[摘 要]利用2012年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，選取居民可支配年收入、是否擁有城市/農(nóng)村基本養(yǎng)老保險(xiǎn)、年齡、戶口類型、受教育年限、工作單位體制6項(xiàng)指標(biāo)，定量分析我國(guó)社會(huì)保障對(duì)居民消費(fèi)支出的影響，結(jié)果表明：各因素對(duì)居民消費(fèi)支出的影響不盡相同。其中，居民可支配收入對(duì)居民消費(fèi)支出存在著顯著的正向影響，是否有養(yǎng)老保險(xiǎn)則對(duì)居民消費(fèi)支出有著顯著的正效應(yīng)，年齡變量與居民消費(fèi)支出呈現(xiàn)倒U型關(guān)系，城市居民較農(nóng)村居民有著更高的消費(fèi)意愿，教育年限對(duì)居民消費(fèi)支出的影響顯著為正，就業(yè)于國(guó)有單位的居民較就業(yè)于非國(guó)有部門的居民有著更高的消費(fèi)意愿。因此，建議在繼續(xù)推進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)又好又快發(fā)展、促進(jìn)國(guó)民整體收入水平提高的同時(shí)，加大低收入階層保障力度，健全社會(huì)保障制度;加強(qiáng)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)資金管理，完善社會(huì)保障體系;促進(jìn)非公有制經(jīng)濟(jì)改革與發(fā)展，縮小不同群體社會(huì)保障的差距，推進(jìn)社會(huì)保障管理服務(wù)一體化改革。

　　[關(guān)鍵詞]商品與質(zhì)量雜志,社會(huì)保障,居民消費(fèi),非公經(jīng)濟(jì)

　　我國(guó)的社會(huì)保障相比西方社會(huì)而言起步較晚，但隨著社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制改革帶來居民風(fēng)險(xiǎn)的持續(xù)增加，探究社會(huì)保障對(duì)居民消費(fèi)的影響對(duì)實(shí)現(xiàn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)平衡健康增長(zhǎng)意義重大，社會(huì)保障對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)之影響的研究也日益成為研究重點(diǎn)，許多學(xué)者從多個(gè)角度展開研究，以探求兩者之間的相關(guān)程度，進(jìn)而找到提高居民消費(fèi)水平的途徑。這些研究大多為定性研究，并且選取宏觀角度研究的較多。其研究大致分為以下3個(gè)方面：一是社會(huì)保障對(duì)消費(fèi)的積極影響。陳樹文[1]從恩格爾系數(shù)、居民邊際消費(fèi)傾向和基尼系數(shù)的角度研究了社會(huì)保障對(duì)居民消費(fèi)的影響，認(rèn)為社會(huì)保障的收入分配作用能夠均衡不同個(gè)體和同一個(gè)體不同時(shí)期的消費(fèi)需求，有助于總需求的增長(zhǎng)。尹華北[2]從宏觀角度和微觀角度分別研究了農(nóng)村居民社會(huì)保障與消費(fèi)的關(guān)系。方匡南等[3]利用2006年的家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)研究了城鄉(xiāng)社會(huì)保障制度對(duì)居民消費(fèi)的影響及其差異，結(jié)果表明，有社會(huì)保障家庭的人均消費(fèi)支出要高于無社會(huì)保障家庭的人均消費(fèi)支出。二是社會(huì)保障對(duì)消費(fèi)的消極影響。謝文等[4]研究發(fā)現(xiàn)，無論是從長(zhǎng)期還是從短期來看，社會(huì)保障體系并沒有對(duì)處于低消費(fèi)層次的農(nóng)村居民的消費(fèi)起到正向效應(yīng)。三是社會(huì)保障對(duì)消費(fèi)的影響不確定。楊志明[5]選取我國(guó)各省市自治區(qū)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)與面板數(shù)據(jù)，分別采用協(xié)整方法和面板數(shù)據(jù)模型對(duì)其進(jìn)行研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在短期內(nèi)，社會(huì)保障對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生了擠出效應(yīng)，而在長(zhǎng)期均衡狀態(tài)下，則會(huì)產(chǎn)生促進(jìn)作用。筆者擬利用2012年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)(CGSS)的相關(guān)調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行定量分析，以考察社會(huì)保障對(duì)居民消費(fèi)的多種效應(yīng)，并據(jù)此提出促進(jìn)我國(guó)社會(huì)保障制度建設(shè)、提高居民收入的建議。

　　一、模型的建立

　　1.變量選取

　　根據(jù)西方經(jīng)典消費(fèi)理論，多種不同的因素共同影響著居民消費(fèi)支出，本文根據(jù)重要性、可得性和簡(jiǎn)潔性原則，選取以下變量進(jìn)行研究。

　　(1)收入因素。影響居民消費(fèi)支出的因素有很多，其中居民可支配收入具有決定性的作用。西方經(jīng)濟(jì)學(xué)中的“絕對(duì)收入假說”指出：在較短的一段時(shí)間內(nèi)，居民現(xiàn)期收入的多少?zèng)Q定了居民消費(fèi)支出的多少;收入提高的同時(shí)，消費(fèi)支出也會(huì)相應(yīng)地增加;消費(fèi)支出的增長(zhǎng)率低于收入的增長(zhǎng)率，居民的邊際消費(fèi)傾向隨著收入的增加而減少。

　　(2)社會(huì)保障因素。社會(huì)保障對(duì)居民消費(fèi)有多方面的影響，既有正面的收入增長(zhǎng)效應(yīng)、資產(chǎn)替代效應(yīng)，也有負(fù)面的消費(fèi)擠出效應(yīng)和引致退休效應(yīng)。從我國(guó)社會(huì)保障發(fā)展現(xiàn)狀來看，我國(guó)初步形成了以社會(huì)保險(xiǎn)為主、覆蓋城鄉(xiāng)居民的較為全面的社會(huì)保障體系。在各種社會(huì)保險(xiǎn)福利中，依據(jù)其對(duì)經(jīng)濟(jì)社會(huì)影響大小排序，養(yǎng)老保險(xiǎn)排在第一位，醫(yī)療保險(xiǎn)排在第二位。本文選取是否擁有城市/農(nóng)村基本養(yǎng)老保險(xiǎn)這個(gè)變量，來分析社會(huì)保障對(duì)居民消費(fèi)的作用。

　　(3)其他因素。除以上因素之外，居民年齡、性別、受教育年限、戶口性質(zhì)也不同程度地影響居民消費(fèi)支出。其中，根據(jù)生命周期理論，青年人和老年人具有比中年人更高的消費(fèi)傾向;居民的消費(fèi)支出隨著受教育年限的提高而逐步趨于理性，消費(fèi)支出更加穩(wěn)定;城鄉(xiāng)不同居民消費(fèi)受收入差距制約，也有著不同的邊際消費(fèi)傾向。

　　除此之外，本文引入單位體制變量。過去的研究更多的是關(guān)注城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)下，社會(huì)保障對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的不同作用。隨著我國(guó)社會(huì)保障城鄉(xiāng)統(tǒng)籌建設(shè)的逐步推進(jìn)，城鄉(xiāng)居民社會(huì)保障差距逐步縮小，但不同行業(yè)內(nèi)的人社會(huì)保障差距逐步拉大。與在非國(guó)有企事業(yè)單位工作的人相比，在國(guó)有企事業(yè)單位工作的人有著更為完善和規(guī)范的社會(huì)保障體系，其保障水平和保障力度遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于在非國(guó)有企事業(yè)單位就業(yè)者。因此，研究不同單位體制下社會(huì)保障對(duì)居民消費(fèi)的影響十分必要。具體指標(biāo)及變量說明見表1。

　　2.數(shù)據(jù)來源說明及處理

　　本文數(shù)據(jù)來源于2012年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)(CGSS)。本文根據(jù)研究目的，選取數(shù)據(jù)庫(kù)中有關(guān)居民消費(fèi)、收入、性別、年齡、教育、工作單位類型等數(shù)據(jù)進(jìn)行分析研究。

　　關(guān)于樣本的規(guī)模，剔除樣本中無回答和不適合考察的被訪問者樣本，本文共計(jì)選取樣本5 063個(gè)：1 665個(gè)在國(guó)有企事業(yè)單位工作的樣本，1 240 人有養(yǎng)老保險(xiǎn)，425人無養(yǎng)老保險(xiǎn);3 398個(gè)在非國(guó)有企事業(yè)單位工作的樣本，1 142有養(yǎng)老保險(xiǎn)，2 256 人無養(yǎng)老保險(xiǎn)。樣本比例與國(guó)家宏觀統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)比例一致，樣本代表性較好。

　　3.社會(huì)保障對(duì)居民消費(fèi)的影響分析

　　為了研究不同類型社會(huì)保障對(duì)居民消費(fèi)的影響，首先構(gòu)建如下居民消費(fèi)支出模型： 　　lnexp=β0+β1sec+β2lnincome+β3lnage+

　　β4lnage2+β5lndeu+β6hktype+β7warktype+ε

　　其中，因變量lnexp表示居民消費(fèi)支出的對(duì)數(shù)，lnincome表示居民收入水平的對(duì)數(shù);sec是虛擬變量，表示有無養(yǎng)老保險(xiǎn);lnage表示被訪者年齡的對(duì)數(shù)，lnage2表示年齡平方的對(duì)數(shù);lnedu表示被訪者受教育年限的對(duì)數(shù);hktype是虛擬變量，表示戶口為城鎮(zhèn)或是農(nóng)村;worktype是虛擬變量，表示被訪者工作單位類型。β0為模型的截距項(xiàng)，ε為服從正態(tài)分布的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

　　4.模型的擬合檢驗(yàn)

　　我們使用STATA軟件分析，分別估計(jì)了4個(gè)回歸模型，回歸結(jié)果見表2。

　　在回歸模型1中，我們僅加入了個(gè)人可支配收入變量，R2達(dá)到了0.714，模型擬合較好，說明個(gè)人可支配收入是決定居民消費(fèi)最為重要的變量。并且，在4個(gè)模型中，這個(gè)變量的系數(shù)值及顯著性變化的幅度較小，相當(dāng)穩(wěn)健。

　　在回歸模型2中，我們加入另外4個(gè)控制變量，

　　R2值上升到0.722，擬合優(yōu)度進(jìn)一步提升，模型擬合度較好。從經(jīng)濟(jì)計(jì)量上來說，年齡與消費(fèi)顯著負(fù)相關(guān)，教育水平與消費(fèi)顯著正相關(guān)，城市戶口、國(guó)有單位居民的消費(fèi)要顯著高于農(nóng)村戶口、在非國(guó)有部門就業(yè)居民的消費(fèi)水平。

　　在回歸模型3中，在控制了5個(gè)顯著影響居民消費(fèi)的變量的基礎(chǔ)上，我們重點(diǎn)考察居民有無社會(huì)保障(是否有養(yǎng)老保險(xiǎn))對(duì)居民消費(fèi)的影響。結(jié)果顯示，有養(yǎng)老保險(xiǎn)的居民的消費(fèi)水平要顯著高于沒有養(yǎng)老保險(xiǎn)的居民的消費(fèi)水平，說明人們?cè)跊]有養(yǎng)老的后顧之憂后，消費(fèi)的傾向更加強(qiáng)烈。模型的擬合優(yōu)度R2值仍是 0.722，沒有發(fā)生變動(dòng)。

　　在回歸模型4中，我們要檢驗(yàn)?zāi)挲g與消費(fèi)是否存在倒U型關(guān)系。結(jié)果顯示，年齡的二次項(xiàng)系數(shù)為-0.362，顯著性水平為1%，這說明倒U型關(guān)系存在。具體來說，年輕時(shí)隨著年齡增長(zhǎng)，消費(fèi)也隨之增長(zhǎng);到達(dá)一定年齡后，消費(fèi)會(huì)隨著年齡增長(zhǎng)而下降。

　　最后，我們選取模型4做為我們最終的分析模型。

　　二、模型檢驗(yàn)

　　1.經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

　　(1)β1=0.038，表示在其他條件不變的情況下，具有養(yǎng)老保險(xiǎn)的居民較其他類型居民，消費(fèi)高出0.038個(gè)單位(對(duì)數(shù)值)。這種結(jié)果符合經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)。

　　(2)β2=0.812，表示在其他條件不變的情況下，居民可支配收入每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)(對(duì)數(shù)值)，居民消費(fèi)增加0.812個(gè)百分點(diǎn)(對(duì)數(shù)值)。這種結(jié)果符合經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)。

　　(3)β3=2.595，β4=-0.362，表示在其他條件不變的情況下，年齡與居民消費(fèi)的關(guān)系呈現(xiàn)先增長(zhǎng)后下降的態(tài)勢(shì)。這種結(jié)果符合經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)。

　　(4)β5=0.031，表示在其他條件不變的情況下，教育年限(對(duì)數(shù)值)每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，居民消費(fèi)增加0.031個(gè)百分點(diǎn)(對(duì)數(shù)值);反之，降低0.303 1 個(gè)百分點(diǎn)。這種結(jié)果符合經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)。

　　(5)β6=0.064，表示在其他條件不變的情況下，具有城鎮(zhèn)戶口的居民較其他類型居民，消費(fèi)高出0.064個(gè)單位(對(duì)數(shù)值)。這種結(jié)果符合經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)。

　　(6)β7=0.041，表示在其他條件不變的情況下，在國(guó)有單位工作的居民較其他類型居民，消費(fèi)高出0.041個(gè)單位(對(duì)數(shù)值)。這種結(jié)果符合經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)。

　　綜合以上分析，模型4完全符合經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)，經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)通過。

　　2.統(tǒng)計(jì)與計(jì)量檢驗(yàn)

　　通過上述線性回歸得到模型，現(xiàn)在就其具體形式進(jìn)行檢驗(yàn)。

　　(1)擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

　　R2的值越接近1，說明回歸直線對(duì)觀測(cè)值的擬合程度越好;反之，R2的值越接近0，說明回歸直線對(duì)觀測(cè)值的擬合程度越差。

　　由回歸參數(shù)估計(jì)結(jié)果可得，樣本決定系數(shù)R2=0.724，修正的可決系數(shù)為0.723，這說明模型對(duì)樣本的擬合度較好。

　　(2)F檢驗(yàn)――整個(gè)回歸方程顯著性檢驗(yàn)

　　針對(duì)H0(所有自變量的系數(shù)全等于零)：β1～β7=0，給定顯著性水平α=0.05，在F分布表中查出自由度為k=7和n-k-1=5 055的臨界值Fα(7，5 056)=2.01。由OLS回歸分析表得到F=1 893，由于F=1 893> Fα(7，5 056)=2.01，應(yīng)拒絕原假設(shè)H0，說明回歸方程顯著，即我們所選取的收入、社保、年齡等7個(gè)變量確實(shí)對(duì)居民消費(fèi)水平有顯著影響。

　　(3)T檢驗(yàn)

　　分別針對(duì)H0：βj=0(j=1，2，3，4，5，6，7)，給定顯著性水平α=0.05，查t分布表得自由度為n-k-1=5 055的tα/2(n-k-1)=1.96。由OLS回歸可得，與β1，β2，β3，…，β7對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量分別為244、94.52、5.48、- 5.87、2.92、3.82、2.37，因而，所有待估計(jì)系數(shù)的t檢驗(yàn)量均大于5%顯著性水平(雙側(cè))上的臨界值1.96，所有的變量均在5%水平上顯著;并且，不難發(fā)現(xiàn)大部分系數(shù)估計(jì)在1%水平上顯著。

　　(4)多重共線性檢驗(yàn)

　　由表3所示相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，各解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù)較低，說明我們所選取的變量不存在多重共線性。

　　(5)異方差檢驗(yàn)

　　首先，我們可以在完成回歸后，畫出殘差與擬合值的散點(diǎn)圖。從圖1大致可以看出，lnexp的擬合值在中等水平時(shí)，擾動(dòng)項(xiàng)的方差較大。

　　其次，為了得到準(zhǔn)確的檢驗(yàn)結(jié)果，我們可以利用懷特檢驗(yàn)，得到圖2所示結(jié)果。

　　檢驗(yàn)結(jié)果顯示，P值等于0.000 0，故強(qiáng)烈拒絕同方差的原假設(shè)，認(rèn)為存在異方差，這個(gè)檢驗(yàn)結(jié)果證實(shí)了之前根據(jù)殘差圖所做的大致判斷。

　　為了糾正異方差的影響，我們使用加權(quán)最小二乘法估計(jì)(WLS)和“OLS+穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差”2種辦法來重新估計(jì)模型4，結(jié)果見表4。在WLS估計(jì)中，解釋變量lnincome可以解釋lne2(殘差平方的對(duì)數(shù)值)近62.94%變動(dòng)，說明殘差平方的變動(dòng)與lnincome高度相關(guān)，從而確定了權(quán)重變量。 　　(6)序列相關(guān)檢驗(yàn)

　　由于我們的樣本是2012年的截面數(shù)據(jù)，按照一般的計(jì)量理論，截面數(shù)據(jù)不容易出現(xiàn)自相關(guān)。由于我們的數(shù)據(jù)不是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，因此，無法在STATA 中完成杜賓(DW)檢驗(yàn)或BG檢驗(yàn)等自相關(guān)的檢驗(yàn)工作。

　　三、模型評(píng)價(jià)

　　1.模型的缺陷

　　本文所提出之模型的主要缺陷在于：(1)數(shù)據(jù)是橫截面數(shù)據(jù)，難以從很長(zhǎng)的時(shí)間序列上分析諸多關(guān)系的動(dòng)態(tài)變化;(2)模型中變量的數(shù)量較少，預(yù)測(cè)變量1 個(gè)，控制變量6個(gè)，因此模型的擬合優(yōu)度在0.7水平上，如果再增加一些影響居民消費(fèi)的重要的遺漏變量，我們的模型可能更加完美;(3)沒有考慮變量間的交互作用;(4)居民的消費(fèi)估計(jì)，可以先將人群劃分為多個(gè)層次，然后再施以回歸分析，可以使用分位數(shù)回歸技術(shù)來重新驗(yàn)證我們的假設(shè)。

　　2.模型估計(jì)的總體分析

　　綜合以上分析，各因素對(duì)居民消費(fèi)支出的影響

　　不盡相同。其中，預(yù)測(cè)變量估計(jì)中，是否有養(yǎng)老保險(xiǎn)則對(duì)居民消費(fèi)支出有著顯著的正效應(yīng)，符合我們的預(yù)期;在控制變量中，居民可支配收入是影響居民消費(fèi)的主要因素，收入對(duì)居民消費(fèi)支出存在著顯著的正向影響;教育年限對(duì)居民消費(fèi)支出的影響顯著為正，說明教育層次越高的居民，其消費(fèi)水平越高;年齡變量與居民消費(fèi)支出呈現(xiàn)倒U型關(guān)系;戶口類型變量對(duì)消費(fèi)的影響是顯著的，且系數(shù)為正，說明城市居民較農(nóng)村居民有著更高的消費(fèi)意愿;單位類型變量對(duì)消費(fèi)的影響是顯著的，且系數(shù)為正，說明就業(yè)于國(guó)有單位的居民較就業(yè)于非國(guó)有單位的居民有著更高的消費(fèi)意愿。

　　四、完善社會(huì)保障制度的政策建議

　　基于以上分析，影響居民消費(fèi)支出的正向因素主要為居民可支配收入、擁有城市/農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)、受教育年限等。為提高居民消費(fèi)支出水平，建議我國(guó)社會(huì)保障制度建設(shè)加強(qiáng)如下薄弱環(huán)節(jié)。

　　1.在繼續(xù)推進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)又好又快發(fā)展的同時(shí)，加大低收入階層保障力度，健全社會(huì)保障制度

　　國(guó)民經(jīng)濟(jì)又好又快發(fā)展可大大促進(jìn)國(guó)民整體可支配收入的增加，從而促進(jìn)居民消費(fèi)支出。同時(shí)隨著我國(guó)改革進(jìn)入“深水區(qū)”，社會(huì)保障制度的健全與完善迫在眉睫。健全的社會(huì)保障制度一方面應(yīng)為由失業(yè)、年老、患病等原因?qū)е碌呢毟徊罹嗖缓侠硖峁┙鉀Q方案和有力保障措施;另一方面，還要為收入分配向中低收入階層傾斜、縮小各階層收入差距等目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)提供強(qiáng)有力的制度保障。

　　目前應(yīng)著力做好以下工作：一是加強(qiáng)社會(huì)最低生活水平保障制度的建設(shè)。作為社會(huì)保障制度金字塔的基石，其他社會(huì)保障制度的建立離不開最低生活保障制度的完善。大中城市應(yīng)力求做到應(yīng)保盡保;在農(nóng)村及落后地區(qū)，應(yīng)將符合條件的貧困人員納入最低生活保障范圍，保證他們的基本生活需求。二是隨著我國(guó)綜合國(guó)力與經(jīng)濟(jì)實(shí)力的穩(wěn)步提升，社會(huì)最低生活水平保障的標(biāo)準(zhǔn)也應(yīng)該做相應(yīng)的調(diào)整。三是持續(xù)加大國(guó)家對(duì)社會(huì)困難群體的救助力度。盡管我國(guó)處在經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展的時(shí)期，但我國(guó)現(xiàn)階段低收入人群數(shù)量仍十分龐大。由于種種原因，他們無法完全依靠自身能力改變生活現(xiàn)狀，作為最后一道安全屏障的社會(huì)救助制度在為他們提供最低生活保障方面不可或缺。作為建設(shè)和諧社會(huì)的主要內(nèi)容之一，政府應(yīng)當(dāng)在生活、教育和醫(yī)療等方面對(duì)社會(huì)困難群體提供最基本的救助。

　　2.加強(qiáng)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)資金管理，完善社會(huì)保障體系

　　經(jīng)濟(jì)的飛速發(fā)展和人民生活水平的不斷提高，使得現(xiàn)代人的平均壽命比過去提高很多，作為人口大國(guó)，中國(guó)出現(xiàn)了新的挑戰(zhàn)――人口老齡化。我國(guó)歷史上并沒有積累養(yǎng)老金的慣例，1990年代才開始建立養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，且現(xiàn)收現(xiàn)付到統(tǒng)賬結(jié)合的轉(zhuǎn)變使我國(guó)養(yǎng)老保險(xiǎn)金陷入了極可能遭遇虧損的尷尬境地。2013年，我國(guó)養(yǎng)老保險(xiǎn)金已發(fā)生虧損，且損失有持續(xù)擴(kuò)大的趨勢(shì)。我國(guó)現(xiàn)存的一些保障制度存在很多不足，在穩(wěn)定性和可持續(xù)性等方面面臨很大挑戰(zhàn)。因此，需要為社會(huì)保險(xiǎn)基金的投資與管理確立一套統(tǒng)一的法規(guī)，確保社會(huì)保險(xiǎn)基金投資過程的安全運(yùn)作。政府部門在養(yǎng)老保險(xiǎn)金的籌集、托管、運(yùn)營(yíng)等方面應(yīng)加強(qiáng)政策規(guī)范和法規(guī)監(jiān)管，完善我國(guó)社會(huì)保障體系，為和諧社會(huì)的可持續(xù)發(fā)展奠定良好的基礎(chǔ)。

　　3.大力發(fā)展非公經(jīng)濟(jì)，縮小不同群體社會(huì)保障差距，推進(jìn)社會(huì)保障管理服務(wù)一體化改革

　　我國(guó)現(xiàn)行的社會(huì)保障制度中，覆蓋全國(guó)的基本社會(huì)保障網(wǎng)已經(jīng)建立，但是對(duì)于不同地區(qū)、不同體制、分屬城鄉(xiāng)的居民，社會(huì)保障水平的差距還是較大的，仍然無法實(shí)現(xiàn)全國(guó)統(tǒng)籌，有待于進(jìn)一步改善。一方面，要大力發(fā)展非公有制經(jīng)濟(jì)，完善非公有制企業(yè)的社會(huì)保障體系，使其員工享有與國(guó)有企事業(yè)單位人員同等水平的社會(huì)保障，從而擴(kuò)大這部分人的消費(fèi)支出，帶動(dòng)內(nèi)需;另一方面，要大力提高社會(huì)保障的統(tǒng)籌層次，推進(jìn)社會(huì)保障管理服務(wù)的一體化改革，以保證參與社會(huì)保障的居民在不同制度、不同地區(qū)之間能夠順利流轉(zhuǎn)，避免出現(xiàn)在轉(zhuǎn)移過程中社會(huì)保障關(guān)系無法銜接的問題。

　　[參 考 文 獻(xiàn)]

　　[1] 陳樹文.社會(huì)保障拉動(dòng)需求增長(zhǎng)的理論分析[J].大連理工大學(xué)學(xué)報(bào)：社會(huì)科學(xué)版，2002(4)：26.

　　[2] 尹華北.社會(huì)保障對(duì)中國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)影響研究[D].成都：西南財(cái)經(jīng)大學(xué)，2011.

　　[3] 方匡南，章紫藝.社會(huì)保障對(duì)城鄉(xiāng)家庭消費(fèi)的影響研究[J].統(tǒng)計(jì)研究，2013(3)：51.