基于面板數(shù)據(jù)模型的社會(huì)保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系分析

朱孔來，張　曉，李　勵(lì)，姜文華

(1.濟(jì)南大學(xué) 軟實(shí)力研究中心，山東 濟(jì)南 250002；

2.中國(guó)聯(lián)合網(wǎng)絡(luò)通信集團(tuán)有限公司 濟(jì)南分公司，山東 濟(jì)南 250001)

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基于面板數(shù)據(jù)模型的社會(huì)保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系分析

朱孔來1，張曉2，李勵(lì)1，姜文華1

(1.濟(jì)南大學(xué) 軟實(shí)力研究中心，山東 濟(jì)南 250002；

2.中國(guó)聯(lián)合網(wǎng)絡(luò)通信集團(tuán)有限公司 濟(jì)南分公司，山東 濟(jì)南 250001)

摘要：定量分析社會(huì)保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系對(duì)服務(wù)領(lǐng)導(dǎo)決策、促進(jìn)二者協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要意義。以中國(guó)31個(gè)省區(qū)市2001-2011年的人均GDP和人均社會(huì)保障支出的面板數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)，從橫截面、時(shí)間以及指標(biāo)三個(gè)維度對(duì)二者之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析；通過單位根檢驗(yàn)、面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)，得出中國(guó)社會(huì)保障水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系；在此基礎(chǔ)上構(gòu)建固定效應(yīng)變系數(shù)模型，從彈性角度分析，得出中國(guó)社會(huì)保障水平每提高1個(gè)百分點(diǎn)就會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高0.87個(gè)百分點(diǎn)的結(jié)果。

關(guān)鍵詞：社會(huì)保障水平；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平；面板數(shù)據(jù)；長(zhǎng)期均衡

社會(huì)保障制度作為一種再分配方式在調(diào)節(jié)收入分配差距、體現(xiàn)社會(huì)公平、保障公民權(quán)益、建設(shè)和諧社會(huì)等方面發(fā)揮著重要作用。隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不斷提高，相應(yīng)的社會(huì)保障支出不斷增加，并且增長(zhǎng)速度高于同期GDP增速，使得中國(guó)社會(huì)保障水平隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高而提高，這是社會(huì)各界公認(rèn)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)社會(huì)保障的帶動(dòng)作用。對(duì)于社會(huì)保障水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的關(guān)系國(guó)內(nèi)外定性研究較多，而定量研究少。多數(shù)人認(rèn)為社會(huì)保障水平的提高是經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶動(dòng)的結(jié)果，至于社會(huì)保障能否促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究者不多，尤其是社會(huì)保障對(duì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展作用的定量研究者更少。我們認(rèn)為，在目前轉(zhuǎn)方式、調(diào)結(jié)構(gòu)、惠民生的背景下，不能僅僅強(qiáng)調(diào)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)社會(huì)保障的帶動(dòng)作用(即視經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r決定社會(huì)保障的投入)，更要發(fā)揮社會(huì)保障對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用(即把提高社會(huì)保障水平作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力源、作為轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的動(dòng)力源)，所以定量研究二者之間的關(guān)系對(duì)服務(wù)領(lǐng)導(dǎo)決策、促進(jìn)二者協(xié)調(diào)發(fā)展尤為重要。

一、研究綜述

國(guó)外對(duì)社會(huì)保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的研究有較長(zhǎng)歷史，國(guó)外學(xué)者主要從社會(huì)保障支出對(duì)居民消費(fèi)和居民儲(chǔ)蓄的角度進(jìn)行了一些研究。典型成果如下：Feldstein運(yùn)用生命周期，通過分析社會(huì)保障對(duì)居民退休行為的影響來研究社會(huì)保障對(duì)居民儲(chǔ)蓄的影響，認(rèn)為社會(huì)保障對(duì)居民儲(chǔ)蓄影響的大小取決于社會(huì)保障的遺產(chǎn)效應(yīng)和退休效應(yīng)[1]675-697。Angus Stewart Deaton認(rèn)為：社會(huì)保障制度會(huì)改變家庭所面臨的風(fēng)險(xiǎn)和對(duì)未來財(cái)富的預(yù)期，從而引起家庭在儲(chǔ)蓄和消費(fèi)方面的反應(yīng)。社會(huì)保障可以減少甚至消除政府干預(yù)社會(huì)保障規(guī)則的政治風(fēng)險(xiǎn)，使得居民可以大膽地減少儲(chǔ)蓄；但是居民意識(shí)到基金形式特有的市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)、通貨膨脹風(fēng)險(xiǎn)和收入不確定風(fēng)險(xiǎn)，就會(huì)意識(shí)到自己未來財(cái)富的不確定性，又會(huì)迫使自己增加私人儲(chǔ)蓄，因此，基金形式下的社會(huì)保障對(duì)居民儲(chǔ)蓄的影響最終取決于這幾個(gè)方面因素的綜合作用[2]54-88，127-130，223-226，275-276。

中國(guó)對(duì)社會(huì)保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的研究晚于西方國(guó)家，但中國(guó)對(duì)二者關(guān)系的實(shí)證研究明顯多于西方國(guó)家。穆懷中將人口結(jié)構(gòu)理論和科布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)結(jié)合起來，計(jì)算得出了社會(huì)保障負(fù)擔(dān)系數(shù)和勞動(dòng)生產(chǎn)要素投入系數(shù)，從而得出中國(guó)社會(huì)保障的模型，運(yùn)用該模型進(jìn)行計(jì)算，可以確定出一個(gè)地區(qū)社會(huì)保障適度水平的上下限[3]。楊翠迎、何文炯等學(xué)者選取了社會(huì)保障制度比較成熟的英、法、德、意、丹麥5個(gè)西方國(guó)家的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，得出社會(huì)保障水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的關(guān)系經(jīng)歷了由低水平適應(yīng)到不適應(yīng)、再到高水平適應(yīng)三個(gè)階段，并選取中國(guó)1991-2001年社會(huì)保障支出和GDP的數(shù)據(jù)資料進(jìn)行了實(shí)證研究，得出中國(guó)社會(huì)保障和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不相適應(yīng)的結(jié)論[4]。董擁軍等學(xué)者分別選取了1989-2003年中國(guó)社會(huì)保障支出和GDP以及1961-2001年日本的社會(huì)保障支出和GDP數(shù)據(jù)作為樣本資料，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)得出兩者存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系[5]。郭光芝、楊翠迎運(yùn)用中國(guó)31個(gè)省(市、自治區(qū))1998-2008年的面板數(shù)據(jù)，研究了社會(huì)保障財(cái)政責(zé)任與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平關(guān)系，得出人均GDP每增加1%，社會(huì)保障支出在財(cái)政支出中的比重就會(huì)增加16.5%的結(jié)論[6]。

就目前研究來看，國(guó)外的定量研究較少，中國(guó)的定量研究相對(duì)較多，但縱觀國(guó)內(nèi)外現(xiàn)有研究成果，不難發(fā)現(xiàn)中國(guó)的定量研究雖然較多，但選取的樣本數(shù)據(jù)多為時(shí)間序列數(shù)據(jù)。然而，對(duì)于社會(huì)保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展兩者之間關(guān)系的研究，不僅僅要考慮時(shí)間差異，還要考慮到不同省區(qū)市的地區(qū)差異。所以，單純的時(shí)間序列數(shù)據(jù)不能很好地反映二者之間的關(guān)系。

二、模型與數(shù)據(jù)檢驗(yàn)

(一)面板數(shù)據(jù)模型

用面板數(shù)據(jù)所做的回歸模型被稱為面板數(shù)據(jù)模型，面板數(shù)據(jù)模型和平面數(shù)據(jù)模型一樣，分為線性回歸模型和非線性回歸模型。為了便于操作，我們選取面板數(shù)據(jù)的線性回歸模型進(jìn)行分析。

面板數(shù)據(jù)的線性模型為：

t=2001,2002,…，2011

(1)

面板數(shù)據(jù)的線性模型又分為如下形式：

模型1：變系數(shù)模型

(2)

模型2：變截距模型

Yit=ai+β′Xit+eit

(3)

模型3：混合模型

Yit=a+β′Xit+eit

(4)

上述模型中模型1和模型2固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。根據(jù)相關(guān)理論，如果僅僅拿樣本自身的效應(yīng)為假設(shè)進(jìn)行推論，則適合采用固定效應(yīng)模型；如果以樣本效應(yīng)來推測(cè)總體效應(yīng)，應(yīng)該采用隨機(jī)效應(yīng)模型。本文以中國(guó)31個(gè)省區(qū)市作為樣本進(jìn)行分析，所以采用了固定效應(yīng)模型。

(二)面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)

建模過程中，通常假定經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列是平穩(wěn)的，然而大部分經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列都是不平穩(wěn)的，會(huì)隨著時(shí)間的推移而發(fā)生變化。如果將用于平穩(wěn)時(shí)間序列的統(tǒng)計(jì)方法應(yīng)用于非平穩(wěn)時(shí)間序列，就會(huì)出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，由此得出來的結(jié)論很可能是錯(cuò)誤的。協(xié)整分析解決了“偽回歸”問題。協(xié)整檢驗(yàn)之前，首先要確定模型中的變量是否平穩(wěn)，即是否含有單位根。面板數(shù)據(jù)單位根的檢驗(yàn)方法主要有LLC檢驗(yàn)、Breitung檢驗(yàn)、Hadri檢驗(yàn)、IPS (Im-Pesaran-Skin)檢驗(yàn)、Fisher-ADF檢驗(yàn)和Fisher-PP檢驗(yàn)等。其中前三種檢驗(yàn)的前提是假設(shè)面板數(shù)據(jù)中的每一個(gè)截面序列都有相同的單位根，常用LLC檢驗(yàn)；后面的三種檢驗(yàn)方法則容許面板數(shù)據(jù)中的每一個(gè)截面序列具有不同的單位根。本文以中國(guó)31個(gè)省區(qū)市2001-2011年人均社會(huì)保障支出和人均GDP作為樣本數(shù)據(jù)資料進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析，其中取lngdp作為因變量，lnshbzzc作為自變量。

表1　面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)

表1中括號(hào)內(nèi)數(shù)字的含義為拒絕原假設(shè)，Hadri檢驗(yàn)結(jié)果未列出。當(dāng)概率值P>0.05時(shí)接受原假設(shè)，除Hadri檢驗(yàn)方法外，其他的檢驗(yàn)方法的P值都大于0.05，所以接受原假設(shè)，即面板數(shù)據(jù)存在單位根；Hadri檢驗(yàn)方法的P值小于0.05，即拒絕面板數(shù)據(jù)不含單位根的原假設(shè)，即面板數(shù)據(jù)含有單位根。由此得出面板數(shù)據(jù)有單位根，數(shù)據(jù)為非平穩(wěn)。要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，還需要知道這些數(shù)據(jù)的單整性。

表2　面板數(shù)據(jù)一階差分的單位根檢驗(yàn)

表2給出面板數(shù)據(jù)的一階差分單位根檢驗(yàn)結(jié)果，括號(hào)中數(shù)字的含義為接受原假設(shè)。從結(jié)果可以看出面板數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的條件，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

(三)面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)

為定量分析二者之間的關(guān)系，本文在對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)方法分為兩大類：一類是EG二步法基礎(chǔ)上的面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)；另一類是Johansen協(xié)整。其中EG兩步法協(xié)整檢驗(yàn)包括Pedroni檢驗(yàn)和Kao檢驗(yàn)。

1.Pedroni檢驗(yàn)

Pedroni檢驗(yàn)以協(xié)整方程的回歸殘差為基礎(chǔ)，構(gòu)造7個(gè)統(tǒng)計(jì)量來檢驗(yàn)面板變量之間的協(xié)整關(guān)系。其原假設(shè)是不存在協(xié)整關(guān)系，具體檢驗(yàn)過程見表3。

表3　Pedroni檢驗(yàn)

從表3可以看出，Panel rho-Statistic的P>0.05接受原假設(shè)，即面板變量之間不存在協(xié)整關(guān)系；其他統(tǒng)計(jì)量都通過了5%顯著性水平的檢驗(yàn)，因此拒絕原假設(shè)，即面板變量之間存在協(xié)整關(guān)系?；诒疚牡男颖拘再|(zhì)，所以進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)主要比照Panel ADF-Statistic和Group ADF-Statistic來判定面板變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。由表3可知，Panel ADF-Statistic和Group ADF-Statistic的P值都小于0.05，都拒絕原假設(shè)。因此，可以得出中國(guó)的社會(huì)保障支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

2.KAO檢驗(yàn)

KAO檢驗(yàn)其原假設(shè)為：面板數(shù)據(jù)變量不存在協(xié)整關(guān)系，其檢驗(yàn)結(jié)果見表4。

表4　KAO檢驗(yàn)

KAO檢驗(yàn)也表明面板變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即中國(guó)社會(huì)保障水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。

3.Johansen檢驗(yàn)

Johansen檢驗(yàn)是基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗(yàn)，其原假設(shè)為不存在協(xié)整關(guān)系。P值小于0.05，得出社會(huì)保障水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間存在協(xié)整關(guān)系。

Pedroni檢驗(yàn)、KAO檢驗(yàn)和Johansen檢驗(yàn)都證明了社會(huì)保障支出和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，因此該樣本數(shù)據(jù)可以進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的回歸分析。

三、面板數(shù)據(jù)模型的實(shí)證分析

面板數(shù)據(jù)模型分為混合模型、變系數(shù)模型和變截距模型，確定模型常用的方法是協(xié)方差分析。協(xié)方差分析方法的原理包括兩步：

第一步，確定兩個(gè)假設(shè)

H1：系數(shù)相同即β1=β2=…=βN(變截距模型)

H2：系數(shù)和截距都相同即α1=α2=…=αN且β1=β2=…=βN(混合模型)

第二步，構(gòu)造F統(tǒng)計(jì)量

(5)

F((N-1)(K+1),NT-N(K+1))

(6)

其中S1、S2和S3分別代表變系數(shù)模型、變截距模型和混合模型的殘差平方和。比較F統(tǒng)計(jì)量與F檢驗(yàn)臨界值的大小，從而確定選擇哪種模型。如果F1大于0.05顯著水平上統(tǒng)計(jì)量F的臨界值，則拒絕原假設(shè)，面板數(shù)據(jù)模型不可能是變截距模型；反之，則接受原假設(shè)，建立變截距的面板數(shù)據(jù)模型。如果F2大于0.05顯著水平上的統(tǒng)計(jì)量F的臨界值，則拒絕原假設(shè)，面板數(shù)據(jù)模型不可能是混合模型，那么再考慮假設(shè)H1；如果F1小于0.05顯著水平上的統(tǒng)計(jì)量F臨界值，則接受H1，建立變截距面板數(shù)據(jù)模型；反之建立變系數(shù)面板數(shù)據(jù)模型。

以中國(guó)31個(gè)省區(qū)市2001-2011年的人均GDP的對(duì)數(shù)(LNGDP)和人均社會(huì)保障支出的對(duì)數(shù)(LNSHBZZC)作為樣本數(shù)據(jù)，分別計(jì)算統(tǒng)計(jì)量F2和F1,得：F1=7.767；F2=287.81。

將人均GDP的對(duì)數(shù)(LNGDP)記作因變量Y，把人均社會(huì)保障支出的對(duì)數(shù)(LNSHBZZC)記作自變量X。由EVIEWS計(jì)算求得S1=0.384 589，S2=0.705 783，S3=24.188 58，由此計(jì)算得到的F1=28，F(xiàn)1>F(30，279)=1.62，所以拒絕假設(shè)H1；同理F2=287.81>F(60,279)=1.39,在5%的顯著水平上都拒絕了假設(shè)H1和H2，所以應(yīng)該采用固定效應(yīng)變系數(shù)模型。即：

t=2001,2002，…，2010

(7)

用廣義最小二乘法(GLS)對(duì)固定效應(yīng)變系數(shù)模型分別做不帶參數(shù)的模型和帶參數(shù)AR(1)的模型，但經(jīng)試驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，加入?yún)?shù)AR(1)后，沒有使模型擬合度提高，所以應(yīng)該用GLS法做不帶參數(shù)的固定效應(yīng)變系數(shù)模型。

檢驗(yàn)結(jié)果表明，按照截面取權(quán)重得出的模型其可決系數(shù)R大于沒取權(quán)重模型的可決系數(shù)，所以應(yīng)選取按照截面取權(quán)重建立模型。檢驗(yàn)結(jié)果還表明，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量明顯大于5%顯著水平上的臨界值，面板數(shù)據(jù)模型的可決系數(shù)R為0.993，這說明面板數(shù)據(jù)模型的擬合優(yōu)度較高，擬合程度好；DW=1.375，大于在5%顯著水平上DW(31,1)=1.363，小于4-DW(31,1)即1.363=DW(31,1)

根據(jù)其系數(shù)建立面板數(shù)據(jù)模型如下：

回歸系數(shù)表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)社會(huì)保障的影響程度。檢驗(yàn)結(jié)果表明，回歸系數(shù)都通過了5%顯著水平的檢驗(yàn)，并且各省區(qū)市均為正，說明中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平確實(shí)是提高社會(huì)保障水平的關(guān)鍵因素。

通過觀察中國(guó)31個(gè)省區(qū)市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)社會(huì)保障水平的彈性系數(shù)(見表5)，可以看出各省區(qū)市彈性系數(shù)雖然相差不是很大，但不同省區(qū)市之間的差別表明了社會(huì)保障對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用具有明顯的地域差異。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)社會(huì)保障水平的彈性系數(shù)大于1的省份主要集中在中西部地區(qū)。經(jīng)過分析認(rèn)為，中國(guó)東部地區(qū)的社會(huì)保障水平明顯高于中西部地區(qū)，然而東部地區(qū)社會(huì)保障對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用卻小于中西部地區(qū)社會(huì)保障對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用，相關(guān)數(shù)據(jù)見表5。

不同省區(qū)市之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同，并且不同省區(qū)市的政策側(cè)重點(diǎn)也不相同，所以社會(huì)保障對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用也呈現(xiàn)出高低不同的趨勢(shì)。內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)社會(huì)保障水平的彈性系數(shù)為1.15，排名第一；上海經(jīng)濟(jì)水平對(duì)社會(huì)保障水平的彈性系數(shù)為0.48，排名最后；各個(gè)省區(qū)市回歸系數(shù)的平均值為0.872 403，即社會(huì)保障水平每提高一個(gè)百分點(diǎn)就會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高0.87個(gè)百分點(diǎn)。

通過觀察中國(guó)31個(gè)省區(qū)市社會(huì)保障水平對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的彈性系數(shù)(見表5)可以看出，中國(guó)31個(gè)省區(qū)市中，除了北京、內(nèi)蒙古、吉林和陜西四個(gè)省區(qū)的社會(huì)保障對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用(或稱反作用)大于經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)社會(huì)保障的帶動(dòng)作用外，其他所有省區(qū)市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)社會(huì)保障水平的彈性系數(shù)小于社會(huì)保障水平對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的彈性系數(shù)，即總體而言，中國(guó)目前階段經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)社會(huì)保障的帶動(dòng)作用大于社會(huì)保障對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用。

表5　彈性系數(shù)比較

我們認(rèn)為，目前階段中國(guó)之所以經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)社會(huì)保障的帶動(dòng)作用大于社會(huì)保障對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展促進(jìn)作用，其原因主要是社會(huì)保障水平與社會(huì)保障能力不相適應(yīng)。我們將中國(guó)31個(gè)省區(qū)市的GDP和社會(huì)保障支出總額分別排名，發(fā)現(xiàn)GDP高的地區(qū)其社會(huì)保障支出總額不一定多，即經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)其潛在的社會(huì)保障能力雖強(qiáng)，但由于對(duì)社會(huì)保障的實(shí)際投入不足，社會(huì)社會(huì)保障水平不一定高，這說明中國(guó)目前社會(huì)保障水平與社會(huì)保障能力還不完全相適應(yīng)。社會(huì)保障水平偏低或者偏高都不能有效地發(fā)揮對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用。

表6　2011年中國(guó)31省區(qū)市GDP、社保支出、

表6列出了2011年中國(guó)31個(gè)省區(qū)市GDP和人均GDP排名以及社會(huì)保障支出和人均社會(huì)保障支出排名。我們用GDP或者人均GDP作為主要指標(biāo)來衡量一個(gè)地區(qū)的社會(huì)保障能力，用社會(huì)保障支出或者人均社會(huì)保障支出作為主要指標(biāo)來衡量一個(gè)地區(qū)的社會(huì)保障水平，以廣東省和上海市為例進(jìn)行分析。廣東省的GDP排名全國(guó)第一，上海的GDP位居全國(guó)第11位，然而廣東省的社會(huì)保障支出卻低于上海的社會(huì)保障支出。由此可見廣東省的社會(huì)保障水平與當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展水平水平不相適應(yīng)。廣東省有足夠的社會(huì)保障能力來提供更高水平的社會(huì)保障，然而受諸多因素的影響，對(duì)社會(huì)保障的投入不足，社會(huì)保障水平偏低。同理也可以分析其他省份的社會(huì)保障水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是否相適應(yīng)。

四、結(jié)論和對(duì)策建議

通過對(duì)中國(guó)社會(huì)保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的實(shí)證分析，得出如下結(jié)論：1.中國(guó)社會(huì)保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高是帶動(dòng)社會(huì)保障水平提高的關(guān)鍵因素，同時(shí)社會(huì)保障對(duì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要的反作用，即社會(huì)保障水平的提高會(huì)有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，但在目前階段，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)社會(huì)保障的帶動(dòng)作用大于社會(huì)保障對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用；2.從彈性角度分析，中國(guó)目前社會(huì)保障水平每提高一個(gè)百分點(diǎn)就會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高0.87個(gè)百分點(diǎn)；3.總體而言，中國(guó)目前的社會(huì)保障水平落后經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，部分地區(qū)沒有充分利用社會(huì)保障能力、對(duì)社會(huì)保障的投入不足，因此加速提升社會(huì)保障水平既非常迫切，也有一定潛力。

基于上述結(jié)論，特提出以下對(duì)策建議：

1.深化對(duì)社會(huì)保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平二者關(guān)系的認(rèn)識(shí)。在目前轉(zhuǎn)方式、調(diào)結(jié)構(gòu)、惠民生的關(guān)鍵時(shí)期，要讓各級(jí)領(lǐng)導(dǎo)和社會(huì)各界深化對(duì)社會(huì)保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展二者關(guān)系、尤其是社會(huì)保障對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要促進(jìn)作用的認(rèn)識(shí)，把社會(huì)保障不能僅僅作為一項(xiàng)社會(huì)事業(yè)，而應(yīng)同時(shí)作為一項(xiàng)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，作為轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的源動(dòng)力，從而提高社會(huì)保障投入的自覺性和主動(dòng)性。

2.從宏觀政策導(dǎo)向上，走社會(huì)保障與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)適度并協(xié)調(diào)發(fā)展的路子。社會(huì)保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展相互促進(jìn)、相互制約，社會(huì)保障既不能大幅超前經(jīng)濟(jì)發(fā)展，也不能嚴(yán)重落后于經(jīng)濟(jì)發(fā)展，而應(yīng)該與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相適應(yīng)并協(xié)調(diào)發(fā)展。對(duì)中國(guó)各省區(qū)市人均GDP排名與人均社保支出在全國(guó)排名差異較大的省份而言，要主動(dòng)調(diào)整社保支出增長(zhǎng)速度，加強(qiáng)對(duì)二者協(xié)調(diào)發(fā)展的調(diào)控，尤其對(duì)社會(huì)保障水平較低地區(qū)要督促其加大社保投入、迅速提升社會(huì)保障水平。

3.縮小城鄉(xiāng)社會(huì)保障差距。與中國(guó)國(guó)情相適應(yīng)，中國(guó)的社會(huì)保障也呈現(xiàn)出城鄉(xiāng)二元化發(fā)展特征。因此，政府應(yīng)該加大對(duì)農(nóng)村社會(huì)保障的支持力度，繼續(xù)完善農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，提高新農(nóng)合補(bǔ)助標(biāo)準(zhǔn)，建立農(nóng)民工社會(huì)保障制度，建立城鄉(xiāng)一體化的最低生活保障制度，通過縮小城鄉(xiāng)社會(huì)保障差距從整體上提高社會(huì)保障水平。

4.拓寬社會(huì)保障資金來源。單純依靠政府力量來提高社會(huì)保障水平，勢(shì)必會(huì)加大財(cái)政負(fù)擔(dān)，進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)和各項(xiàng)社會(huì)事業(yè)發(fā)展。建議通過加快社會(huì)保障方式改革，把原有社會(huì)保障資金由國(guó)家和政府投入為主快速過渡到社會(huì)化投入為主，并加強(qiáng)社會(huì)保障資金的有效運(yùn)營(yíng)，實(shí)現(xiàn)社會(huì)保障資金最大化增值，促進(jìn)社會(huì)保障由“國(guó)家化”、“政府化”向“社會(huì)化”轉(zhuǎn)變。

5.優(yōu)化人口結(jié)構(gòu)。中國(guó)目前老齡化速度過快是導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)加重及人均養(yǎng)老保險(xiǎn)水平難以提高的主要原因，建議在完善社會(huì)保障制度的同時(shí)，盡快調(diào)整中國(guó)的人口生育政策，放開“二胎”生育政策，以減緩人口老齡化趨勢(shì)。

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(責(zé)任編輯：陳正)

張曉，女，山東萊蕪人，碩士，研究方向：市場(chǎng)預(yù)測(cè)；

李勵(lì)，女，湖北孝感人，碩士生，研究方向：管理決策與系統(tǒng)評(píng)價(jià)；

姜文華，女，山東萊陽人，副教授，研究方向：區(qū)域經(jīng)濟(jì)。

【統(tǒng)計(jì)應(yīng)用研究】

Analysis on Social Security and Economic Development Based on Panel Data Model

ZHU Kong-lai1, ZHANG Xiao2, LI Li1， JIANG Wen-hua1

(1. Soft Power Research Center, University of Jinan, Jinan 250002, China;

2. Jinan Branch, China United Network Communications Group Co. Ltd., Jinan 250001, China)

Abstract:Quantitative analysis of the relationship between social security and economic development plays important role in leadership decision-making and promoting the coordinated development between social security and economic development. Taking the panel data of 31 provinces and municipalities from 2001 to 2011 - per capita GDP years and per capita social security expenditure as sample, the authors analyze the relationship between them from three dimensions: cross-sectional, time, and indicators. The authors conduct panel data unit root test and cointegration test panel data using the panel data, which verifies a long-term stable equilibrium relationship existed between the level of social security and the level of economic development of China and builds fixed effects model with variable coefficients on the basis of data. The level of social security of each increase one percentage point would promote the level of economic development improves 0.87 percentage points from the elastic perspective.

Key words:social security level; level of economic development; panel data; long-run equilibrium

中圖分類號(hào)：F224.0

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號(hào)：1007-3116(2015)12-0062-06

作者簡(jiǎn)介：朱孔來，男，山東臨沭人，教授，研究方向：綜合評(píng)價(jià)；