標可謂一脈相承。可以說，供給側改革是實現中國式現代化的重要手段。供給側改革領域與共同富裕為目標的中國式現代化關系密切的當屬產業結構及收入分配結構領域。這是因為產業結構的調整直接作用于物質產品的積累，影響人民的富裕程度，而收入分配結構則直接關系到“共享”的水平。在經濟社會結構性巨變時代背景下社會保障功能及作用的延拓，使得政府發展社會保障實際上就是推動中國式現代化進程。此外，考慮到現代財政與供給側領域間存在的緊密互動影響關系，使得本文能夠凝練相關的指標，構建理論模型。

現有的研究認為，實體經濟是確保經濟體實現可持續發展的基礎，也是金融業態深化和財政政策激勵的基礎（張林，2016）。特別是在人類文明進入到工業文明以來，作為實體經濟最重要的組成部分，工業增長成為了推動區域可持續發展的內在動力（任建蘭，1998）。當然，實體經濟若要實現高質量發展也離不開金融體系的配合。但是，基于假設2，在康波衰退及蕭條期，金融體系與實體經濟發展的不適配矛盾會不斷放大。因此，在康波衰退及蕭條期，研究工業與金融業間的適配性（供給側產業結構調整范疇）問題就顯得尤為重要。這是因為工業與金融業間的適配性會影響政府的財政收入，從而影響財政總支出占國內（地區）生產總值的比重（公共財政活動規模），進而會影響到政府的財政性社會保障支出的水平（社會保障政府財政責任）。而財政性社會保障支出水平的高低會通過對城鄉居民可支配收入（供給側收入分配領域范疇）的影響，作用于人力資本的供給端及工業與金融業產品的需求端，形成對工業與金融業間結構性調整的閉環式互動影響。

鑒于上述分析，本研究將財政性社會保障支出廣度、財政支出深度、城鄉居民收入分配差異以及工業與金融業間的結構性調整這四個具有代表性的變量納入模型，以考察在康波衰退及人口年齡結構老化的過程中，社會保障政府財政責任、公共財政活動規模與供給側收入分配及產業結構調整的交互影響。參考相關資料，對納入模型的變量說明如下：

財政性社會保障支出廣度：用地方（全國）財政性社會保障支出占地方（全國）公共財政總支出的比例（RSSE）來表示。它說明了社會保障支出在政府財政總支出的結構性比例關系，反映了政府在現有社會保障體系建設中的財政責任定位，以及匯集財政資金用于社會保障支出的能力⑦。

財政支出深度：用地方（全國）公共財政總支出占地區（國內）生產總值的比重（RTFE）來表示，以反映公共財政的“有形之手”在社會經濟中的介入深度。財政支出深度值越大表明政府介入社會經濟活動越深，對社會經濟活動的影響越大，反之亦然。

城鄉居民收入分配差異：采用農村居民可支配收入與城鎮居民人均可支配收入之比（RRUDPI）來表示，以代表供給側分配結構的動態變化。Sicular 認為2007 年以前中國總體收入差距持續拉大的主要原因在于城鄉收入差距不平等的逐漸上升。雖然2008 年以來中國的城鄉之間收入差距在縮小，但是考慮到農村居民可依賴獲得收入的稟賦相對城市居民較為單一及中國社會保障體系仍存在鮮明的城鄉二元分割性，⑧這就使得城鄉居民收入的波動實際上處于不同的風險敞口之下。因此，在相當長的一段時期內，城鄉收入差距仍將是中國收入分配不平等的主要原因。

工業與金融業間的結構性調整：用工業增加值與金融業增加值的比率（RIFAV）表示，代表供給側產業結構的調整。在康波周期進入到衰退期后，現有技術帶來的邊際收益加速遞減，能夠推動邊際收益曲線右移的具有“顛覆性”的技術卻尚未出現。這會導致主要經濟體間的競爭從增量轉向存量的博弈。從社會財富積累的角度來看，工業是社會財富積累最重要的源泉，特別是自人類進入到工業時代以來，具有顛覆性意義的技術革命都發端于工業領域。金融業最重要的作用在于提高社會資源的配置效率，而非直接增加社會財富的存量，因此，需要優化金融體系的結構，提升效率服務以工業為代表的實體經濟。這意味著實現工業與金融業間結構的合理化是實現供給側改革的關鍵。

研究模型采用2007-2019 年中國31 個省級行政單位的面板數據進行分析，其數據來源于國家統計局數據庫。對相關變量指標的描述及統計分析詳見表1 和表2。

表1 相關變量指標的說明

表2 2007-2019 年主要指標的描述性統計分析

（三）模型的構建

研究采用面板向量自回歸（PVAR）模型。在多數情境下，作為非理論模型PVAR 技術分析的優勢是在利用VAR 方法將納入模型中的變量均視為內生變量，同時結合面板數據分析以控制不可觀測數據的個體異質性。本文結合經典的PVAR模型及研究目標，設定最優滯后為1 階的PVAR模型如下：

其中，Zi，t表示第i 個體截面在第t 期的內生變量，Zi，t=（RSSEi，t，RTFEi，t，RRUDPIi，t，RIFAVi，t）T；fi變量代表固定效應形式所反映各個截面個體的差異性；γt代表時間效應的列向量；εi，t為隨機誤差項；∏0和∏1為常數項和滯后內生變量的估計參數。

四、實證研究與機理分析

研究將采用上一單元構建的PVAR 模型，通過GMM 估計、脈沖響應及預測誤差變異數的三個維度來進行實證分析。但在建模之前，需要對面板數據進行平穩性檢驗及對模型進行穩定性檢驗。

（一）面板數據平穩性及模型穩定性檢驗

為避免產生偽回歸的現象，本研究將同時采用LLC 檢驗及IPS 檢驗方法對面板數據中的相關指標進行平穩性檢驗。相關結果詳見表3。同時為了確保模型估計的準確性，本研究亦對模型進行了穩定性檢驗。模型的特征根的絕對值都落入單位圓內——模值分別為0.898093，0.898093，0.802677和0.802677，這表明模型是穩定的。

表3 面板數據單位根檢驗

（二）動態面板GMM 估計

根據AIC，BIC 和HQIC 準則，確定模型的滯后階數為1，也就是說模型的解釋變量都包括被解釋變量的一階滯后項。有鑒于此，本文采用廣義矩估計方法（GMM）對三個模型的參數進行估計，以控制個體效應及內生性問題。相關結果詳見表4。

表4 四變量的PVAR 模型

（三）脈沖響應

本文通過Cholesky 分解得到正交沖擊反應函數，考慮到Cholesky 分解與變量的排序有關，故需要遵循外生性規則（Love，2006）。變量排序為RIFAV、RTFE，RSSE 和RRUDPI。通過Monte-Carlo模擬500 次得到標準誤差和置信區間，其中，中間的曲線是由Cholesky 分解的正交IRF 點估計值所做，上下兩側曲線代表95%的置信區間邊界，橫軸代表滯后期數⑨。

圖4 左起第一列顯示了，當工業與金融業間的結構性調整受到正交單位沖擊后，模型內相關變量的反應，可以看出：（1）財政支出深度從當前至考察期末存在顯著的負向脈沖響應；（2）財政性社會保障支出廣度從當期至第四期存在顯著的負向脈沖響應；（3）城鄉居民收入分配差異僅在第一期存在顯著的負向脈沖響應。結合GMM 的估計值，可以得出，在正交單位沖擊之下，工業增加值較金融業增加值占比的提高能夠降低政府對經濟社會的介入深度，有益于推進服務型政府建設。此外，雖然在正交單位沖擊下，城鄉居民收入分配差異在第一期的脈沖響應為-0.0014，但是這種負向作用很小，且在考察期內的其他時期負向的脈沖響應不具有統計學意義，故可以認為工業增加值較金融業增加值占比的提高，對城鄉居民收入分配的負面影響可以忽略不計。

圖4 全樣本四變量沖擊反應

圖4 左起第三列刻畫了，當財政性社會保障支出廣度受到正交單位沖擊后，模型內相關變量的反應，可以看到：（1）工業與金融業間的結構性調整從第一期至考察期末存在顯著的正向脈沖響應。這一脈沖響應值從第一期的0.2179 遞增至第六期的0.5841，而后從第五期的峰值遞減至第十期的0.4787。（2）城鄉居民收入分配差異從當期至考察期末存在顯著的負向脈沖響應。這一脈沖響應值從當期的-0.0017 遞減至第六期的-0.004，而后從第六期的谷值遞增至第十期的-0.0034。結合前面的GMM 估計結果表明，政府在現有社會保障體系建設中的財政責任的提高，對供給側產業結構的合理化進程帶來了較強的正向外部溢出效應，而對供給側收入分配帶來了偏弱的負向外部溢出效應。

（四）預測誤差變異數分析

在GMM 估計和脈沖響應函數分析的基礎上，分別對上述模型進行10 期的預測誤差變異數分析。這主要是為了利用預測誤差變異數呈現出變量之間變動的貢獻度。經過500 次Monte-Carlo模擬后，得到結果如表5 所示。

表5 變量的預測誤差變異數

1.對于工業與金融業間的結構性調整而言，在考察期內，盡管財政支出深度和財政性社會保障支出廣度對工業與金融業間的結構性調整變動的貢獻度均呈現出上升的趨勢，但是財政性社會保障支出廣度對金融業間的結構性調整變動貢獻度的增長率要明顯高于財政支出深度。這說明財政支出如果能夠實現結構的優化，將能夠促進供給側的產業結構調整。進一步來說，實現財政性社會保障支出效率、結構及規模的優化無疑會推進供給側的改革。

2.對于財政支出深度而言，對財政支出深度變動貢獻率，排在第二位的是工業與金融業間的結構性調整，其從第1 期的7.4%增至第10 期的26.9%。這表明工業與金融業間的結構性調整對政府介入社會經濟管理深度的解釋力逐漸增強，長期效應明顯。雖然財政性社會保障支出廣度和城 鄉居民收入分配差異對財政支出深度變動的貢獻率在考察期內有所增強，但解釋力偏低。實際上，在第10 期，城鄉居民收入分配差異對財政支出深度變動的貢獻率還要高出財政性社會保障支出廣度8.1%。這也意味著政府沒有承擔起自身在社會保障中的財政責任。我國經濟社會發展亦呈現出重經濟發展、輕收入分配的顯著特征。

3.對財政性社會保障支出廣度而言，其變化解釋力的第二大因素是工業與金融業間結構性調整——從第1 期的7.7%上升至第10 期的20.7%。而同期的財政支出深度解釋力甚微，城鄉居民收入分配差異幾乎沒有解釋力。可見，政府所承擔的社會保障財政責任的變動更依賴于供給側產業結構的調整。這實際上與地方政府“抓住經濟發展主動權”的特征（曹正漢，2009）相吻合。

4.對城鄉居民收入分配差異而言，盡管在考察期內自身變化的貢獻率有所下降，但在第10 期仍高達71.7%。與此同時，財政性社會保障支出廣度的貢獻率則提高較快至21.1%，而工業與金融業間結構性調整與財政支出深度的貢獻率均未超過4%。結合脈沖響應的結果可以得出，目前政府在社會保障中財政責任定位的城鄉選擇偏好是導致城鄉居民可支配收入差距擴大的一個重要原因。

（五）社會保障創源對供給側的影響機理

實證部分的研究結果顯示，財政性社會保障支出廣度的提升帶給供給側產業結構調整較強的正向外部溢出效應，對供給側收入分配領域則帶來了偏弱的負向外部溢出效應。這種外部溢出效應的根源正是來自相應的正交單位沖擊。實際上，此正交單位正是社會保障創源在模型中的數學表達。下面，在本研究的背景下，闡述社會保障創源對供給側的產業結構及收入分配領域的影響機理。

對供給側產業結構的強正向溢出效應：社會保障量值提高主導了社會保障量置占比的結構性變動，形成了創源的動力。在其沖擊下，財政性社會保障支出廣度實現了提升。在這一過程中，置值也在逐漸提高。意味著在財政性社會保障支出呈現出剛性的表象之下，支出的效率得以提高，支出結構得以優化，同時階段性的社會保障結構性矛盾得以緩解。這無疑會增強社會保障對人力資本的涵養和促進功能，助推廠商緩解供需兩端結構性矛盾而提高技術創新投入的力度，此時工業領域勞動生產率的提升幅度會超過金融領域，推進了供給端新的升級，使得產業間的結構性矛盾在一個經濟景氣周期的時間跨度內得以不斷緩解。但是，社會保障與經濟市場不適配的結構性矛盾（以收入分配為典型）仍會隨著時間的推移而加劇，這正是社會保障創源對供給側產業結構的影響在一個經濟景氣周期時間跨度的中后期呈現逐漸減弱態勢的原因所在。

對供給側收入分配領域的弱負向溢出效應：與上述相同，社會保障量置占比的結構性變動形成了創源的動力。在其沖擊下，財政性社會保障支出廣度實現了提升，但是這種提升卻由于社會保障制度的缺陷對不同群體存在選擇性偏好。這意味著財政性社會保障支出對于能夠帶來較高邊際改善個體的瞄準度較低，而對特定群體保障過度，實際上帶來了整體福利的凈損失。再疊加社會保障制度優化的相對滯后——互助共濟機制沒有有效嵌入社會保障特定子項目，帶來政府責任界定不清所引致社會保障“制度漂移”，導致社會預期不穩反噬市場體系，從而帶來了大量的無效率損失。這種疊加效應會對我國供給側分配領域帶來弱負向溢出效應。

從本研究的理論模型來看，社會保障創源對供給側的溢出效應取決于其對供給側產業結構和收入分配領域溢出效應之和。結果顯示，社會保障創源對供給側存在正向溢出效應。

五、現實應用

第二部分對社會保障發展階段的解讀，展示了現代社會保障的發展路徑。顯然，我國31 個省級單位的社會保障創源的結構遠在量占比小于置占比的時點到來之前。由于估計社會保障置值相對困難，從社會保障量置占比的公式來看，估計社會保障量占比就顯得尤為重要。理論上，財政性社會保障密度值決定了社會保障量值的均值水平。

根據課題組的研究發現：低分組省級單位主要處于社會保障需求原則發展的初期階段；高分組的省級單位比起低分組更趨近社會保障需求原則發展的中期階段。其中北京和上海的社會保障發展更為接近需求原則發展的中期階段。

對低分組的省級單位來說，社會保障量值提高的余地相對較大；對于高分組的省級單位來說，它們中部分省級單位的財政性社會保障密度值已經很高，這意味著量值提高的余地相對較小，需要提升社會保障置值實現覆蓋人群福利的帕累托改進。當然，對于這兩個組別的省級單位來說，增強社會保障創源動力，還需要考察自身在需求原則發展階段所處的位置、經濟市場化水平、政府介入社會經濟活動的潛力以及匯集財政資金用于社會保障支出的能力，做出研判。

本部分將具象化現實應用模塊，在財政性社會保障密度不同分組的基礎上，使用類平均聚類分析法，將2007-2019 年財政性社會保障支出廣度，財政支出深度及市場化指數的平均值納入分析框架⑩，得到聚類分析圖5 和圖6；以2007-2019年各省級單位的RSSE 的平均值為縱坐標，以RTFE 的平均值為橫坐標繪制散點圖7?。下面，本文就康波蕭條期不同地區如何激發社會保障創源動力，推動供給側改革做出簡要說明。

圖5 財政性社會保障密度低情境的各省分組

圖6 財政性社會保障密度高情境的各省分組

圖7 2007-2019 年按RSSE 與RTFE 平均值劃分的各省級單位分布

表6 根據2007-2019 年不同省級單位財政性社會保障密度平均值進行分組 單位：元

（一）財政性社會保障密度低分組下的省級單位

1.廣東、江蘇、浙江、福建和山東

廣東、江蘇、浙江和福建都位于按RSSE 與RTFE 指標劃分的第三象限內，且它們的這兩項指標值均低于全國水平。這就意味著，在康波蕭條期，四省可以通過突破現有的財政支出約束及改變現有的財政支出結構增加財政性社會保障支出規模，推動社會保障量占比的提升，形成社會保障創源的動力。對于山東來說，其位于按RSSE 與RTFE 指標劃分的第二象限內。雖然其RTFE 指標顯著低于全國水平，但是RSSE 指標卻高于全國水平。故其為形成社會保障創源的動力，可以通過突破現有的財政支出約束，但非特殊情況不宜改變現有的財政支出結構來增加財政性社會保障支出規模。需要說明的是，五省需在推動經濟市場化改革的同時?，提升社會保障制度安排與市場經濟的機制耦合水平——應特別關注收入分配領域的改革，實現社會保障創源對供給側的有效沖擊。

2.貴州

該省位于按RSSE 與RTFE 指標劃分的第一象限內。其特點是，與同組內其它省級單位相比，其財政支出深度值明顯高于全國水平。這說明貴州若希望提高社會保障量占比，需要高度重視財政支出結構的調整——將財政支出盡快從無效率和低效率的領域轉移至社會保障領域，而不要突破現有的財政支出約束。此外，考慮到貴州的市場化水平相對較低，貴州需要高度重視推進“從下至上”的經濟市場化改革，強化社會保障政府責任，降低社會保障與市場機制間不必要的摩擦成本。

3.組內其它省級單位

安徽、湖北、河南、湖南、江西、廣西和河北位于按RSSE 與RTFE 指標劃分的第二象限內。雖然四川位于第一象限，但已經非常趨近第二象限。顯然，這八個省份的共性在于財政性社會保障支出廣度均高于全國水平。同時，財政支出深度（除四川外）都低于全國水平。這意味著這些省級單位要實現社會保障量占比的提升，就需要突破現有的財政支出預算約束，非必要不宜改變現有的財政支出結構。此外，在社會保障制度的優化中，組內各省尤其要注意合理地界定政府的社會保障財政責任。域內省份都要注重經濟市場化改革與收入分配改革的聯動性。

（二）財政性社會保障密度高分組下的省級單位

1.上海、天津、北京、重慶和遼寧

上海和天津位于按RSSE 與RTFE 指標劃分的第三象限，而北京、重慶和遼寧位于第二象限。對于天津、重慶和遼寧來說，它們的財政性社會保障密度值已經偏高，這就意味著它們的社會保障量占比提升空間相對有限。對于北京和上海來說，其財政性社會保障密度值已經很高，這意味著盲目提升社會保障量占比是不經濟的。其中，遼寧的RSSE 值遠高于全國水平，財政對社會保障的過度傾斜必然導致其他關鍵領域的支出受限，不利經濟社會的可持續發展。此外，該分組下要素市場化與收入分配改革的滯后，使得社會保障創源對供給側正效應偏弱。因此，五地需要實現要素市場化的同時，高度重視收入分配領域的改革，以實現社會保障與經濟市場化改革的機制耦合，增強創源對供給側的正向溢出效應。

2.西藏

西藏位于按RSSE 與RTFE 指標劃分的第四象限。它在考察期內財政支出深度平均值高達1.197——遠超全國水平。這意味著西藏地區財政收入的主要來源并非來自本地的經濟系統，而是依賴中央財政的轉移支付。考慮到康波蕭條期會影響中央財政收入的增長，因此西藏地區財政總支出擴張不具備可持續性。它只有通過地方財政支出的結構性調整——增大財政性社會保障支出占財政支出的比重，才能提升社會保障量占比。同時，西藏地區需要著重優化現有社會保障制度安排，以期實現社會保障置占比的提升，進而形成社會保障創源動力。另外，西藏地區的市場化指數在31 個省級單位中排名最后，因此需要特別重視經濟市場化改革。

3.組內的其它省級單位

對這些省級單位（除青海外）來說，社會保障量占比存在一定的提升空間，但需要通過財政支出結構改革或突破現有的財政支出約束才能實現?。顯然，這是低效的。有效的方式在于通過優化現有的社會保障制度，帶動財政性社會保障支出效率的提升，實現創源內部的結構性調整。當然，該組內絕大多數省級單位的市場化水平偏低，市場機制尚存明顯的缺陷，故應重點加強對市場機制內生性缺陷的修補，結合域內產業政策與人口政策，厘清社會保障中的政府責任，注重社會保障與市場機制的耦合，使得社會保障創源能夠對供給側施加長期顯著的積極影響。

六、政策建議

本研究為政府決策部門在內外矛盾逐漸凸顯的新階段下，實施供給側改革，化解可能發生的系統性風險，推進中國式現代化，提供了新的問題解決思路與方案。為了能夠有效增強社會保障創源動力，推進供給側改革，特提出以下四點政策建議：

（一）政府部門應優化財政支出的結構，優先考慮與民生保障相關的領域

從現實應用模塊可以看到，對多數的相關省級單位來說，政府部門可以通過提高財政性社會保障支出水平，實現社會保障量占比的提升，進而形成社會保障創源的動力。當然，提高財政性社會保障支出水平，需要各省級單位結合目前自身的財政支出深度和財政性社會保障支出廣度情況，做出最優的安排。

通常來說，如果自身的財政支出深度顯著大于全國水平，就說明增量式的財政支出擴張以帶動財政性社會保障支出擴張的潛力有限。此時，就需要考察財政性社會保障支出廣度的情況，如果顯著低于全國水平，就說明需要對財政支出結構進行調整，著重強化民生保障的支出。對于財政性社會保障支出廣度顯著高于全國水平的省級單位，就要在注意財政支出結構優化的同時注重財政性社會保障資金的使用效率；對于財政支出深度明顯低于全國水平的省級單位，可以考慮通過突破現有的財政支出預算約束，以增量式的財政支出擴張帶動財政性社會保障支出的擴張。需要指出的是，將有限的財政資金盡快從無效率和低效率的領域轉移到民生保障領域，對于在不確定性與風險疊加時期，形成社會保障創源的動力具有重要意義。

（二）社會保障頂層設計的制定與執行是形成社會保障創源動力的關鍵

雖然從理論上來講，我國的社會保障事業從早期主要面向城鎮居民的“專利”已發展到現在成為全體人民共享國家發展成果的基本制度保障（鄭功成，2019）。但是，從社會保障的發展階段來看，我國總體仍處于需求原則發展階段的初期，因此社會保障體系的構建不免存在一定的問題，突出表現是制度短板明顯、互助共濟不足、權責不清、子系統間邊界模糊、定位不明、銜接不暢等等。這就成為了各省級單位目前難以實現社會保障置占比提升，而只能依賴社會保障量值的提升來實現創源結構性變動的原因所在。但是，如果單純依靠財政性社會保障支出帶來的量值擴張，則會因相關配套制度建設滯后和邊際效用遞減規律的作用?，會帶來社會保障創源量占比趨于穩態，導致創源的動力難以形成。這就是說，涉及社會保障內部制度重構的頂層設計的制定與執行對于形成社會保障創源動力是十分重要的。

此外，考慮到不同省級單位的社會保障量與置結構性占比的不同，建議社會保障頂層設計應采用兩階段實施方案。具體來說，第一階段，如現實應用部分所述，采用聚類的辦法將社會保障創源量與置結構及相關指數相近的省級單位歸為一類，實施具有特色的大區域社會保障頂層設計方案；第二階段，當不同大區域間社會保障創源量與置結構及相關指數與全國水平的離差在可接受的范圍內時，實施全國社會保障頂層設計方案。其意義在于，減少新方案執行的阻力，實現覆蓋人群福利的帕累托改進，為社會保障創源動力的形成創造新條件。

（三）社會保障中政府責任的清晰界定是提升社會保障創源運作效率的充分條件

社會保障作為國家對不確定性及風險事件進行管控的基礎性制度安排，它通過政府責任所搭建的“橋梁”，實現不同收入的代際之間、群體之間和地區之間的互助共濟。但現實中政府責任的履行卻是“越位”、“缺位”與“錯位”并存?，使得社會保障的互助共濟功能打了很大的折扣。追溯問題的本源在于，政府對社會保障互助共濟定位不清。這就導致了政府對自身在公共性保障計劃中的責任定位產生了偏差——本應由政府承擔直接管理責任的領域，定位為較為中性的政府主導。而在強調效率、強調個體貢獻差異的補充性保障領域，政府責任卻又由外部監督實際上被動地升級為政府主導。理論上，互助共濟性才是社會保障的核心屬性。政府對其定位不清導致了在公共保障計劃中現收現付制與基金制混搭設計的出現。這種設計又使得政府對自身在社會保障中所應承擔責任的界定更加困難。

因此，政府要認識到互助共濟是公共性保障計劃的核心，而在強調個體差異的補充性保障計劃中要充分尊重市場的定價機制。這就明確了在社會保障頂層設計中公共性保障計劃更應強化現收現付制，補充性保障計劃則應強化基金制。只有認識到這一點，政府才能界定自身在社會保障中所應承擔的責任——在縱向上劃清政府與市場的邊界，在橫向上厘清中央與地方之間的責任邊界。只有社會保障中政府責任實現清晰的界定，才能使得有限的財政資金能夠精準定位目標人群，從而提高資金的使用效率，才能夠使得從無效率和低效率領域轉移過來的公共財政在社會保障領域發揮最大的效用，促進供需兩端的結構性升級，進而提升社會保障創源的運作效率。

（四）實現社會保障頂層設計與經濟市場化改革的機制耦合是提升社會保障創源運作效率的必要條件

社會保障的一個重要功能在于實行國民收入的再分配，從而縮小社會機體內的貧富差距，實現生產方式內在矛盾的緩解。但是，需要指出的是單靠社會保障不能實現收入分配的結果公平。其原因在于，現實中的市場經濟如果由于規則的不公正而導致市場機制不能充分地發揮作用，就會使得初次分配就存在嚴重的不公。這時如果社會將收入分配的結果公平都寄希望于社會保障，無疑會加重社會保障制度的“載荷”，而導致社會保障的收入再分配功能邊際效率加速遞減，從而難以實現收入分配的結果公平。

為了理解這一論點，我們需要從公平內涵的角度切入。通常來說，公平涉及三個層次：第一層次是社會本質層面的公平，又稱為起點公平；第二個層次是機會公平和過程公平；第三個層次是結果公平。從社會保障的建制理念來看，它強調公民獲得基本保障權益的平等性，以及對社會保障利益分配的正面價值評判。這就是說社會保障更側重的是公平內涵的第一和三層次。而從經濟學的視角來看，競爭性市場無疑更加側重于機會公平和過程公平。因此，實現社會保障制度與經濟市場化改革的機制耦合，理論上能夠達到福利經濟學所提及的收入分配結果公平，帶來公平與效率的均衡，從而推動社會加市場機體運轉的可持續。為此，我們需要在社會保障頂層設計中突出強調收入再分配機制與市場的供求機制、競爭機制、價格機制和風險機制的耦合，使政府力量與市場力量相互配合，確保社會保障創源能夠對供給側施加長期顯著的正向影響。

注釋：

①康波周期與太陽黑子活動周期有著緊密的聯系。

②應得原則是指人們的所得應與其貢獻投入等相一致，因投資或能力差異而導致的個體在報酬上的不平等是正當的；需求原則指的是分配首先應滿足人們的需要，緩解他們的困境。因此，資源分配應照顧最有需要的人（如病人、殘疾人、兒童等弱勢群體），即便是他們的貢獻比別人少；平等原則主張個體享有平等的政治和經濟機會，行使平等社會與公民權利，提倡排除人們在努力、天分和能力上的差異，從而使資源和機會在個體之間得到平等的分配。（黃健、鄧燕華：《制度的力量——中國社會保障制度建設與收入分配公平感的演化》，《中國社會科學》2021 第11 期。）

③社會保障置值的提高主要源于該時期制度安排較應得原則階段更為合理。

④對與社會保障量值來說，由于相對弱勢群體被逐漸納入了保障體系，政府的財政性社會保障支出，盡管對強勢群體的社會保障量值的提升有限，但是卻使得弱勢群體的社會保障量值實現了較大幅度的提升。綜合來看，社會保障量值實現了較大幅度的提升。

⑤中期的持續時間取決于政府相關部門能否有效推動社會保障制度優化。有效的優化措施甚至能夠使社會保障創源結構狀態跨越這一時期。

⑥2020 年由于新冠疫情影響，我國經濟系統受到嚴重沖擊，該年數據會影響模型估計的有效性，因此不將對應年份數據納入模型。

⑦政府必須在不同領域對財政資金進行合理配置才能實現其公共職能，因此政府財政在社會保障領域的支出占公共財政總支出的比例存在一個閾值。

⑧農村居民主要依賴勞動獲取收入，而城市居民可以通過勞動、資本和技術等獲取相應的收入。

⑨這里的滯后期數為10，是考慮到朱格拉周期（經濟景氣周期）約為10 年。

⑩數據來源于中國分省份市場化指數數據庫。訪問地址為：https://cmi.ssap.com.cn/

?以2007-2019 年全國財政性社會保障支出占財政總支出比重的平均值，及全國財政總支出占國內生產總值比例平均值作為分割線。

?浙江的經濟市場化模式總體而言是經過了民間的孕育過程，呈現出從下至上的變革，故而，在此模式下市場機制相對更加健全。

?多數省級單位政府債務杠桿率偏高，容易誘發系統性風險，因此不建議通過政府加杠桿來突破財政預算約束。

?例如我國家計調查制度建設明顯滯后，這就使得社會救助等社會保障子系統的瞄準度很低。

?“越位”是指政府在社會保障領域做了很多立法機構應該做的工作；“缺位”是指政府沒有能夠承擔本應履行的社會保障責任；“錯位”是指政府沒有能力履行自身應當承擔的社會保障責任。