王曉麗

中圖分類號(hào)：F014.4 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

內(nèi)容摘要：本文以2007-2014年的省際年度數(shù)據(jù)為樣本，通過(guò)社會(huì)保障支出、地方財(cái)政社會(huì)保障支出占GDP比重、地方財(cái)政社會(huì)保障支出占政府財(cái)政支出比重這三大指標(biāo)分析了中國(guó)社會(huì)保障的地區(qū)差異。同時(shí)，依據(jù)地區(qū)生產(chǎn)總值與社會(huì)保障支出關(guān)系，以財(cái)政支出為媒介，構(gòu)建面板門限模型進(jìn)行實(shí)證分析，驗(yàn)證了社會(huì)保障與財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值比重之間呈倒U形曲線關(guān)系，并估計(jì)出了財(cái)政支出對(duì)社會(huì)保障支出的門限值，最后提出了相應(yīng)的政策建議。

關(guān)鍵詞：社會(huì)保障支出 地區(qū)生產(chǎn)總值 門檻效應(yīng)

引言及文獻(xiàn)述評(píng)

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)建設(shè)取得了突飛猛進(jìn)的進(jìn)展，伴隨經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，我國(guó)社會(huì)保障支出也呈現(xiàn)一定的增勢(shì)。然而在我國(guó)經(jīng)濟(jì)增加的同時(shí)，地區(qū)之間發(fā)展不平衡的趨勢(shì)日益明顯，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡，導(dǎo)致財(cái)政支出的不平衡，進(jìn)而影響著我國(guó)各地區(qū)的社會(huì)保障支出。

（一）國(guó)外研究

縱觀國(guó)外關(guān)于社會(huì)保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的研究，早在1988年，國(guó)外學(xué)者Laitner（1988）在迭代模型的基礎(chǔ)上首次對(duì)兩者關(guān)系進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)社會(huì)保障可促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展；Barro（1989）分析了政府財(cái)政支出的各個(gè)項(xiàng)目與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，也間接分析了社會(huì)保障支出與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系；而對(duì)于兩者之間的關(guān)系強(qiáng)度，Xavier（1995）以日本和歐美國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模型和趨勢(shì)為研究對(duì)象，得出社會(huì)保障支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向促進(jìn)作用；同時(shí)，Zhang（2004）；Lee、Chang（2006）等學(xué)者，采用不同的研究方法，也得出社會(huì)保障支出會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的研究結(jié)論。

（二）國(guó)內(nèi)研究

具體來(lái)講，雖然經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是影響社會(huì)保障支出最根本的因素，但其對(duì)社會(huì)保障支出的影響是通過(guò)影響政府的財(cái)政支出來(lái)實(shí)現(xiàn)的，因此，社會(huì)保障支出與國(guó)家財(cái)政息息相關(guān)。王家新、喬均（1999）通過(guò)對(duì)國(guó)外社會(huì)保障制度較為成熟的國(guó)家進(jìn)行研究，得出社會(huì)保障支出是國(guó)家財(cái)政支出重要組成部分的結(jié)論。高培勇（2000）提出我國(guó)財(cái)政對(duì)社會(huì)保障支出的投入力度不足；那么，將研究視角轉(zhuǎn)入財(cái)政支出對(duì)社會(huì)保障支出的影響因素來(lái)看，是否會(huì)有不同結(jié)論？董擁軍、邱長(zhǎng)溶（2007）基于省際面板數(shù)據(jù)，對(duì)我國(guó)社會(huì)保障支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，最終得出：從資本以及勞動(dòng)力角度考慮，社會(huì)保障水平與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)正向關(guān)系。但是利用我國(guó)31個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量分析得出的結(jié)論卻是負(fù)相關(guān)關(guān)系，其中負(fù)相關(guān)性來(lái)自于我國(guó)省際之間社會(huì)保障支出水平與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、經(jīng)濟(jì)實(shí)力的嚴(yán)重不協(xié)調(diào)；基于此，柯卉兵（2007）從中觀視角出發(fā)，采用不同指標(biāo)，分析了區(qū)域經(jīng)濟(jì)、地方財(cái)政與社會(huì)保障公共產(chǎn)品和服務(wù)供給的省際差異性；同時(shí)，李鳳月、張忠任（2015）基于我國(guó)三大區(qū)域?qū)ι鐣?huì)保障支出差異也進(jìn)行了分析，最終得出我國(guó)社會(huì)保障支出總體上的差異主要由區(qū)域差異影響。更進(jìn)一步，從定量角度進(jìn)行量化分析，龐鳳喜、潘孝珍（2012）利用1998-2009年的省際面板數(shù)據(jù)，分析得出經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與地方政府社會(huì)保障支出規(guī)模之間存在倒U曲線關(guān)系。但此文并未指出這種U型關(guān)系的拐點(diǎn)，也就是兩者之間的門限效應(yīng)以及門限點(diǎn)的具體位置。

（三）述評(píng)

從已有文獻(xiàn)研究可以看出，對(duì)社會(huì)保障支出、經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及政府財(cái)政支出研究文獻(xiàn)較多，但較少文獻(xiàn)從定量角度分析經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)社會(huì)保障支出的影響以及不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段對(duì)社會(huì)保障支出的影響，龐鳳喜、潘孝珍（2012）雖然指出了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與地方政府社會(huì)保障支出規(guī)模之間存在倒U曲線關(guān)系，但并沒(méi)有明確指出門限點(diǎn)的具體位置，因此本文在龐鳳喜、潘孝珍（2012）研究結(jié)果基礎(chǔ)上，以我國(guó)31個(gè)省份2007-2014年的社會(huì)保障支出、經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及政府財(cái)政支出等省際面板數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，借鑒Hansen的面板門限模型，以財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重為門檻變量，分別從全國(guó)地區(qū)、東部地區(qū)、中西部地區(qū)三個(gè)角度，探究了社會(huì)保障支出與財(cái)政支出的門限效應(yīng)，通過(guò)實(shí)證分析，得出財(cái)政支出對(duì)社會(huì)保障支出的分段拐點(diǎn)，從而為政府根據(jù)本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，計(jì)算出最佳的財(cái)政支出比例，進(jìn)而為縮小地區(qū)之間的社會(huì)保障支出差距提供政策建議。

變量的選取和數(shù)據(jù)的來(lái)源

（一）變量的選取

被解釋變量的選取。選取地方財(cái)政社會(huì)保障和就業(yè)支出為被解釋變量，代表我國(guó)各省的社會(huì)保障支出。

主要解釋變量的選取。影響地方財(cái)政社會(huì)保障和就業(yè)支出最根本的因素為地區(qū)生產(chǎn)總值，而地區(qū)生產(chǎn)總值是通過(guò)財(cái)政支出影響地方財(cái)政社會(huì)保障和就業(yè)支出，因此選取地方財(cái)政支出為重要解釋變量。

控制變量的選取。采用人口老齡化比例、失業(yè)率、通貨膨脹率分別表示人口老齡化、失業(yè)、通貨膨脹對(duì)社會(huì)保障支出的影響，又因?yàn)橥ㄘ浥蛎浥c失業(yè)率之間的關(guān)系，最終將人口老齡化比例、失業(yè)率與通貨膨脹率的交叉項(xiàng)作為研究的控制變量。

門檻變量的選取。不同的地區(qū)生產(chǎn)總值，其財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重也不相同，進(jìn)而地方財(cái)政社會(huì)保障和就業(yè)支出也不相同，因此選取財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重為門檻變量。

（二）數(shù)據(jù)的來(lái)源

本文選取2007-2014年31個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)作為樣本，所有數(shù)據(jù)均來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，檢驗(yàn)均使用stata12.0軟件。

中國(guó)社會(huì)保障支出的地區(qū)性差異

首先，初步利用經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)觀察，對(duì)事實(shí)給出一個(gè)初步的判斷。社會(huì)保障支出的地區(qū)性差異見(jiàn)表1所示。地方財(cái)政社會(huì)保障支出占gdp比重的地區(qū)差異見(jiàn)表2所示。地方財(cái)政社會(huì)保障支出占政府財(cái)政支出比重的地區(qū)差異見(jiàn)表3所示。

由表1-表3可以看出，社會(huì)保障支出在總量上表現(xiàn)出明顯的差異性，社會(huì)保障支出與財(cái)政支出、地區(qū)生產(chǎn)總值并不是同比例變化的?；谏鲜龇治龅牟町愋砸约褒孁P喜、潘孝珍（2012）研究結(jié)論，社會(huì)保障支出與地區(qū)生產(chǎn)總值之間存在非線性關(guān)系，但是否存在門檻效應(yīng)，需進(jìn)一步驗(yàn)證。將以財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重為門檻變量，對(duì)地區(qū)生產(chǎn)總值與社會(huì)保障支出關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。

數(shù)據(jù)檢驗(yàn)與理論模型設(shè)定

（一）單位根檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)

為了避免分析中出現(xiàn)虛假回歸的問(wèn)題，首先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行LLC單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明各變量均為I（1）時(shí)間序列，因而可對(duì)其進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，面板模型不存在協(xié)整關(guān)系，不能直接進(jìn)行面板回歸，所以選取變量的一階差分進(jìn)行面板回歸。

（二）理論模型設(shè)定

借鑒Hansen提出的面板門限回歸，建立非線性面板門限模型進(jìn)行實(shí)證分析。

Hansen將面板門限模型的具體形式設(shè)定為：

（1）

其中，Yit為被解釋變量，xit為解釋變量，qit為門檻變量，γ為門檻值，簡(jiǎn)化方程組（1），可得：

（2）

其中，I（·）為示性函數(shù)。β1，β2，γ為待估參數(shù)，對(duì)式（2）進(jìn)行OLS估計(jì)可得到殘差平方和，其對(duì)應(yīng)的最小門限值為：γ=argminS1（γ）。確定門檻值以后，就可求得其他參數(shù)的估計(jì)值。

以上為單一門檻的情況，然而在實(shí)際生活中可能出現(xiàn)多門檻的情況，以雙門檻模型為例，其估計(jì)方程為：

（3）

估計(jì)方法：先假定單一門檻模型中估計(jì)出的γ1為雙重門檻中的第一個(gè)門檻，再進(jìn)行γ2的搜索，估計(jì)與檢驗(yàn)的方法與第一門檻值相同，得到第二個(gè)門檻值的殘差平方和最小時(shí)對(duì)應(yīng)的γ2，然后對(duì)γ2進(jìn)行門限檢驗(yàn)。

為了有效分析地區(qū)生產(chǎn)總值對(duì)社會(huì)保障支出的非線性影響，結(jié)合第二部分的分析與第四部分的檢驗(yàn)，將財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重設(shè)定為門檻變量，最終將模型可設(shè)定為：

單一門檻：

（4）

雙重門檻：

（5）

y：社會(huì)保障支出；x1：財(cái)政支出；x2：老齡化人口比例；x3x4：失業(yè)率*通貨膨脹率

實(shí)證分析

（一）全國(guó)地區(qū)生產(chǎn)總值與社會(huì)保障支出的實(shí)證結(jié)果分析

門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。為提高門限效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)的有效性，使用自舉法重復(fù)抽樣300次，根據(jù)面板門限模型估計(jì)方法，將財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重（x1/gdp）作為門檻變量，分別測(cè)試存在一個(gè)門限、雙重門限的假設(shè)，得到門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果，如表4、表5所示。由表4可知，在10%的顯著性水平下，單一門檻、雙重門檻的結(jié)果都顯著，并且其門檻估計(jì)值和置信區(qū)間如表5所示。表5表示在95%置信區(qū)間內(nèi)，單一門檻和雙重門檻的門檻估計(jì)值和置信區(qū)間。兩個(gè)門檻估計(jì)值是似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量LR為零時(shí)γ的取值，兩個(gè)估計(jì)值的置信區(qū)間指所有LR值小于5%顯著性水平下的臨界值γ構(gòu)成的區(qū)間，原假設(shè)為兩個(gè)門限值與實(shí)際值都相等。結(jié)果顯示單一門檻的估計(jì)值為0.444，雙重門檻估計(jì)的兩個(gè)值分別為1.157和0.444。結(jié)合單一門檻和雙重門檻的似然比函數(shù)圖和實(shí)際情況，最終選擇雙重門檻模型進(jìn)行估計(jì)。

門檻模型估計(jì)結(jié)果。由表6估計(jì)結(jié)果可知，Hausman檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)結(jié)果P值較小，因此支持面板模型設(shè)定為固定效應(yīng)模型。固定效應(yīng)模型中，地方財(cái)政支出的增量每增加1個(gè)單位會(huì)使得社會(huì)保障支出的增量增加3.1%，表明隨著財(cái)政支出的增加，政府對(duì)社會(huì)保障的支出會(huì)加大。但在門檻模型中，當(dāng)財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重小于0.444時(shí)，地方財(cái)政支出的增量每增加1個(gè)單位會(huì)使得社會(huì)保障支出的增量增加2.7%；當(dāng)財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重介于0.444-1.157之間時(shí)，地方財(cái)政支出的增量每增加1個(gè)單位會(huì)使得社會(huì)保障支出的增量增加4.6%；當(dāng)財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重超過(guò)1.57時(shí)，地方財(cái)政支出的增加不會(huì)再帶來(lái)社會(huì)保障支出的增加，即地方財(cái)政支出的增量每增加1個(gè)單位會(huì)使得社會(huì)保障支出的增量減少5.6%。表明，社會(huì)保障支出的增加與財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重增大呈現(xiàn)出非線性的關(guān)系，當(dāng)?shù)胤截?cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重達(dá)到一定程度時(shí)，財(cái)政支出的增加會(huì)對(duì)社會(huì)保障支出產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)。

（二）東部地區(qū)生產(chǎn)總值與社會(huì)保障支出的實(shí)證結(jié)果分析

門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。在10%顯著性水平下，單一門檻顯著，并且其估計(jì)值為0.409，置信區(qū)間為[0.221，0.452]，因此對(duì)東部地區(qū)采用單一門檻模型。

門檻模型估計(jì)結(jié)果。運(yùn)用東部地區(qū)數(shù)據(jù)進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)結(jié)果P值為87.7%，因此支持面板模型設(shè)定為隨機(jī)效應(yīng)模型。隨機(jī)效應(yīng)模型中，地方財(cái)政支出的增量每增加1個(gè)單位會(huì)使得社會(huì)保障支出的增量增加3.55%。但在門檻模型中，當(dāng)財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重小于0.409時(shí)，地方財(cái)政支出的增量每增加1個(gè)單位會(huì)使得社會(huì)保障支出的增量增加2.7%；當(dāng)財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重超過(guò)0.409時(shí)，地方財(cái)政支出的增量每增加1個(gè)單位會(huì)使得社會(huì)保障支出的增量增加4.7%。表明，隨著財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重增大，地方財(cái)政支出對(duì)社會(huì)保障支出的影響程度增加。

（三）中西部地區(qū)生產(chǎn)總值與社會(huì)保障支出的實(shí)證結(jié)果分析

門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。在10%的顯著性水平下，雙重門檻的結(jié)果顯著，且估計(jì)的門檻值分別為1.157和0.436，因此對(duì)中西部地區(qū)采用雙重門檻模型。

門檻模型估計(jì)結(jié)果。運(yùn)用中西部地區(qū)數(shù)據(jù)進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)結(jié)果P值為0.059%，因此，在10%顯著性水平下，支持面板模型設(shè)定為固定效應(yīng)模型。固定效應(yīng)模型中，地方財(cái)政支出的增量每增加1個(gè)單位會(huì)使得社會(huì)保障支出的增量增加3.3%。但在門檻模型中，當(dāng)財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重小于0.436時(shí)，地方財(cái)政支出的增量每增加1個(gè)單位會(huì)使得社會(huì)保障支出的增量增加3%；當(dāng)財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重介于0.436-1.157之間時(shí)，地方財(cái)政支出的增量每增加1個(gè)單位會(huì)使得社會(huì)保障支出的增量增加4.5%；當(dāng)財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重超過(guò)1.57時(shí)，地方財(cái)政支出的增量每增加1個(gè)單位會(huì)使得社會(huì)保障支出的增量減少4.4%。

由上述分析可知，社會(huì)保障支出與地區(qū)生產(chǎn)總值呈現(xiàn)庫(kù)茲涅茨倒U形曲線關(guān)系，社會(huì)保障支出隨著財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的提高而增加，當(dāng)財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重達(dá)到一定程度的時(shí)，社會(huì)保障支出會(huì)呈現(xiàn)下降的趨勢(shì)。上述分析中，對(duì)我國(guó)東部地區(qū)的分析表明，存在一個(gè)門檻值，看似違背了社會(huì)保障支出與地區(qū)生產(chǎn)總值呈庫(kù)茲涅茨倒U形曲線的關(guān)系，實(shí)則不然。只有當(dāng)財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重通過(guò)量的積累，達(dá)到質(zhì)（大于1.157）的轉(zhuǎn)變時(shí)，社會(huì)保障支出才會(huì)隨著地區(qū)生產(chǎn)總值的增加呈現(xiàn)下降趨勢(shì)。

結(jié)論和政策建議

本文利用2007-2014年31個(gè)省份的省際面板數(shù)據(jù)，結(jié)合運(yùn)用門限檢驗(yàn)方法，以財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重為門檻變量，通過(guò)構(gòu)建單一或雙重門檻模型，從全國(guó)地區(qū)、東部、中西部地區(qū)分別分析了社會(huì)保障支出與財(cái)政支出的門限效應(yīng)，驗(yàn)證了社會(huì)保障與財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值比重之間呈現(xiàn)庫(kù)茲涅茨倒U形曲線關(guān)系，并估計(jì)出了財(cái)政支出對(duì)社會(huì)保障支出的分段拐點(diǎn)以及各階段社會(huì)保障支出與財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值之間的變動(dòng)關(guān)系。得出結(jié)論：

當(dāng)財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值較小時(shí)，隨著該比重的增大，財(cái)政支出對(duì)社會(huì)保障支出產(chǎn)生正的效用；當(dāng)財(cái)政支出超過(guò)地區(qū)生產(chǎn)總值一定數(shù)額時(shí)，即中央財(cái)政對(duì)該地區(qū)財(cái)政扶持力度較大時(shí)，財(cái)政支出增量的增加導(dǎo)致社會(huì)保障支出增量的減少。表明，各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的非均衡性直接決定了財(cái)政支出能力的強(qiáng)弱，從而使得地方財(cái)政對(duì)社會(huì)保障的支出的影響力度不同；與此同時(shí)，中央政府對(duì)地方政府的財(cái)政支出，在一定程度上也影響著社會(huì)保障支出。因此，可從以下方面來(lái)緩解社會(huì)保障支出的地區(qū)不平衡問(wèn)題：

第一，調(diào)整政府預(yù)算中社會(huì)保障支出結(jié)構(gòu)，優(yōu)化財(cái)政支出結(jié)構(gòu)和社會(huì)保障支出結(jié)構(gòu)，提高財(cái)政支出和社會(huì)保障支出的使用效率。如在經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)，在保證人們基本生活的基礎(chǔ)上，加大對(duì)公共教育的支出，消除各地區(qū)由人力資本差異導(dǎo)致的經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，以教育帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)，進(jìn)而增加政府財(cái)政收入，增加政府對(duì)社會(huì)保障的支出力度，形成“優(yōu)化財(cái)政和社會(huì)保障支出結(jié)構(gòu)—加大對(duì)人力資本的投資—經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高—財(cái)政收入增加—財(cái)政支出增加—對(duì)人力資本的投資進(jìn)一步加大—經(jīng)濟(jì)發(fā)展”的良性循環(huán)。

第二，完善中央政府對(duì)地方政府的社會(huì)保障轉(zhuǎn)移支付制度，理順中央政府和地方政府的財(cái)政關(guān)系，中央政府對(duì)地方政府的轉(zhuǎn)移支付要以“保證貧困地區(qū)人們基本生活，促進(jìn)貧困地區(qū)發(fā)展，縮小我國(guó)各地區(qū)社會(huì)保障支出差異”為線索，促進(jìn)各地區(qū)的共同發(fā)展。