社會保障支出與經(jīng)濟增長的實證關系研究
——基于我國中部六省的面板數(shù)據(jù)分析

劉孝斌 吳 艷

(1.中共湖州市委黨校經(jīng)管教研室 浙江湖州 313000；2.懷化學院經(jīng)濟系 湖南懷化 418000)

社會保障支出與經(jīng)濟增長的實證關系研究
——基于我國中部六省的面板數(shù)據(jù)分析

劉孝斌1吳 艷2

(1.中共湖州市委黨校經(jīng)管教研室 浙江湖州 313000；2.懷化學院經(jīng)濟系 湖南懷化 418000)

本文以社會保障支出為自變量，以經(jīng)濟增長為因變量，同時引入投資和勞動力為控制變量，然后運用1999-2012年我國中部六省的面板數(shù)據(jù)實證檢驗了社會保障支出與經(jīng)濟增長的關系。結果顯示，社會保障支出對經(jīng)濟增長存在顯著的正向影響，同時投資和勞動力也對經(jīng)濟增長存在顯著的正向影響。在此基礎上，本文提出了相應的對策建議。

社會保障支出；經(jīng)濟增長；面板數(shù)據(jù)

社會保障是維護社會穩(wěn)定、協(xié)調公平與效率的一個重要工具。社會保障支出則是社會保障工作持續(xù)進行的資金來源。一般認為，用于維護社會穩(wěn)定的社會保障支出沒有直接介入生產(chǎn)活動，因而社會保障支出是經(jīng)濟增長的一個負擔。但是近年來，不少學者卻認為社會保障支出雖然不直接參與生產(chǎn)活動，但是卻通過促進消費、拉動需求等途徑間接影響經(jīng)濟增長，而這種間接影響既有可能是正的，也有可能是負的。隨著對社會保障支出與經(jīng)濟增長之間關系的關注的增加，研究社會保障支出與經(jīng)濟增長的關系就變得越來越重要了。

圖1 1999-2008年湖南和陜西不變價社保支出的變化

數(shù)據(jù)來源：根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》2000-2009數(shù)據(jù)計算而得，圖中的社保支出是以1999年為基期按照各省歷年的居民消費價格指數(shù)調整后的不變價社保支出。

我國的社會保障支出在總體上經(jīng)歷了一個逐年上升的過程。我國社會保障支出逐年上升一方面是因為我國的經(jīng)濟增長、財政收入的增加，為社會保障支出的增加提供了收入上的保障；另一面，則是因為我國對社會保障的重要性的認識程度在提高。2000年的《關于完善城鎮(zhèn)社會保障體系的試點方案》提到，在加強社會保障資金的籌集和管理方面，要調整財政支出結構，逐步增加社會保障支出。這為我國社會保障支出的增加提供了政策上的支持。但是我國的社會保障支出在我國的不同區(qū)域有著不同的表現(xiàn)，以湖南和陜西為例，如圖1所示，湖南和陜西在1999-2008年的社會保障支出雖然在總體上都是上升的，但是兩個省份的社保支出的差距卻時大時小。既然社會保障支出在不同地區(qū)有著不同的表現(xiàn)，那么社會保障支出與經(jīng)濟增長的關系也會有區(qū)域差異。本文正是在認識到這一差異的基礎之上，選取我國中部六省的數(shù)據(jù)來研究在我國中部地區(qū)社會保障支出與經(jīng)濟增長的關系有著何種表現(xiàn)形態(tài)。

一、文獻回顧與理論預期

(一)文獻回顧

對于社會保障支出與經(jīng)濟增長的關系，國內的學者已經(jīng)從實證分析的角度進行了初步的探討。國內的學者對社會保障支出與經(jīng)濟增長的關系的研究可以細分為兩個板塊。第一個板塊是對社會保障支出與經(jīng)濟中某一部分(如消費、儲蓄)的增長的關系的研究，這可以看作是對社會保障支出與經(jīng)濟增長的關系的間接研究，代表者有謝文，吳慶田(2009)等。第二個板塊是對社會保障支出與經(jīng)濟總體增長的關系的研究，這可以看作是對社會保障與經(jīng)濟增長的關系的直接研究，代表者有崔大海(2008)等。

對于社會保障支出與經(jīng)濟中某一部分增長的關系的研究，因研究對象不同，導致研究結果也不同。雖然這種結果不具有可比性，但是這些研究所采用的實證模型卻具有可比性。概括起來，這些研究所采用的實證檢驗模型可分為兩類：一類是時間序列模型，另一類是面板數(shù)據(jù)模型。采用時間序列模型的有許小君、鄧軍(2009)，崔大海(2008)。采用面板數(shù)據(jù)的有李瓊英、宋馬林、楊杰(2009)。許小君、鄧軍(2009)利用協(xié)整分析和誤差修正模型實證分析了我國社會保障支出與居民儲蓄之間的關系，得出的結論是兩者之間存在正相關關系。但是在模型設定中只有一個控制變量，即居民可支配收入。居民可支配收入固然對個人儲蓄有著非常重要的影響，但是不可否認的是，個人儲蓄還受其他諸多因素的影響，其中不乏一些也很重要的因素，例如利率。因此，至少可以說其實證模型是不夠完美的，會對其實證檢驗結果可信度產(chǎn)生一定的影響。謝文、吳慶田(2009)利用協(xié)整分析和誤差修正模型來實證分析農村社會保障支出對農村居民消費的影響，得出的結論是我國農村社會保障支出沒有對農村居民消費支出產(chǎn)生促進作用，并在此基礎上提出了增加我國農村社保投入的建議。于是這就形成一個邏輯悖論：既然我國的農村社會保障支出沒有促進我國農村居民的消費支出，那么再多的社保投入也無濟于事，既然如此，那還有必要增加對農村的社保投入嗎？

李瓊英、宋馬林、楊杰(2009)采用面板數(shù)據(jù)模型，實證分析了社會保障支出與拉動內需之間的關系，得出的結論是農村居民消費水平與社會保障支出顯著正相關。這一結論和謝文、吳慶田(2009)的結論是相反的。造成兩者結論相反的原因可能是計量經(jīng)濟學方法本身存在差異，即時間序列模型與面板模型本身存在差異性；此外，樣本數(shù)據(jù)的選擇也是一個重要原因，李瓊英、宋馬林、楊杰(2009)選用的是總體的社會保障支出數(shù)據(jù)，而謝文、吳慶田(2009)選用的是農村的社會保障支出數(shù)據(jù)。

對于社會保障支出與經(jīng)濟總體增長之間的關系的研究，各個研究者采用的實證檢驗模型存在差異。有的研究者采用普通最小二乘法，如馬會、吳云勇(2007)；也有的研究者采用時間序列數(shù)據(jù)模型，如王利軍(2009)；還有的研究者采用面板數(shù)據(jù)模型，如董擁軍、邱長溶(2007)。各學者的實證檢驗結果也存在差異。大多數(shù)研究者得出的結論是社會保障支出對經(jīng)濟增長存在正向影響，但是也有學者認為社會保障支出與經(jīng)濟增長存在負相關關系。馬會、吳云勇(2007)用最小二乘法實證檢驗了中國社會保障支出與經(jīng)濟增長之間的“推動效應”和“拉動效應”。但是其采用的是雙變量模型，沒有引入控制變量，降低了其實證檢驗結論的可信度。王利軍(2009)運用河南省的數(shù)據(jù)實證檢驗了河南省社會保障支出與經(jīng)濟增長之間的關系，而崔大海(2008)則分析了我國社會保障支出與經(jīng)濟增長的動態(tài)關系，而董擁軍、邱長溶(2007)也實證分析了社會保障支出與經(jīng)濟增長之間的動態(tài)均衡關系。雖然后兩者的研究對象相似，但是得出的結論卻不同。崔大海(2008)認為社會保障支出與經(jīng)濟增長之間是單向的因果關系，而董擁軍、邱長溶(2007)則認為我國的社會保障支出與經(jīng)濟增長之間存在雙向的因果關系。選取的樣本數(shù)據(jù)不同可能是造成這一差異的一個重要原因。董擁軍、邱長溶(2007)基于省際面板數(shù)據(jù)實證檢驗了我國社會保障支出與經(jīng)濟增長的關系，楊杰、葉小榕、宋馬林(2009)同樣是基于省際面板數(shù)據(jù)實證檢驗了我國社會保障支出與經(jīng)濟增長的關系。但是兩者得出的實證檢驗結果卻相反，前者認為社會保障支出與經(jīng)濟增長之間存在負向關系，而后者則認為社會保障支出與經(jīng)濟增長呈正相關。而前者對社會保障與經(jīng)濟增長存在負相關關系這一結論的解釋是這一負相關性來自于我國省際之間社會保障支出水平與經(jīng)濟發(fā)展水平、經(jīng)濟實力的嚴重不協(xié)調。這給我國當前社會保障支出提供了一個重要啟示，即社會保障支出并不一定帶來經(jīng)濟增長，它也有可能成為經(jīng)濟增長的負擔，對經(jīng)濟增長產(chǎn)生阻礙作用。因此社會保障支出的規(guī)模要與經(jīng)濟發(fā)展水平相適應。

從以上的研究可以看出，無論是對社會保障支出與經(jīng)濟某一部分的增長的關系的研究，還是對社會保障支出與經(jīng)濟總體增長的關系的研究，都沒有人采用中國某個區(qū)域的面板數(shù)據(jù)來檢驗社會保障支出與經(jīng)濟增長之間的關系。而中國的社會保障支出與經(jīng)濟增長之間的關系可能在中國各個區(qū)域有不同的呈現(xiàn)，這也就是社會保障支出與經(jīng)濟增長關系的異質性。本文以中國中部六省的面板數(shù)據(jù)來實證檢驗社會保障支出與經(jīng)濟增長之間的關系，探討社會保障支出與經(jīng)濟增長的關系在中部地區(qū)的呈現(xiàn)形態(tài)。

(二)理論假設

社會保障支出對經(jīng)濟增長的影響可以從多個方面來實現(xiàn)。一方面，社會保障支出通過充當經(jīng)濟的“減震器”，為經(jīng)濟發(fā)展營造一個穩(wěn)定的環(huán)境，從而為社會成員減少后顧之憂，提高社會成員的工作效率和工作積極性，對經(jīng)濟增長起到促進作用。另一方面，社會保障支出可以通過增加享受社會保障的群體的收入，增加這一群體的購買能力。根據(jù)消費函數(shù)：c=α+βy，當收入增加時，消費會增加，于是社會保障支出會增加享受社會保障的群體的消費，從而使整個社會的消費總量增加，進而拉動經(jīng)濟增長。但是社會保障支出并非越多越好，社會保障支出在充當經(jīng)濟“減震器”以及增加消費的同時，社會保障支出也存在機會成本。社會保障支出的增加會擠占財政支出中用來促進經(jīng)濟增長的其他支出。若社會保障支出的增加量為經(jīng)濟帶來的收益不足以彌補被社會保障支出擠占的等量的其他支出本可以對經(jīng)濟帶來的潛在收益時，社會保障支出就會成為經(jīng)濟增長的負擔，對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生阻礙作用，而這也是社會保障支出與經(jīng)濟增長存在負相關關系的原因。因此，對社會保障支出與經(jīng)濟增長的關系可以作這樣的假設：當社會保障支出在一個適度的規(guī)模內時，社會保障支出的增加會促進經(jīng)濟增長；當社會保障支出超過了適度規(guī)模時，社會保障支出的繼續(xù)增加將會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生負向作用。

二、模型、變量與數(shù)據(jù)

(一)模型設定

面板數(shù)據(jù)模型有混合模型、固定效應模型、隨機效應模型三種。根據(jù)前面的理論假設以及后面實證檢驗過程中的F檢驗、Hausman檢驗，本文最終選取了固定效應模型來檢驗社會保障支出與經(jīng)濟增長的關系。本文選取的固定效應模型的表達式如下：

GDPit=ai+SHBit+GDZit+JYRit+μit

i=湖南，湖北，江西，陜西，山西，安徽

t=1999,2000,…,2012

其中，GDPit表示經(jīng)濟增長，SHBit表示社會保障支出，GDZit表示投資，JYRit表示勞動力。

(二)數(shù)據(jù)與變量說明

考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性以及整理難度，本文選取1999-2012年我國中部六省(湖南、湖北、江西、陜西、山西、安徽)的數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》2000-2013。至于各變量的數(shù)據(jù)，則結合到各個變量來分別說明。

1.GDPit是因變量，表示經(jīng)濟增長。衡量經(jīng)濟增長的指標一般采用GDP或GDP增長率，本文則采用以中部六省中各省1999年為基期的1999-2012年中部六省不變價的GDP值來衡量經(jīng)濟增長，GDP值單位為億元。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》2000-2013。

2.SHBit表示社會保障支出。本文采用《中國統(tǒng)計年鑒》中分地區(qū)財政支出中的社會保障支出來衡量社會保障支出。具體來說，2007年的《中國統(tǒng)計年鑒》之前即1999年到2006年的中部六省的社會保障支出由撫恤和社會福利費用、行政事業(yè)單位離退休經(jīng)費、社會保障補助支出即社保三項支出相加而得，而從2008年的《中國統(tǒng)計年鑒》開始，不再分項統(tǒng)計社保三項支出，而改為只統(tǒng)計社會保障與就業(yè)支出，因此2007年到2012年的中部六省的社會保障支出由《中國統(tǒng)計年鑒》中的社會保障與就業(yè)支出來衡量。本文將社會保障支出按中部各省歷年的居民消費價格指數(shù)調整為以中部各省1999年為基期的不變價的社會保障支出。社會保障支出額的單位為萬元。

3.GDZit是控制變量，表示投資。投資是最主要的生產(chǎn)要素之一，對經(jīng)濟增長有著重要的影響。本文采用以中部各省1999年為基期的按各省歷年的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行調整的各省1999-2012年的不變價固定資產(chǎn)投資額來衡量投資。固定資產(chǎn)投資額的單位為億元。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》2000-2013。

4.JYRit也是控制變量，表示勞動力。勞動力也是最主要的生產(chǎn)要素之一，對經(jīng)濟增長也有著重要的影響。本文采用1999-2012年中部六省的就業(yè)人數(shù)來衡量勞動力。其中，1999到2005年的中部各省就業(yè)人數(shù)數(shù)據(jù)來自于《中國統(tǒng)計年鑒》中我國“按城鄉(xiāng)分從業(yè)人數(shù)”這一項目中中部各省的從業(yè)人數(shù)合計，由于統(tǒng)計口徑的變化，2007到2012年中部各省就業(yè)人數(shù)數(shù)據(jù)來自于《中國統(tǒng)計年鑒》中“按城鄉(xiāng)分就業(yè)人員數(shù)”這一項目下的中部各省就業(yè)人數(shù)合計。由于2006年的數(shù)據(jù)在《中國統(tǒng)計年鑒》中統(tǒng)計不詳，本文用2005的數(shù)據(jù)乘以1999-2012年的就業(yè)人數(shù)平均增長率來近似地估算出2006年的數(shù)據(jù)。就業(yè)人數(shù)的單位為萬人。

(三)描述性統(tǒng)計分析

表1 變量的描述性統(tǒng)計(中部六個省份)

續(xù)表1

注：根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》2000-2013數(shù)據(jù)計算而得。

三、實證檢驗

(一)面板模型估計的結果

1．三種面板模型估計的結果。本文用Sstata9.0對SHB、GDZ、JYR對GDP的影響在三種面板模型下進行了回歸分析，回歸結果如表2所示。

表2 三種面板模型的回歸結果

注：*、**、***分別代表10%、5%、1%的顯著性水平。

2.固定效應顯著性檢驗(F檢驗)。F統(tǒng)計量檢驗旨在確定應該建立混合回歸模型，還是固定效應回歸模型。原假設與備選假設是：

H0：αi=α。模型中不同個體的截距相同(真實模型為混合回歸模型)。

H1：模型中不同個體的截距不同(真實模型為固定效應回歸模型)。

F統(tǒng)計量定義為：

其中SSEr表示約束模型，即混合模型的殘差平方和，SSEu表示非約束模型，即個體固定效應回歸模型的殘差平方和。非約束模型比約束模型多了N-1個被估參數(shù)。由表2中的F檢驗結果可知，F(xiàn)(5, 51) = 79.66，Prob>F= 0.0000。因此，拒絕原假設，建立固定效應模型更合理。

3.Hausman檢驗。Hausman檢驗旨在確定應該建立隨機效應回歸模型還是固定效應模型。原假設與備選假設是：

H0：個體效應與回歸變量無關(隨機效應回歸模型)。

H1：個體效應與回歸變量相關(固定效應回歸模型)。

因此，通過一系列的假設檢驗，最后確定采用固定效應模型來實證檢驗社會保障支出與經(jīng)濟增長的關系。而實證檢驗的結果則反映在表2中。

(二)對實證檢驗結果的解釋

通過一系列的檢驗，本文最終確定用固定效應模型來檢驗社會保障支出與經(jīng)濟增長的關系。固定效應模型的估計結果列在表2中。從結果中可以看出，方程的組內R2較高，表明方程的擬合優(yōu)度較高。社會保障支出的回歸系數(shù)為正，并且在1%的顯著性水平上通過了T檢驗，表明社會保障支出對經(jīng)濟增長存在顯著的正向影響。投資的回歸系數(shù)也為正，并且在5%的顯著性水平上通過了T檢驗，表明投資對經(jīng)濟增長存在顯著的正向影響。勞動力的回歸系數(shù)也為正，并且在1%的顯著性水平通過了T檢驗，表明勞動力對經(jīng)濟增長存在顯著的正向影響。對于以上的實證檢驗結果，本文的解釋如下。

1.投資對經(jīng)濟增長存在顯著的正向影響。根據(jù)傳統(tǒng)的經(jīng)濟理論，在國民收入核算中，Y=I+C+G+X-M，其中I指的就是投資。在其他條件不變的情況下，投資增加時，總產(chǎn)出也會增加，從而促進經(jīng)濟增長。

2.勞動力對經(jīng)濟增長存在顯著的正向影響。勞動力的增加，意味著經(jīng)濟中的就業(yè)率上升，在勞動生產(chǎn)率不變的情況下，就業(yè)率的上升會使總產(chǎn)出增加，更多的勞動力將創(chuàng)造更多的產(chǎn)值。

3.社會保障支出對經(jīng)濟增長存在顯著的正向影響。由于這是以中部六省的數(shù)據(jù)得出的檢驗結果，因此，這一結果揭示的經(jīng)濟意義的完整表述應該是：在我國中部地區(qū)，社會保障支出對經(jīng)濟增長存在顯著的正向影響。這一結果與前面的理論預期是一致的。社會保障支出一方面通過充當經(jīng)濟的“減震器”，提高社會成員的工作積極性而促進生產(chǎn)，從而促進經(jīng)濟增長;另一方面，社會保障支出通過增加享受社會保障的群體的收入，進而增加這一群體的消費，最終促進經(jīng)濟增長。當然這一結果的出現(xiàn)，還有中部地區(qū)特有的原因。中部地區(qū)與東部經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)相鄰，造成中部地區(qū)的人口大量往東部地區(qū)流動。這一人口的流動減輕了中部地區(qū)的社會保障壓力。因為在同樣的社會保障支出水平下，人口的減少意味著人均社會保障支出的增加，或者在人均社會保障支出不變的情況下，人口的減少意味著社會保障支出總量的節(jié)省，即現(xiàn)在用更少的社會保障支出就可以完成以前同等的社會保障任務。同時，人口的減少也降低了社會保障工作的難度，從而有利于提高社會保障支出的績效。正是由于以上各種原因，使得中部地區(qū)的社會保障支出的收益大于社會保障支出的機會成本，從而使社會保障支出的增加促進了經(jīng)濟的增長，于是社會保障支出與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)正相關關系。

四、結論及對策建議

本文以社會保障支出為自變量，以經(jīng)濟增長為因變量，同時引入投資和勞動力為控制變量，然后運用1999-2012年我國中部六省的面板數(shù)據(jù)實證檢驗社會保障支出與經(jīng)濟增長的關系。結果顯示，社會保障支出對經(jīng)濟增長存在顯著的正向影響，同時投資和勞動力也對經(jīng)濟增長存在顯著的正向影響。在此基礎上，本文提出以下一些對策建議。

既然社會保障支出對經(jīng)濟增長存在正向影響，那么適當增加社會保障支出將會促進經(jīng)濟增長。但是在這里，我們要注意的是“適當增加”，因為社會保障支出的最優(yōu)規(guī)模我們并不清楚。在一些研究文獻中，有的學者(如穆懷中，1997)用數(shù)理模型對我國的社會保障支出的適度規(guī)模進行了大膽測算，并且得出了具體的數(shù)值。然而值得商榷的是，他們的數(shù)理模型是在一個理想的環(huán)境中進行推理測算，而這樣的理想環(huán)境在現(xiàn)實中并不存在。因此，這些學者測算的社會保障支出的最優(yōu)規(guī)模的具體數(shù)值只具有參考價值，無論這些數(shù)值經(jīng)過了多么嚴密、精確的推算。由于社會保障支出的最優(yōu)規(guī)模無法確定，因此只能“適當增加”社會保障支出，至于何為“適當”，則要靠決策者根據(jù)主客觀的情況去把握。在“適當增加”社會保障支出總量的同時，對于社會保障支出的結構、社會保障支出的效率、社會保障支出與其他支出的關系等因素也不可忽視。優(yōu)化社會保障支出的結構，例如在區(qū)域結構中將更多的社會保障支出投放到社會保障支出效率較高的地區(qū)，將使社會保障支出的總效益發(fā)揮到最大。提高社會保障支出的效率，例如加強對社會保障資金運用的監(jiān)管、創(chuàng)新社會保障資金運用的形式，將使一定量的社會保障支出的效益發(fā)揮到最大。協(xié)調社會保障支出與其他支出的關系，將使財政支出的結構得以優(yōu)化，從而對經(jīng)濟增長形成一股強大的合力。

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[責任編輯 楊 瑜]

2014-08-16

本文受教育部人文社會科學研究青年項目(13YJC790160)、湖州市哲學社會科學規(guī)劃立項課題(14hzghy027)、湖州市經(jīng)濟學會研究課題(JJXH201403)資助。

劉孝斌(1986—)，男，助教，經(jīng)濟學碩士，研究方向為金融市場、產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟。

F124;F224

A

2095-1124(2015)01-0084-06