社会保障创源与供给侧结构性改革*——基于中国式现代化视角

□王胤添 米红 李建琴

内容提要 社会保障创源是指社会保障“量”“置”间的结构性调整。它对于推进供给侧结构性改革具有重要的理论意义及实践价值。鉴于供给侧改革实施目的与共同富裕战略目标的一致性，本文在研究社会保障政府财政责任，公共财政活动规模与供给侧产业结构及收入分配领域之间动态关系的基础上，发现了社会保障创源对供给侧存在正向溢出效应。这意味着社会保障不但能够影响需求端，还能够有效作用到供给端。这就为社会保障提升至国家治理的高度奠定了学理基础。此外，文章还在社会保障创源理论框架下，凝练了不同组别省级单位增强社会保障创源动力推进供给侧改革的总体方案，并提出了相关的政策建议。

一、引言

康德拉季耶夫周期（简称康波周期）是指发达的商品经济中的重要经济变量会呈现40-60 年为周期的重复波动，并涉及包括经济在内的社会结构等诸多范式调整的经济周期（胡志浩等，2019）。鉴于康波周期对研究宏观经济波动的重要参考价值，本文在对自第一次工业革命以来所历经的四次康波周期规律研究的基础上认为：20 世纪70年代末至80 年代初以通讯信息技术为标志的技术革命是第五次康波周期的起点；2004-2006 年是本次康波周期的见顶期；2007 年美国次贷危机的爆发标志着本次康波周期正式迈入了衰退期；2015-2019 年是本次康波周期由衰退步入萧条的转换期；2020 年新冠肺炎疫情对世界经济的冲击标志着康波周期正式进入了萧条期。本次康波的萧条期大概率会持续至2030 年左右。如此，将对身处全球供应链、产业链、价值链内的中国造成不可避免的冲击。

如果康波周期的转换是必然中偶然事件冲击的结果，那么中国人口老龄化则是纯粹意义上的必然事件。第七次全国人口普查数据显示，截至2020 年末，我国60 岁及以上人口为26402 万人，占总人口数的18.73%，老年人口抚养比达到29.59%。考虑到未来一段时间我国处于生育旺盛阶段（20-34 岁）育龄妇女绝对人口数量和生育率的下降趋势，以及上世纪60 年代后生育高峰下的人口将逐渐步入老龄阶段，这将导致劳动年龄段人口绝对数量及占总人口的比例下降，而老年人口抚养比将会不断升高。这一趋势可以从图2 看出。

图1 中国经济与康波衰退萧条期

图2 2020-2032 年中国人口老龄化的进程

现有的研究发现，人口老龄化会降低劳动参与率、冲击传统的工业化组织形态、对技术创新产生消极影响、降低资本收益，不利于资本积累（周祝平等，2016；陈东升，2020；杨华磊等，2020；何育静等，2020）。陆旸等（2014）更是指出中国正在经历的人口年龄结构转变，将使得中国经济至2050年的潜在增长率呈阶梯状下降之势。当然，上述研究结论是未将经济周期纳入分析框架的结果。如果考虑到康波萧条期因素的叠加，中国经济发展面临的下行压力和挑战将是空前的。这是因为从历史的角度来看，无论对于中国还是世界，但凡康波周期步入萧条期，都是社会矛盾迭代的高发期。例如，著名的1929—1933 年资本主义世界的经济危机，正是处于第三次康波周期中的萧条期。

对中国来说，2020-2032 年将是典型的风险与不确定性事件汇集迭代的时期。在这一时期，债务水平、收入差距、资源误配、供需结构性矛盾、金融业与实体经济的关系，财政与货币政策的协调性问题及国际贸易及金融摩擦等（马建堂，2019），会使得旧的经济社会关系不断加速破裂，同时市场机制与社会机制之间 “相互嵌入的双向运动（double movement）”（Polanyi，2001）不断强化，从而导致相对弱势群体处境恶化。有鉴于此，我们就需要通过社会保障的风险管理功能所衍生的确定性来对冲特殊时期的不确定性。举例来说，在“大萧条”时期，正是罗斯福政府的一系列社会救助措施及社会保障制度的确立，才使得美国成功地走出了那场危机。从此，社会保障以其对收入分配的影响效果，被西方国家普遍视为一种重要的危机管理机制（钟仁耀，2002）。

随着学界对于社会保障认识的深化，社会保障的功能也实现了延拓，其中一类颇具代表性的观点认为：社会保障是一种能够增加人力资本积累，激发企业家精神，促进经济增长，提高国民收入和国家在世界市场竞争力的公共投资（张盈华等，2008；孙早等，2019；葛翔宇等，2015；克劳斯·彼得森等，2019），而非简单的福利消费（韩凤芹等，2019）和无效率损失（Saez，2019）。这些研究成果使得我们认识到社会保障能够对供给侧施加影响，从而有益于熨平经济周期及对冲不利的人口转变——对社会保障功能的认知由危机管理层面上升到了对宏观社会和经济发展的治理层面。基于此，在风险与不确定性汇集的时期，全民共享的社会保障体系理应成为国家治理体系的重要组成部分。而我们则可以通过优化现有的社会保障制度体系，对那些重大结构性失衡和多年累积的体制机制问题施加积极的影响。

2020 年初以来新冠疫情的巨大冲击使得世界经济快速滑入康波萧条期，叠加人口老龄化的提速，严重冲击了我国财政活动这一最具“牛鼻子”意义的基本关系链条（高培勇，2019），使得政府不得不通过发债及其它提高杠杆率的手段来度过眼前的危机。疫情的反复与黑天鹅事件的影响，决定了自康波周期步入衰退期以来，政府财政赤字及债务规模的攀升态势将无法在短期内改变（参见图3）。公共财政链条所面对的压力会影响依赖公共财政资金注入的有中国特色全民共享社会保障模式的可持续性，扰乱公众对未来生活稳定性的预期。如果再叠加政府部门对自身在社会保障中责任定位不清问题的困扰，就容易导致全民共享的社会保障建设面临着可能的“制度漂移”，而影响到政府对宏观社会和经济的治理效果。

图3 2007-2020 年中国的财政赤字与债务发行

为了管理风险及应对不确定性，就需要我们基于“有限财政”及“有为政府”的理念，通盘思考社会保障资源与配置的科学性问题，从而化解由社会保障资源不足与配置不合理而衍生出的社会保障“城乡”、“群体”，“项目”及“层次”等结构性问题（何文炯，2021），进而推进供给侧改革，实现中国式现代化的战略目标。

本研究拟解决的核心问题及贡献主要体现在：（1）提出了社会保障创源的概念，分析了社会保障创源对供给侧产业结构和收入分配领域的影响机理，为政府部门在康波萧条及老龄化加速期深化供给侧结构性改革提供了新的思路。（2）提出社会保障创源的动力来自于社会保障量与置占比的结构性变动，意味着社会保障顶层设计的制定和执行是形成社会保障创源动力进而推进供给侧结构性改革的关键所在。这就为政策制定者将社会保障提升至国家治理的高度提供了重要的学理基础。

二、概念的提出

通过对美国、德国及斯堪的纳维亚等典型国家社会保障发展史的研究发现，社会保障领域资源不足与资源配置不合理始终伴生在各国社会保障改革探索的具体实践之中。也就是说，社会保障领域存在不可回避的结构性问题。对此，本研究通过对各国社会保障发展中社会保障资源与配置问题的归纳与凝练，提出了社会保障创源的概念。

社会保障创源是指社会保障“量”“置”间的结构性调整。研究认为社会保障“量”“置”间结构性调整的过程形成了社会保障创源的原始动力。

理解社会保障创源的内涵，首先需要界定社会保障量值与置值的概念。“量”反映的是财政性社会保障支出规模，代表了公共财政对社会保障事业的支持力度，是衡量政府承担社会保障责任的关键指标。社会保障量值是指财政性社会保障支出给覆盖人群带来的总效用。“置”是指在社会保障系统中各项制度是否科学合理体现效率性，各制度安排之间是否相互协调和匹配，以使整个系统能够发挥最大的功效。社会保障置值特指现有的社会保障制度安排给覆盖人群所带来的总效用。由于社会保障量占比与社会保障置占比之和为1 单位，因此需要打破量占比和置占比值的相对稳态，才能形成社会保障创源的原始动力，进而对供给端带来溢出效应。

为了能够理解社会保障创源的内涵，需要引入应得原则、需求原则及平等原则这三个社会成员评判社会资源分配的主要价值标准来划分现代社会保障发展的阶段。②

社会保障应得原则发展阶段的鲜明特征是社会保障的基本保障部分建制中存在过度的市场化因子，使得社会保障内的相关制度安排不合理、不科学、不健全。社会保障制度覆盖的人群范围过窄——制度覆盖下的人群明显小于制度应覆盖的人群。政府的财政性社会保障投入明显不足。这造成了此阶段社会保障量值与置值出现了“双低”的现象。

社会保障需求原则发展阶段分为三个时期：初期，社会保障制度改革初始阶段。虽然社会保障受制度的立法欠缺、目标定位不清、权责配置失衡、互助共济性不足等因素的制约，但政府部门逐渐认识到了自身应承担的社会保障责任，从而会逐渐增加财政性社会保障支出。这使得社会保障量值逐渐提高，社会保障量值会明显超过社会保障置值③。随着社会保障制度改革以螺旋上升的进程推进，社会保障置值的增速提高，但其明显小于量值的增速④，意味着社会保障置占比相对应得原则发展阶段会逐渐下降——该阶段社会保障量占比会大于置占比。当然，如果该阶段政府财政性社会保障支出无法实现有效扩张且社会保障制度优化陷入停滞，那么社会保障创源会提前进入结构固化阶段。中期⑤，随着社会保障制度优化由于前期改革效应的下降而逐渐陷于停滞，这意味着社会保障置值将进入阶段性稳态。此时，尽管政府财政性社会保障支出增加，但边际效用递减规律会逐渐作用到弱势群体，而在保基本的要求下强势群体的社会保障量值呈现降低的态势，综合来看，该阶段社会保障量值也将逐渐进入稳态阶段。此时，社会保障量占比仍大于置占比，社会保障创源将进入到结构固化阶段。后期，伴随着政府部门对社会保障制度优化的推动，社会保障置值会逐渐提高。尽管财政性社会保障支出增加，但在边际效用递减规律的作用下社会保障量值逐渐下降，社会保障创源摆脱了结构固化阶段。社会保障量值与置值呈现趋近之势，带来了社会保障量置占比的趋同。这里需要说明的是，研究发现目前我国社会保障发展总体尚处于需求原则的初期阶段。

当进入到社会保障平等原则发展阶段时，对每个公民而言都享受同样的社会保障权益，这意味着社会保障量值不会延续下降的趋势，将会步入稳态阶段。此时，若要提升覆盖群体的满意度只能通过改革不匹配的社会保障制度，以使相关制度安排与平等原则发展阶段相适配。理论上，改革社会保障制度能够实现总效用（量值与置值之和）曲线的整体上移，从而能够克服边际效用递减规律的制约。这一阶段，社会保障量值与置值呈现“双高”的特征，社会保障置占比将大于量占比，且两者差距将不断拉大。

三、假设条件、变量选取与模型构建

社会保障创源对供给侧的影响存在路径依赖，这需要构建有效的仿真模型予以刻画。为了保证研究模型估计结果的有效性，本文将通过构建第五次康波衰退期的仿真模型予以说明⑥。这是因为，在一轮康波周期中，经济体在萧条期与衰退期所面对的系统环境存在最大的共性。

（一）假设条件

假设1、截面单位相互独立。

本文通过对第五次康波周期的分析，选取了从2007 年至2019 年康波衰退期31 个省级行政单位的面板数据进行分析，以期望得到一致估计的结果。研究将采用第一代面板单位根检验。这是因为，尽管第一代面板单位根检验存在假定截面单位相互独立这样较强的假定，但现有的研究成果已表明，第一代面板单位根检验方法能够利用截面维度信息以构建检验统计量，进而提升了检验功效（杨子晖等，2015）。在本研究中，主要采用“同根-LLC”和“不同根-IPS”的第一代面板单位根检验方法，检验数据的平稳性问题。

假设2、当经济发展进入康波衰退及萧条期，金融规模对实体经济发展的负向作用会逐渐显著超过金融结构、金融效率对实体经济发展的正向作用。

金融市场和实体经济间的关系并非是简单的线性模式，而是存在着较为复杂的互动影响关系。我们可以通过金融体系中的金融结构、金融效率和金融规模三个维度，来研究金融市场与实体经济间的关系（周悦，2020）。通常在经济发展不断接近康波繁荣周期的顶峰时，由于实体经济高速发展，意味着对金融需求过度膨胀，此时金融规模扩张对实体经济发展的负向作用日益显现。与此同时，随着金融结构、金融效率的改进出现了边际递减，使得金融结构、金融效率对实体经济发展的正向作用不断下降。这种情况，随着经济发展进入康波衰退和萧条阶段而日益显著。

（二）相关变量指标与数据来源的说明

党的二十大报告明确指出，中国式现代化是中国共产党领导的基于本国国情的社会主义现代化，是全体人民共同富裕的现代化。供给侧结构性改革的根本目的在于提高社会生产力水平，落实好以人民为中心的发展思想。其与“富裕”和“共享”的中国式现代化战略目标可谓一脉相承。可以说，供给侧改革是实现中国式现代化的重要手段。供给侧改革领域与共同富裕为目标的中国式现代化关系密切的当属产业结构及收入分配结构领域。这是因为产业结构的调整直接作用于物质产品的积累，影响人民的富裕程度，而收入分配结构则直接关系到“共享”的水平。在经济社会结构性巨变时代背景下社会保障功能及作用的延拓，使得政府发展社会保障实际上就是推动中国式现代化进程。此外，考虑到现代财政与供给侧领域间存在的紧密互动影响关系，使得本文能够凝练相关的指标，构建理论模型。

现有的研究认为，实体经济是确保经济体实现可持续发展的基础，也是金融业态深化和财政政策激励的基础（张林，2016）。特别是在人类文明进入到工业文明以来，作为实体经济最重要的组成部分，工业增长成为了推动区域可持续发展的内在动力（任建兰，1998）。当然，实体经济若要实现高质量发展也离不开金融体系的配合。但是，基于假设2，在康波衰退及萧条期，金融体系与实体经济发展的不适配矛盾会不断放大。因此，在康波衰退及萧条期，研究工业与金融业间的适配性（供给侧产业结构调整范畴）问题就显得尤为重要。这是因为工业与金融业间的适配性会影响政府的财政收入，从而影响财政总支出占国内（地区）生产总值的比重（公共财政活动规模），进而会影响到政府的财政性社会保障支出的水平（社会保障政府财政责任）。而财政性社会保障支出水平的高低会通过对城乡居民可支配收入（供给侧收入分配领域范畴）的影响，作用于人力资本的供给端及工业与金融业产品的需求端，形成对工业与金融业间结构性调整的闭环式互动影响。

鉴于上述分析，本研究将财政性社会保障支出广度、财政支出深度、城乡居民收入分配差异以及工业与金融业间的结构性调整这四个具有代表性的变量纳入模型，以考察在康波衰退及人口年龄结构老化的过程中，社会保障政府财政责任、公共财政活动规模与供给侧收入分配及产业结构调整的交互影响。参考相关资料，对纳入模型的变量说明如下：

财政性社会保障支出广度：用地方（全国）财政性社会保障支出占地方（全国）公共财政总支出的比例（RSSE）来表示。它说明了社会保障支出在政府财政总支出的结构性比例关系，反映了政府在现有社会保障体系建设中的财政责任定位，以及汇集财政资金用于社会保障支出的能力⑦。

财政支出深度：用地方（全国）公共财政总支出占地区（国内）生产总值的比重（RTFE）来表示，以反映公共财政的“有形之手”在社会经济中的介入深度。财政支出深度值越大表明政府介入社会经济活动越深，对社会经济活动的影响越大，反之亦然。

城乡居民收入分配差异：采用农村居民可支配收入与城镇居民人均可支配收入之比（RRUDPI）来表示，以代表供给侧分配结构的动态变化。Sicular 认为2007 年以前中国总体收入差距持续拉大的主要原因在于城乡收入差距不平等的逐渐上升。虽然2008 年以来中国的城乡之间收入差距在缩小，但是考虑到农村居民可依赖获得收入的禀赋相对城市居民较为单一及中国社会保障体系仍存在鲜明的城乡二元分割性，⑧这就使得城乡居民收入的波动实际上处于不同的风险敞口之下。因此，在相当长的一段时期内，城乡收入差距仍将是中国收入分配不平等的主要原因。

工业与金融业间的结构性调整：用工业增加值与金融业增加值的比率（RIFAV）表示，代表供给侧产业结构的调整。在康波周期进入到衰退期后，现有技术带来的边际收益加速递减，能够推动边际收益曲线右移的具有“颠覆性”的技术却尚未出现。这会导致主要经济体间的竞争从增量转向存量的博弈。从社会财富积累的角度来看，工业是社会财富积累最重要的源泉，特别是自人类进入到工业时代以来，具有颠覆性意义的技术革命都发端于工业领域。金融业最重要的作用在于提高社会资源的配置效率，而非直接增加社会财富的存量，因此，需要优化金融体系的结构，提升效率服务以工业为代表的实体经济。这意味着实现工业与金融业间结构的合理化是实现供给侧改革的关键。

研究模型采用2007-2019 年中国31 个省级行政单位的面板数据进行分析，其数据来源于国家统计局数据库。对相关变量指标的描述及统计分析详见表1 和表2。

表1 相关变量指标的说明

表2 2007-2019 年主要指标的描述性统计分析

（三）模型的构建

研究采用面板向量自回归（PVAR）模型。在多数情境下，作为非理论模型PVAR 技术分析的优势是在利用VAR 方法将纳入模型中的变量均视为内生变量，同时结合面板数据分析以控制不可观测数据的个体异质性。本文结合经典的PVAR模型及研究目标，设定最优滞后为1 阶的PVAR模型如下：

其中，Zi，t表示第i 个体截面在第t 期的内生变量，Zi，t=（RSSEi，t，RTFEi，t，RRUDPIi，t，RIFAVi，t）T；fi变量代表固定效应形式所反映各个截面个体的差异性；γt代表时间效应的列向量；εi，t为随机误差项；∏0和∏1为常数项和滞后内生变量的估计参数。

四、实证研究与机理分析

研究将采用上一单元构建的PVAR 模型，通过GMM 估计、脉冲响应及预测误差变异数的三个维度来进行实证分析。但在建模之前，需要对面板数据进行平稳性检验及对模型进行稳定性检验。

（一）面板数据平稳性及模型稳定性检验

为避免产生伪回归的现象，本研究将同时采用LLC 检验及IPS 检验方法对面板数据中的相关指标进行平稳性检验。相关结果详见表3。同时为了确保模型估计的准确性，本研究亦对模型进行了稳定性检验。模型的特征根的绝对值都落入单位圆内——模值分别为0.898093，0.898093，0.802677和0.802677，这表明模型是稳定的。

表3 面板数据单位根检验

（二）动态面板GMM 估计

根据AIC，BIC 和HQIC 准则，确定模型的滞后阶数为1，也就是说模型的解释变量都包括被解释变量的一阶滞后项。有鉴于此，本文采用广义矩估计方法（GMM）对三个模型的参数进行估计，以控制个体效应及内生性问题。相关结果详见表4。

表4 四变量的PVAR 模型

（三）脉冲响应

本文通过Cholesky 分解得到正交冲击反应函数，考虑到Cholesky 分解与变量的排序有关，故需要遵循外生性规则（Love，2006）。变量排序为RIFAV、RTFE，RSSE 和RRUDPI。通过Monte-Carlo模拟500 次得到标准误差和置信区间，其中，中间的曲线是由Cholesky 分解的正交IRF 点估计值所做，上下两侧曲线代表95%的置信区间边界，横轴代表滞后期数⑨。

图4 左起第一列显示了，当工业与金融业间的结构性调整受到正交单位冲击后，模型内相关变量的反应，可以看出：（1）财政支出深度从当前至考察期末存在显著的负向脉冲响应；（2）财政性社会保障支出广度从当期至第四期存在显著的负向脉冲响应；（3）城乡居民收入分配差异仅在第一期存在显着的负向脉冲响应。结合GMM 的估计值，可以得出，在正交单位冲击之下，工业增加值较金融业增加值占比的提高能够降低政府对经济社会的介入深度，有益于推进服务型政府建设。此外，虽然在正交单位冲击下，城乡居民收入分配差异在第一期的脉冲响应为-0.0014，但是这种负向作用很小，且在考察期内的其他时期负向的脉冲响应不具有统计学意义，故可以认为工业增加值较金融业增加值占比的提高，对城乡居民收入分配的负面影响可以忽略不计。

图4 全样本四变量冲击反应

图4 左起第三列刻画了，当财政性社会保障支出广度受到正交单位冲击后，模型内相关变量的反应，可以看到：（1）工业与金融业间的结构性调整从第一期至考察期末存在显著的正向脉冲响应。这一脉冲响应值从第一期的0.2179 递增至第六期的0.5841，而后从第五期的峰值递减至第十期的0.4787。（2）城乡居民收入分配差异从当期至考察期末存在显着的负向脉冲响应。这一脉冲响应值从当期的-0.0017 递减至第六期的-0.004，而后从第六期的谷值递增至第十期的-0.0034。结合前面的GMM 估计结果表明，政府在现有社会保障体系建设中的财政责任的提高，对供给侧产业结构的合理化进程带来了较强的正向外部溢出效应，而对供给侧收入分配带来了偏弱的负向外部溢出效应。

（四）预测误差变异数分析

在GMM 估计和脉冲响应函数分析的基础上，分别对上述模型进行10 期的预测误差变异数分析。这主要是为了利用预测误差变异数呈现出变量之间变动的贡献度。经过500 次Monte-Carlo模拟后，得到结果如表5 所示。

表5 变量的预测误差变异数

1.对于工业与金融业间的结构性调整而言，在考察期内，尽管财政支出深度和财政性社会保障支出广度对工业与金融业间的结构性调整变动的贡献度均呈现出上升的趋势，但是财政性社会保障支出广度对金融业间的结构性调整变动贡献度的增长率要明显高于财政支出深度。这说明财政支出如果能够实现结构的优化，将能够促进供给侧的产业结构调整。进一步来说，实现财政性社会保障支出效率、结构及规模的优化无疑会推进供给侧的改革。

2.对于财政支出深度而言，对财政支出深度变动贡献率，排在第二位的是工业与金融业间的结构性调整，其从第1 期的7.4%增至第10 期的26.9%。这表明工业与金融业间的结构性调整对政府介入社会经济管理深度的解释力逐渐增强，长期效应明显。虽然财政性社会保障支出广度和城 乡居民收入分配差异对财政支出深度变动的贡献率在考察期内有所增强，但解释力偏低。实际上，在第10 期，城乡居民收入分配差异对财政支出深度变动的贡献率还要高出财政性社会保障支出广度8.1%。这也意味着政府没有承担起自身在社会保障中的财政责任。我国经济社会发展亦呈现出重经济发展、轻收入分配的显著特征。

3.对财政性社会保障支出广度而言，其变化解释力的第二大因素是工业与金融业间结构性调整——从第1 期的7.7%上升至第10 期的20.7%。而同期的财政支出深度解释力甚微，城乡居民收入分配差异几乎没有解释力。可见，政府所承担的社会保障财政责任的变动更依赖于供给侧产业结构的调整。这实际上与地方政府“抓住经济发展主动权”的特征（曹正汉，2009）相吻合。

4.对城乡居民收入分配差异而言，尽管在考察期内自身变化的贡献率有所下降，但在第10 期仍高达71.7%。与此同时，财政性社会保障支出广度的贡献率则提高较快至21.1%，而工业与金融业间结构性调整与财政支出深度的贡献率均未超过4%。结合脉冲响应的结果可以得出，目前政府在社会保障中财政责任定位的城乡选择偏好是导致城乡居民可支配收入差距扩大的一个重要原因。

（五）社会保障创源对供给侧的影响机理

实证部分的研究结果显示，财政性社会保障支出广度的提升带给供给侧产业结构调整较强的正向外部溢出效应，对供给侧收入分配领域则带来了偏弱的负向外部溢出效应。这种外部溢出效应的根源正是来自相应的正交单位冲击。实际上，此正交单位正是社会保障创源在模型中的数学表达。下面，在本研究的背景下，阐述社会保障创源对供给侧的产业结构及收入分配领域的影响机理。

对供给侧产业结构的强正向溢出效应：社会保障量值提高主导了社会保障量置占比的结构性变动，形成了创源的动力。在其冲击下，财政性社会保障支出广度实现了提升。在这一过程中，置值也在逐渐提高。意味着在财政性社会保障支出呈现出刚性的表象之下，支出的效率得以提高，支出结构得以优化，同时阶段性的社会保障结构性矛盾得以缓解。这无疑会增强社会保障对人力资本的涵养和促进功能，助推厂商缓解供需两端结构性矛盾而提高技术创新投入的力度，此时工业领域劳动生产率的提升幅度会超过金融领域，推进了供给端新的升级，使得产业间的结构性矛盾在一个经济景气周期的时间跨度内得以不断缓解。但是，社会保障与经济市场不适配的结构性矛盾（以收入分配为典型）仍会随着时间的推移而加剧，这正是社会保障创源对供给侧产业结构的影响在一个经济景气周期时间跨度的中后期呈现逐渐减弱态势的原因所在。

对供给侧收入分配领域的弱负向溢出效应：与上述相同，社会保障量置占比的结构性变动形成了创源的动力。在其冲击下，财政性社会保障支出广度实现了提升，但是这种提升却由于社会保障制度的缺陷对不同群体存在选择性偏好。这意味着财政性社会保障支出对于能够带来较高边际改善个体的瞄准度较低，而对特定群体保障过度，实际上带来了整体福利的净损失。再叠加社会保障制度优化的相对滞后——互助共济机制没有有效嵌入社会保障特定子项目，带来政府责任界定不清所引致社会保障“制度漂移”，导致社会预期不稳反噬市场体系，从而带来了大量的无效率损失。这种叠加效应会对我国供给侧分配领域带来弱负向溢出效应。

从本研究的理论模型来看，社会保障创源对供给侧的溢出效应取决于其对供给侧产业结构和收入分配领域溢出效应之和。结果显示，社会保障创源对供给侧存在正向溢出效应。

五、现实应用

第二部分对社会保障发展阶段的解读，展示了现代社会保障的发展路径。显然，我国31 个省级单位的社会保障创源的结构远在量占比小于置占比的时点到来之前。由于估计社会保障置值相对困难，从社会保障量置占比的公式来看，估计社会保障量占比就显得尤为重要。理论上，财政性社会保障密度值决定了社会保障量值的均值水平。

根据课题组的研究发现：低分组省级单位主要处于社会保障需求原则发展的初期阶段；高分组的省级单位比起低分组更趋近社会保障需求原则发展的中期阶段。其中北京和上海的社会保障发展更为接近需求原则发展的中期阶段。

对低分组的省级单位来说，社会保障量值提高的余地相对较大；对于高分组的省级单位来说，它们中部分省级单位的财政性社会保障密度值已经很高，这意味着量值提高的余地相对较小，需要提升社会保障置值实现覆盖人群福利的帕累托改进。当然，对于这两个组别的省级单位来说，增强社会保障创源动力，还需要考察自身在需求原则发展阶段所处的位置、经济市场化水平、政府介入社会经济活动的潜力以及汇集财政资金用于社会保障支出的能力，做出研判。

本部分将具象化现实应用模块，在财政性社会保障密度不同分组的基础上，使用类平均聚类分析法，将2007-2019 年财政性社会保障支出广度，财政支出深度及市场化指数的平均值纳入分析框架⑩，得到聚类分析图5 和图6；以2007-2019年各省级单位的RSSE 的平均值为纵坐标，以RTFE 的平均值为横坐标绘制散点图7⑪。下面，本文就康波萧条期不同地区如何激发社会保障创源动力，推动供给侧改革做出简要说明。

图5 财政性社会保障密度低情境的各省分组

图6 财政性社会保障密度高情境的各省分组

图7 2007-2019 年按RSSE 与RTFE 平均值划分的各省级单位分布

表6 根据2007-2019 年不同省级单位财政性社会保障密度平均值进行分组 单位：元

（一）财政性社会保障密度低分组下的省级单位

1.广东、江苏、浙江、福建和山东

广东、江苏、浙江和福建都位于按RSSE 与RTFE 指标划分的第三象限内，且它们的这两项指标值均低于全国水平。这就意味着，在康波萧条期，四省可以通过突破现有的财政支出约束及改变现有的财政支出结构增加财政性社会保障支出规模，推动社会保障量占比的提升，形成社会保障创源的动力。对于山东来说，其位于按RSSE 与RTFE 指标划分的第二象限内。虽然其RTFE 指标显著低于全国水平，但是RSSE 指标却高于全国水平。故其为形成社会保障创源的动力，可以通过突破现有的财政支出约束，但非特殊情况不宜改变现有的财政支出结构来增加财政性社会保障支出规模。需要说明的是，五省需在推动经济市场化改革的同时⑫，提升社会保障制度安排与市场经济的机制耦合水平——应特别关注收入分配领域的改革，实现社会保障创源对供给侧的有效冲击。

2.贵州

该省位于按RSSE 与RTFE 指标划分的第一象限内。其特点是，与同组内其它省级单位相比，其财政支出深度值明显高于全国水平。这说明贵州若希望提高社会保障量占比，需要高度重视财政支出结构的调整——将财政支出尽快从无效率和低效率的领域转移至社会保障领域，而不要突破现有的财政支出约束。此外，考虑到贵州的市场化水平相对较低，贵州需要高度重视推进“从下至上”的经济市场化改革，强化社会保障政府责任，降低社会保障与市场机制间不必要的摩擦成本。

3.组内其它省级单位

安徽、湖北、河南、湖南、江西、广西和河北位于按RSSE 与RTFE 指标划分的第二象限内。虽然四川位于第一象限，但已经非常趋近第二象限。显然，这八个省份的共性在于财政性社会保障支出广度均高于全国水平。同时，财政支出深度（除四川外）都低于全国水平。这意味着这些省级单位要实现社会保障量占比的提升，就需要突破现有的财政支出预算约束，非必要不宜改变现有的财政支出结构。此外，在社会保障制度的优化中，组内各省尤其要注意合理地界定政府的社会保障财政责任。域内省份都要注重经济市场化改革与收入分配改革的联动性。

（二）财政性社会保障密度高分组下的省级单位

1.上海、天津、北京、重庆和辽宁

上海和天津位于按RSSE 与RTFE 指标划分的第三象限，而北京、重庆和辽宁位于第二象限。对于天津、重庆和辽宁来说，它们的财政性社会保障密度值已经偏高，这就意味着它们的社会保障量占比提升空间相对有限。对于北京和上海来说，其财政性社会保障密度值已经很高，这意味着盲目提升社会保障量占比是不经济的。其中，辽宁的RSSE 值远高于全国水平，财政对社会保障的过度倾斜必然导致其他关键领域的支出受限，不利经济社会的可持续发展。此外，该分组下要素市场化与收入分配改革的滞后，使得社会保障创源对供给侧正效应偏弱。因此，五地需要实现要素市场化的同时，高度重视收入分配领域的改革，以实现社会保障与经济市场化改革的机制耦合，增强创源对供给侧的正向溢出效应。

2.西藏

西藏位于按RSSE 与RTFE 指标划分的第四象限。它在考察期内财政支出深度平均值高达1.197——远超全国水平。这意味着西藏地区财政收入的主要来源并非来自本地的经济系统，而是依赖中央财政的转移支付。考虑到康波萧条期会影响中央财政收入的增长，因此西藏地区财政总支出扩张不具备可持续性。它只有通过地方财政支出的结构性调整——增大财政性社会保障支出占财政支出的比重，才能提升社会保障量占比。同时，西藏地区需要着重优化现有社会保障制度安排，以期实现社会保障置占比的提升，进而形成社会保障创源动力。另外，西藏地区的市场化指数在31 个省级单位中排名最后，因此需要特别重视经济市场化改革。

3.组内的其它省级单位

对这些省级单位（除青海外）来说，社会保障量占比存在一定的提升空间，但需要通过财政支出结构改革或突破现有的财政支出约束才能实现⑬。显然，这是低效的。有效的方式在于通过优化现有的社会保障制度，带动财政性社会保障支出效率的提升，实现创源内部的结构性调整。当然，该组内绝大多数省级单位的市场化水平偏低，市场机制尚存明显的缺陷，故应重点加强对市场机制内生性缺陷的修补，结合域内产业政策与人口政策，厘清社会保障中的政府责任，注重社会保障与市场机制的耦合，使得社会保障创源能够对供给侧施加长期显著的积极影响。

六、政策建议

本研究为政府决策部门在内外矛盾逐渐凸显的新阶段下，实施供给侧改革，化解可能发生的系统性风险，推进中国式现代化，提供了新的问题解决思路与方案。为了能够有效增强社会保障创源动力，推进供给侧改革，特提出以下四点政策建议：

（一）政府部门应优化财政支出的结构，优先考虑与民生保障相关的领域

从现实应用模块可以看到，对多数的相关省级单位来说，政府部门可以通过提高财政性社会保障支出水平，实现社会保障量占比的提升，进而形成社会保障创源的动力。当然，提高财政性社会保障支出水平，需要各省级单位结合目前自身的财政支出深度和财政性社会保障支出广度情况，做出最优的安排。

通常来说，如果自身的财政支出深度显著大于全国水平，就说明增量式的财政支出扩张以带动财政性社会保障支出扩张的潜力有限。此时，就需要考察财政性社会保障支出广度的情况，如果显著低于全国水平，就说明需要对财政支出结构进行调整，着重强化民生保障的支出。对于财政性社会保障支出广度显著高于全国水平的省级单位，就要在注意财政支出结构优化的同时注重财政性社会保障资金的使用效率；对于财政支出深度明显低于全国水平的省级单位，可以考虑通过突破现有的财政支出预算约束，以增量式的财政支出扩张带动财政性社会保障支出的扩张。需要指出的是，将有限的财政资金尽快从无效率和低效率的领域转移到民生保障领域，对于在不确定性与风险叠加时期，形成社会保障创源的动力具有重要意义。

（二）社会保障顶层设计的制定与执行是形成社会保障创源动力的关键

虽然从理论上来讲，我国的社会保障事业从早期主要面向城镇居民的“专利”已发展到现在成为全体人民共享国家发展成果的基本制度保障（郑功成，2019）。但是，从社会保障的发展阶段来看，我国总体仍处于需求原则发展阶段的初期，因此社会保障体系的构建不免存在一定的问题，突出表现是制度短板明显、互助共济不足、权责不清、子系统间边界模糊、定位不明、衔接不畅等等。这就成为了各省级单位目前难以实现社会保障置占比提升，而只能依赖社会保障量值的提升来实现创源结构性变动的原因所在。但是，如果单纯依靠财政性社会保障支出带来的量值扩张，则会因相关配套制度建设滞后和边际效用递减规律的作用⑭，会带来社会保障创源量占比趋于稳态，导致创源的动力难以形成。这就是说，涉及社会保障内部制度重构的顶层设计的制定与执行对于形成社会保障创源动力是十分重要的。

此外，考虑到不同省级单位的社会保障量与置结构性占比的不同，建议社会保障顶层设计应采用两阶段实施方案。具体来说，第一阶段，如现实应用部分所述，采用聚类的办法将社会保障创源量与置结构及相关指数相近的省级单位归为一类，实施具有特色的大区域社会保障顶层设计方案；第二阶段，当不同大区域间社会保障创源量与置结构及相关指数与全国水平的离差在可接受的范围内时，实施全国社会保障顶层设计方案。其意义在于，减少新方案执行的阻力，实现覆盖人群福利的帕累托改进，为社会保障创源动力的形成创造新条件。

（三）社会保障中政府责任的清晰界定是提升社会保障创源运作效率的充分条件

社会保障作为国家对不确定性及风险事件进行管控的基础性制度安排，它通过政府责任所搭建的“桥梁”，实现不同收入的代际之间、群体之间和地区之间的互助共济。但现实中政府责任的履行却是“越位”、“缺位”与“错位”并存⑮，使得社会保障的互助共济功能打了很大的折扣。追溯问题的本源在于，政府对社会保障互助共济定位不清。这就导致了政府对自身在公共性保障计划中的责任定位产生了偏差——本应由政府承担直接管理责任的领域，定位为较为中性的政府主导。而在强调效率、强调个体贡献差异的补充性保障领域，政府责任却又由外部监督实际上被动地升级为政府主导。理论上，互助共济性才是社会保障的核心属性。政府对其定位不清导致了在公共保障计划中现收现付制与基金制混搭设计的出现。这种设计又使得政府对自身在社会保障中所应承担责任的界定更加困难。

因此，政府要认识到互助共济是公共性保障计划的核心，而在强调个体差异的补充性保障计划中要充分尊重市场的定价机制。这就明确了在社会保障顶层设计中公共性保障计划更应强化现收现付制，补充性保障计划则应强化基金制。只有认识到这一点，政府才能界定自身在社会保障中所应承担的责任——在纵向上划清政府与市场的边界，在横向上厘清中央与地方之间的责任边界。只有社会保障中政府责任实现清晰的界定，才能使得有限的财政资金能够精准定位目标人群，从而提高资金的使用效率，才能够使得从无效率和低效率领域转移过来的公共财政在社会保障领域发挥最大的效用，促进供需两端的结构性升级，进而提升社会保障创源的运作效率。

（四）实现社会保障顶层设计与经济市场化改革的机制耦合是提升社会保障创源运作效率的必要条件

社会保障的一个重要功能在于实行国民收入的再分配，从而缩小社会机体内的贫富差距，实现生产方式内在矛盾的缓解。但是，需要指出的是单靠社会保障不能实现收入分配的结果公平。其原因在于，现实中的市场经济如果由于规则的不公正而导致市场机制不能充分地发挥作用，就会使得初次分配就存在严重的不公。这时如果社会将收入分配的结果公平都寄希望于社会保障，无疑会加重社会保障制度的“载荷”，而导致社会保障的收入再分配功能边际效率加速递减，从而难以实现收入分配的结果公平。

为了理解这一论点，我们需要从公平内涵的角度切入。通常来说，公平涉及三个层次：第一层次是社会本质层面的公平，又称为起点公平；第二个层次是机会公平和过程公平；第三个层次是结果公平。从社会保障的建制理念来看，它强调公民获得基本保障权益的平等性，以及对社会保障利益分配的正面价值评判。这就是说社会保障更侧重的是公平内涵的第一和三层次。而从经济学的视角来看，竞争性市场无疑更加侧重于机会公平和过程公平。因此，实现社会保障制度与经济市场化改革的机制耦合，理论上能够达到福利经济学所提及的收入分配结果公平，带来公平与效率的均衡，从而推动社会加市场机体运转的可持续。为此，我们需要在社会保障顶层设计中突出强调收入再分配机制与市场的供求机制、竞争机制、价格机制和风险机制的耦合，使政府力量与市场力量相互配合，确保社会保障创源能够对供给侧施加长期显著的正向影响。

注释：

①康波周期与太阳黑子活动周期有着紧密的联系。

②应得原则是指人们的所得应与其贡献投入等相一致，因投资或能力差异而导致的个体在报酬上的不平等是正当的；需求原则指的是分配首先应满足人们的需要，缓解他们的困境。因此，资源分配应照顾最有需要的人（如病人、残疾人、儿童等弱势群体），即便是他们的贡献比别人少；平等原则主张个体享有平等的政治和经济机会，行使平等社会与公民权利，提倡排除人们在努力、天分和能力上的差异，从而使资源和机会在个体之间得到平等的分配。（黄健、邓燕华：《制度的力量——中国社会保障制度建设与收入分配公平感的演化》，《中国社会科学》2021 第11 期。）

③社会保障置值的提高主要源于该时期制度安排较应得原则阶段更为合理。

④对与社会保障量值来说，由于相对弱势群体被逐渐纳入了保障体系，政府的财政性社会保障支出，尽管对强势群体的社会保障量值的提升有限，但是却使得弱势群体的社会保障量值实现了较大幅度的提升。综合来看，社会保障量值实现了较大幅度的提升。

⑤中期的持续时间取决于政府相关部门能否有效推动社会保障制度优化。有效的优化措施甚至能够使社会保障创源结构状态跨越这一时期。

⑥2020 年由于新冠疫情影响，我国经济系统受到严重冲击，该年数据会影响模型估计的有效性，因此不将对应年份数据纳入模型。

⑦政府必须在不同领域对财政资金进行合理配置才能实现其公共职能，因此政府财政在社会保障领域的支出占公共财政总支出的比例存在一个阈值。

⑧农村居民主要依赖劳动获取收入，而城市居民可以通过劳动、资本和技术等获取相应的收入。

⑨这里的滞后期数为10，是考虑到朱格拉周期（经济景气周期）约为10 年。

⑩数据来源于中国分省份市场化指数数据库。访问地址为：https://cmi.ssap.com.cn/

⑪以2007-2019 年全国财政性社会保障支出占财政总支出比重的平均值，及全国财政总支出占国内生产总值比例平均值作为分割线。

⑫浙江的经济市场化模式总体而言是经过了民间的孕育过程，呈现出从下至上的变革，故而，在此模式下市场机制相对更加健全。

⑬多数省级单位政府债务杠杆率偏高，容易诱发系统性风险，因此不建议通过政府加杠杆来突破财政预算约束。

⑭例如我国家计调查制度建设明显滞后，这就使得社会救助等社会保障子系统的瞄准度很低。

⑮“越位”是指政府在社会保障领域做了很多立法机构应该做的工作；“缺位”是指政府没有能够承担本应履行的社会保障责任；“错位”是指政府没有能力履行自身应当承担的社会保障责任。