陳曦　邊恕　范璐璐　韓之彬

摘要：人力資本投資是創(chuàng)新驅動經濟增長的基礎，城鄉(xiāng)社會保障協(xié)調發(fā)展是激勵人力資本投資行為決策的重要因素。在引入利己動機因素的內生增長模型中，父代社會保障能夠補償子女人力資本投資成本，提高人力資本投資代際贍養(yǎng)回報率。社會保障水平越高，越有可能跨越人力資本投資條件。本文構建城鄉(xiāng)社會保障差距、人力資本投資與經濟增長關系聯(lián)立方程，實證檢驗發(fā)現(xiàn)：人力資本投資顯著促進經濟增長；城鄉(xiāng)社會保障差距對人力資本投資具有抑制效應；二元經濟結構條件下，經濟增長是以城鄉(xiāng)社會保障偏斜發(fā)展為成本的，促進城鄉(xiāng)社會保障協(xié)調發(fā)展，提高人力資本水平，以“人口質量紅利”補償“人口數(shù)量紅利”，有利于實現(xiàn)經濟持續(xù)發(fā)展。

關鍵詞：城鄉(xiāng)社會保障差距；人力資本投資；經濟增長

中圖分類號：D6321文獻標識碼：A文章編號：1000-4149（2018）04-0077-09

DOI：103969/jissn1000-4149201804008

一、引言

改革開放以來，中國經濟快速發(fā)展，取得了舉世矚目的成就。然而，在持續(xù)高速經濟增長過程中，也積累了一些結構性矛盾。在“人口紅利”衰減、資源環(huán)境約束等條件制約下，中國經濟開始進入結構性減速期[1]，如何實現(xiàn)結構性減速期內經濟持續(xù)增長成為人們最為關心的問題。在投資拉動經濟增長功能弱化背景下，完善城鄉(xiāng)收入再分配體系以促進人力資本投資，進而推動創(chuàng)新驅動經濟發(fā)展具有重要意義。

社會保障對經濟增長的影響受到國內外學者普遍關注并得以持續(xù)研究，諸多學者開始以新古典增長理論為視角研究社會保障與經濟增長關系。費爾德斯坦（Feldstein）認為社會保障對儲蓄具有正向擠入效應和反向擠出效應，一方面社會保障給付水平提高會激勵提前退休行為，而為了保障退休生活會增加勞動期儲蓄，另一方面社會保障具有資產替代效應，從而降低儲蓄；他利用實證數(shù)據(jù)測算發(fā)現(xiàn)，社會保障儲蓄擠出效應大于擠入效應，從而確定社會保障不利于儲蓄[2]。巴羅（Barro）利用代際交疊模型，引入父母利他主義代際轉移機制，研究認為社會保障不會改變家庭預算約束條件，從而具有儲蓄中性[3]。中國社會保障制度改革是作為經濟體制轉軌配套機制而逐步推進的，隨著社會保障制度改革和發(fā)展，社會保障經濟效應開始成為人們關注的重點[4-6]。

近年來，社會保障與經濟增長關系的研究轉向以內生增長理論為主要視角[7-8]，社會保障對人力資本與經濟增長的影響越發(fā)受人關注。一部分學者認為社會保障制度有利于人力資本投資和經濟增長。賴德勝、田永坡分析社會保障對人力資本投資的影響，認為社會保障能夠促進人力資本投資，應該完善社會保障體系，特別是農村社會保障制度[9]；凱姆尼茨和威格（Kemnitz & Wigger）引入父母利己動機，認為現(xiàn)收現(xiàn)付制社會保障模式使得父母養(yǎng)老保障收入與子女收入相聯(lián)系，從而有利于人力資本投資和經濟增長[10]；沈燕運用協(xié)整理論檢驗社會保障、人力資本與經濟增長之間的關系，研究發(fā)現(xiàn)社會保障水平提高有利于促進人力資本積累[11]。

另一部分學者認為社會保障制度會抑制人力資本投資，從而不利于經濟增長。郭慶旺等在內生增長模型中引入中國傳統(tǒng)文化信念，認為傳統(tǒng)文化信念將后代人力資本積累和父代養(yǎng)老保障聯(lián)系起來，建立良好的家庭保障和人力資本內生積累機制，而社會保障制度不利于人力資本積累和經濟增長[12]。埃爾利希和金（Ehrlich & Kim）利用多國面板數(shù)據(jù)進行實證檢驗，發(fā)現(xiàn)社會保障對人力資本投資具有抑制效應[13]。

根據(jù)上述研究發(fā)現(xiàn)，關于社會保障對人力資本投資研究尚無定論，而且較少學者以城鄉(xiāng)社會保障差距為視角進行人力資本投資和經濟增長研究。本文以城鄉(xiāng)二元社會保障體系現(xiàn)實條件為背景，構建二元經濟跨期效用最大化模型，分析城鄉(xiāng)社會保障差距對人力資本投資和經濟增長的影響，進一步建立反映三者關系的聯(lián)立方程組，進行三階段最小二乘法估計，檢驗城鄉(xiāng)社會保障協(xié)調發(fā)展對人力資本投資和經濟增長促進效應，并提出相關對策建議。

二、理論基礎

1.二元經濟跨期模型

本文根據(jù)中國二元經濟結構的現(xiàn)實，構建規(guī)模報酬不變的現(xiàn)代部門和規(guī)模報酬遞減的傳統(tǒng)部門并存的二元經濟跨期模型，重點闡述城鄉(xiāng)社會保障差距通過人力資本投資對經濟增長的影響。

在二元經濟結構下，傳統(tǒng)部門采用非熟練勞動力進行生產和價值創(chuàng)造，現(xiàn)代部門采用熟練勞動力進行價值創(chuàng)造，勞動力質量主要取決于人力資本投資，假定勞動力進行人力資本投資會由非熟練勞動力轉換為熟練勞動力，從而進入現(xiàn)代部門獲取高勞動報酬。設定現(xiàn)代部門勞動報酬為WU，傳統(tǒng)部門勞動報酬為WR，由于現(xiàn)代部門勞動生產率高于傳統(tǒng)部門，因此WU>WR。

現(xiàn)代部門經濟價值創(chuàng)造主要取決于技術、資本和勞動，采用柯布—道格拉斯生產函數(shù)，設定現(xiàn)代部門產出模型為：

YU=AKαL1-αU（1）

其中，YU為現(xiàn)代部門產出，A為技術水平，假定為外生變量，K表示資本，LU為現(xiàn)代部門勞動供給。勞動供給由兩方面構成，一是勞動力人數(shù)，二是凝聚于勞動力的人力資本水平，即勞動力質量，現(xiàn)代部門產出模型演變?yōu)椋?/p>

YU=AKα（l·h）1-αU（2）

其中，l為勞動力人數(shù)，h為人力資本投資水平。

由于規(guī)模報酬不變是完全競爭市場的充要條件，規(guī)模報酬遞增將最終導致壟斷，因此本文假定現(xiàn)代部門產出模型為規(guī)模報酬不變。

傳統(tǒng)部門產出主要由技術、土地和勞動供給決定，由于土地具有固定性，在不具備人力資本投資條件下，傳統(tǒng)部門產出表現(xiàn)為規(guī)模報酬遞減，傳統(tǒng)部門產出模型為：

YR=A-NαLβR（α+β<1）（3）

其中，YR為傳統(tǒng)部門產出，A-為傳統(tǒng)部門技術水平，假定為外生變量，N為固定不變的土地數(shù)量，LR為傳統(tǒng)部門勞動供給，由于缺少人力資本投資，勞動供給主要由勞動力數(shù)量決定。

2.城鄉(xiāng)社會保障差距與人力資本投資

根據(jù)生命周期跨期消費模型，假定存在勞動期和退休期的生命周期兩階段，在勞動期獲得勞動收入并進行消費、儲蓄和子女人力資本投資決策，在退休期依據(jù)儲蓄、家庭子女養(yǎng)老支持和社會保障收入再分配等滿足消費支出。因此，設定典型勞動力簡化效用模型為：

U=Ct+Ct+11+r（4）

其中，U為跨期消費總效用，Ct為t期消費支出，Ct+1為t+1期消費支出，r為貼現(xiàn)率。假定人口增長率為零，只存在父母和孩子。父母依據(jù)效用最大化決定是否對子女進行人力資本投資。在進行人力資本投資情況下，人力資本投資支出為h，而子女將會進入現(xiàn)代部門，獲取高勞動報酬WU。此時，跨期消費函數(shù)為：

Ct=w-St-h（5）

其中，w為勞動期收入，St為t期儲蓄，h為子女人力資本投資支出。在對子女進行人力資本投資條件下，子女將會進入現(xiàn)代部門并獲得高勞動報酬，從而為父母提供更高家庭養(yǎng)老支持，其退休期消費支出為：

Ct+1=St（1+r）+PU（6）

其中，PU為退休收入支持，包括兩部分：一部分為子女進入現(xiàn)代部門后提供的高家庭養(yǎng)老支持，另一部分為社會保障收入再分配，兩個部分之間既相互補充，又相互替代。相互補充體現(xiàn)為兩者共同構成退休收入支持，相互替代體現(xiàn)為在退休收入支持既定情況下，社會保障收入再分配水平越高，所需要的家庭子女養(yǎng)老支持越少。為了體現(xiàn)兩者相互補充和相互替代的關系，本文設定退休收入支持為兩者柯布—道格拉斯函數(shù)形式：

PU=（ρWU）λG1-λ（7）

其中，ρ為家庭子女養(yǎng)老支持系數(shù)，即現(xiàn)代部門勞動報酬收入的特定比例，G為社會保障收入再分配水平。在進行人力資本投資條件下，典型勞動力效用函數(shù)為：

U1=（w-St-h）+St（1+r）+（ρWU）λG1-λ1+r（8）

在不對子女進行人力資本投資情況下，跨生命周期消費效用模型為：

Ct=w-S′t（9）

其中，S′t為不進行人力資本投資條件下的儲蓄水平。退休期消費模型為：

Ct+1=S′t（1+r）+PR（10）

其中，PR為不進行人力資本投資條件下的退休收入支持。由于缺少向現(xiàn)代部門轉換的人力資本投資條件，勞動報酬收入少直接導致家庭子女養(yǎng)老支持水平低，退休收入支持函數(shù)為：

PR=（ρWR）λG1-λ（11）

進一步推導出不進行人力資本投資條件下，典型勞動力效用函數(shù)：

U0=（w-S′t）+S′t（1+r）+（ρWR）λG1-λ1+r（12）

父母是否對子女進行人力資本投資取決于兩種狀態(tài)下效用水平比較結果，如果U1>U0，說明進行人力資本投資獲得效用更大，更容易作出人力資本投資決策；如果U1=U0，說明是否進行人力資本投資的效用水平相等，是否投資不確定；如果U1

ΔU=U1-U0=（w-St-h）+St（1+r）+（ρWU）λG1-λ1+r-（w-S′t）-S′t（1+r）+（ρWR）λG1-λ1+r（13）

進一步整理得到：

ΔU=U1-U0=（ρWU）λG1-λ-（ρWR）λG1-λ1+r-h（14）

在ΔU>0時，父母會選擇對子女進行人力資本投資，模型轉化為：

G1-λ>h（1+r）ρλ（WλU-WλR）（15）

根據(jù)公式（15）發(fā)現(xiàn)，社會保障水平越高，越容易跨越人力資本投資條件。本文進一步假設只存在城鎮(zhèn)家庭和農村家庭兩個典型家庭，勞動力總量為L=lU+LR。

如果城鄉(xiāng)社會保障水平相同且達到人力資本投資條件，兩個家庭均會進行人力資本投資，全社會人力資本投資總量為H1=Lh，如果農村社會保障水平顯著低于城鎮(zhèn)且未達到人力資本投資條件，全社會人力資本投資總量為H2=lUh+LR，比較兩種情況下的人力資本投資總量能夠發(fā)現(xiàn)，由于人力資本投資h通常要大于1，因此城鄉(xiāng)社會保障水平一致情況下人力資本投資總量更高，城鄉(xiāng)社會保障差距導致人力資本投資總量偏低（見公式（16））。

H1-H2=（lU+LR）h-（lUh+LR）=LR（h-1）>0（16）

理論假說1：城鄉(xiāng)社會保障差距抑制人力資本投資，隨著城鄉(xiāng)社會保障差距收斂，人力資本投資將會上升。

3.城鄉(xiāng)社會保障差距、人力資本投資與經濟增長

經濟總產出為現(xiàn)代部門產出和傳統(tǒng)部門產出之和，經濟總產出公式為：

Y=YU+YR=AKα（l·h）1-αU+A-NαLβR（17）

通過公式（17）可知，經濟總產出受現(xiàn)代部門人力資本和傳統(tǒng)部門非熟練勞動力數(shù)量的影響。在高社會保障收入再分配條件下，更多家庭選擇進行人力資本投資，從而為現(xiàn)代部門提供充足、高質量勞動供給，在規(guī)模報酬不變情況下，現(xiàn)代部門產出也隨之增加。相比規(guī)模報酬遞減的傳統(tǒng)部門，現(xiàn)代部門邊際勞動貢獻率更高，現(xiàn)代部門產出增加將會提高總產出。

以城鄉(xiāng)二元經濟社會結構為視角進行分析，在城鄉(xiāng)社會保障水平差距較大情況下，農村社會保障水平偏低限制農村家庭跨越人力資本投資條件，農村勞動力難以向現(xiàn)代生產部門轉移，現(xiàn)代生產部門人力資本總量不足，會降低經濟產出。

理論假說2：城鄉(xiāng)社會保障水平差距大導致現(xiàn)代部門勞動人口數(shù)量低且人力資本投資不足，從而制約經濟增長。

三、模型構建

根據(jù)城鄉(xiāng)社會保障差距、人力資本投資與經濟增長“三維”聯(lián)動理論內涵，本文進一步構建計量模型，以實證檢驗城鄉(xiāng)社會保障差距對人力資本投資影響及其經濟增長效應。城鄉(xiāng)社會保障差距、人力資本投資與經濟增長之間是一個相互影響的動態(tài)系統(tǒng)，城鄉(xiāng)社會保障差距是制約微觀人力資本投資的制度條件，人力資本投資對經濟增長具有促進作用，而經濟增長有可能會對城鄉(xiāng)社會保障差距產生影響。考慮三者之間動態(tài)關系，如果采用單一方程進行估計容易忽視相互之間的作用關系，因此本文采用聯(lián)立方程構建計量模型。具體計量模型為：

Pgdpi，t=α+βedui，t+ni=1λiZi，t+ε1i，t（18）

edui，t=δ+θsuri，t+ni=1iCi，t+ε2i，t（19）

suri，t=σ+φPgdpi，t+ni=1ρiYi，t+ε3i，t（20）

模型（18）為經濟增長模型，在“人口數(shù)量紅利”衰減情況下，以人力資本為支撐的“人口質量紅利”對經濟增長具有重要意義，人力資本投資也是城鄉(xiāng)社會保障差距作用于經濟發(fā)展的中介變量，因此構

建經濟增長模型以測度人力資本投資對經濟發(fā)展的促進效應。其中，Pgdp表示人均GDP，edu表示人力資本投資，采用人均受教育年限作為指標參數(shù)。Z為相關控制變量。經濟增長不僅受人力資本投資影響，還會受產業(yè)結構升級、城鎮(zhèn)化刺激消費等因素的推動，為了準確反映人力資本投資對經濟增長的作用，本文選擇產業(yè)結構升級指數(shù)、城鎮(zhèn)化率、經濟發(fā)展方式、二元經濟結構、財政分權水平等指標作為控制變量?？刂谱兞恐饕趦蓚€維度展開：一是控制發(fā)展方式對經濟發(fā)展的影響，包括產業(yè)結構升級指數(shù)和經濟發(fā)展方式，其中產業(yè)結構升級指數(shù)是產業(yè)結構高級化和產業(yè)層次內部技術結構優(yōu)化的綜合指標，反映產業(yè)結構升級對經濟增長的促進作用，經濟發(fā)展方式具體參數(shù)為單位工業(yè)增加值對應污染排放量，反映經濟發(fā)展階段和環(huán)境約束對經濟增長的制約；二是控制經濟社會結構對經濟發(fā)展的影響，主要包括城鎮(zhèn)化率、二元經濟結構和財政分權水平，其中城鎮(zhèn)化率是刺激消費和促進經濟增長的重要因素，二元經濟結構具體參數(shù)為第一產業(yè)勞動生產率與第二、三產業(yè)勞動生產率之比，反映產業(yè)結構變化過程中勞動生產率提高對經濟增長的影響，財政分權用以反映財政支出能力對經濟發(fā)展的作用。

模型（19）為人力資本投資模型，反映城鄉(xiāng)社會保障差距對人力資本的擠出效應。其中，sur為城鄉(xiāng)社會保障差距，C為相關控制變量。人力資本投資不僅是城鄉(xiāng)社會保障差距條件下微觀個體的理性選擇，也受現(xiàn)實收入水平、國家教育財政支出對個體教育投入擠出和城鄉(xiāng)教育環(huán)境分化等因素制約。為了準確測度城鄉(xiāng)社會保障差距對人力資本投資的影響，本文選取城鄉(xiāng)收入差距、城鎮(zhèn)化率、教育財政支出比重、市場化程度和二元經濟結構作為控制變量。

模型（20）為城鄉(xiāng)社會保障差距模型，反映經濟發(fā)展對城鄉(xiāng)社會保障差距的影響。模型以人均GDP為自變量，Y為相關控制變量。為了剔除初次分配、二元經濟社會結構和財政補貼等因素對城鄉(xiāng)社會保障差距的影響而準確判斷經濟發(fā)展的城鄉(xiāng)社會保障差距效應，本文選取城鄉(xiāng)收入差距、城鎮(zhèn)化率、二元經濟結構和財政社會保障支出作為控制變量。城鄉(xiāng)收入差距為初次分配的指標參數(shù)，城鎮(zhèn)化率和二元經濟結構為經濟社會結構的指標參數(shù)，財政社會保障支出為財政補貼的指標參數(shù)。

本文選擇2010—2014年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》及各地區(qū)統(tǒng)計年鑒中相關指標作為變量參數(shù)。受數(shù)據(jù)可獲得性影響，本文選取各地區(qū)城鄉(xiāng)人均養(yǎng)老金之比作為城鄉(xiāng)社會保障差距指標參數(shù)，新型農村社會養(yǎng)老保險制度2009年開始試點，具體養(yǎng)老金支出數(shù)據(jù)統(tǒng)計開始于2010年，而在2012年城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險合并，統(tǒng)計數(shù)據(jù)中包括部分城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老金支出，由于城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險人均給付標準基本相同且城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老保險參保人數(shù)比重遠低于農村，因此本文假設2012—2014年城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險人均養(yǎng)老金近似反映農村人均養(yǎng)老金給付水平。具體相關變量的參數(shù)設定見表1。

四、實證分析

本文對各項變量2010—2014年數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計分析，結果顯示：①城鄉(xiāng)社會保障差距存在顯著地區(qū)差異，最大值為1868，即城鎮(zhèn)社會保障支出為農村社會保障支出的1868倍，最小值僅為39

，即城鎮(zhèn)社會保障支出為農村社會保障支出的39倍同時，人力資本投資也具有地區(qū)差異性，最大值為1203年，最小值為423年。城鄉(xiāng)社會保障差距有可能是制約人力資本投資的宏觀因素，需要進行進一步計量檢驗。②各地區(qū)經濟發(fā)展水平存在顯著差異，在對人均GDP取對數(shù)情況下，標準差為045，與人力資本投資標準差較為接近，可進行人力資本投資對經濟發(fā)展影響的計量檢驗。③其他控制變量也存在不同程度的地區(qū)差異，將其加入計量模型具有一定合理性。部分控制變量地區(qū)差異較為明顯，如城鎮(zhèn)化率最高為8960%，最低僅為2267%；另一部分控制變量地區(qū)差異

程度相對較小，如產業(yè)結構升級指數(shù)、教育財政支出等（見表2）。

根據(jù)城鄉(xiāng)社會保障差距、人力資本投資與經濟增長之間的聯(lián)立方程，本文對三者之間的關系進行實證檢驗。關于聯(lián)立方程估計方法有單一方程法（OLS）、二階段最小二乘法（2SLS）和三階段最小二乘法（3SLS），其中單一方程法和二階段最小二乘法容易忽視方程之間的聯(lián)系，因此本文采用3SLS估計方法進行實證測算，詳見表3。

通過對聯(lián)立方程進行計量檢驗發(fā)現(xiàn)：城鄉(xiāng)社會保障差距對人力資本投資具有抑制作用，主要是由于農村社會保障給付水平偏低限制農村家庭跨越人力資本投資條件，將收入更多用于當期消費和儲蓄，從而不利于提高全社會人力資本投資水平；人力資本投資對經濟增長具有正向推動作用，人力資本投資有利于將引進的生產技術轉化為有效生產力，促進科技創(chuàng)新和管理創(chuàng)新，從而提高勞動生產率，促進經濟增長；現(xiàn)階段經濟發(fā)展會制約城鄉(xiāng)社會保障差距收斂，這是改革開放以來“城鎮(zhèn)偏向”發(fā)展模式和城鎮(zhèn)社會保障的經濟體制改革配套機制功能所導致的，提高農村社會保障水平從而促進城鄉(xiāng)社會保障協(xié)調發(fā)展是提高人力資本投資和實現(xiàn)經濟發(fā)展方式轉型的重要方式。

本文進一步對聯(lián)立方程進行具體分析，經濟增長模型中：①人力資本投資對經濟增長具有顯著促進作用，人均受教育年限每增加1年，人均GDP的對數(shù)提高01313?！叭丝诩t利”是支撐改革開放以來中國經濟持續(xù)高速發(fā)展的資源稟賦優(yōu)勢，隨著“人口數(shù)量紅利”開始衰減，增加人力資本投資，以“人口質量紅利”補償“人口數(shù)量紅利”對促進經濟持續(xù)發(fā)展和跨越中等收入陷阱具有重要意義。②產業(yè)結構合理升級促進經濟增長，產業(yè)結構升級是由傳統(tǒng)低勞動生產率部門向現(xiàn)代高勞動生產率部門轉換的過程，產業(yè)結構升級過程中可以實現(xiàn)經濟增長和社會平均勞動生產率提升，產業(yè)結構合理升級不僅是指產業(yè)結構高級化，而且包括產業(yè)層次內部技術結構優(yōu)化，即提高第三產業(yè)內部生產性服務業(yè)比重，產業(yè)結構高級化和產業(yè)層次內部技術結構優(yōu)化聯(lián)動才能促進經濟持續(xù)發(fā)展。③城鎮(zhèn)化對經濟增長具有正向推動效應，在經濟新常態(tài)下，城鎮(zhèn)化能夠釋放消費潛能，成為保持經濟中高速增長的動力機制。④經濟發(fā)展方式與人均GDP之間呈負向關系，即每單位工業(yè)增加值排放污染物越少，經濟發(fā)展水平越高，在資源環(huán)境約束條件下，綠色生產有利于經濟持續(xù)增長。

聯(lián)立方程估計結論驗證了城鄉(xiāng)社會保障差距對人力資本投資的抑制效應，在人力資本投資模型中：①城鄉(xiāng)社會保障差距顯著抑制人力資本投資，城鄉(xiāng)社會保障差距每增加1%，人均受教育年限降低00584%，人力資本投資是家庭內部效用最大化的行為決策，社會保障是影響代際交疊效用最大化的重要變量，完善社會保障制度對促進人力資本投資具有重要意義。②城鎮(zhèn)化對人力資本投資具有正向擠入效應，在城鄉(xiāng)教育資源偏斜發(fā)展條件下，城鎮(zhèn)人口比重越大，人均受教育程度越高。③財政教育支出和市場化程度均顯著提高人力資本投資水平，財政教育支出能夠有效替代家庭教育支出不足，為人力資本投資提供良好政策和制度環(huán)境，市場化程度越高說明勞動力工資市場決定機制越完善，越能夠吸引人們提高受教育年限以能夠進入更高層次勞動力市場，并且在勞動力市場中獲取高收入。

在城鄉(xiāng)社會保障差距模型中：①經濟發(fā)展增加了城鄉(xiāng)社會保障差距，說明現(xiàn)階段經濟發(fā)展是以城鄉(xiāng)社會保障偏斜發(fā)展為代價的，隨著經濟發(fā)展進入新常態(tài)，應

以供給側結構改革為契機，促進城鄉(xiāng)社會保障協(xié)調發(fā)展，讓經濟發(fā)展成果惠及城鄉(xiāng)居民。②城鎮(zhèn)化有利于縮減城鄉(xiāng)社會保障差距，城鎮(zhèn)化水平越高，城鄉(xiāng)社會保障差距越小。③財政社會保障支出會增加城鄉(xiāng)社會保障差距，說明財政社會保障支出重點在于城鎮(zhèn)，農村社會保障財政責任缺失導致城鄉(xiāng)社會保障的不平衡。

五、結論及政策含義

在投資拉動經濟增長功能弱化條件下，以人力資本投資支撐創(chuàng)新驅動發(fā)展具有重要現(xiàn)實意義，而社會保障是激勵家庭人力資本投資行為決策的外在變量，社會保障水平越高，父代越容易作出子女人力資本投資決策。促進城鄉(xiāng)社會保障協(xié)調發(fā)展，重點提高農村社會保障水平，有利于提高人力資本和經濟持續(xù)增長。本文以城鄉(xiāng)二元社會保障體系現(xiàn)實條件為背景，構建二元經濟跨期增長模型，引入父代利己動機因素，分析城鄉(xiāng)社會保障差距對人力資本投資和經濟增長的影響，利用城鄉(xiāng)社會保障差距、人力資本投資和經濟增長的聯(lián)立方程，對三者關系進行實證檢驗。通過上述研究，本文得到如下結論：①人力資本投資顯著促進經濟增長，人均受教育年限每增加1年，人均GDP對數(shù)增加01313，產業(yè)結構高級化與產業(yè)層次內部技術結構優(yōu)化聯(lián)動、城鎮(zhèn)化與經濟發(fā)展方式轉變等因素也有利于經濟持續(xù)發(fā)展。②城鄉(xiāng)社會保障差距對人力資本投資具有抑制效應，城鄉(xiāng)社會保障差距越小，人力資本投資水平越高。③二元經濟結構條件下，經濟增長是以城鄉(xiāng)社會保障偏斜發(fā)展為成本的，經濟增長和財政社會保障支出偏斜擴大了城鄉(xiāng)社會保障差距，在“人口紅利”衰減背景下，促進城鄉(xiāng)社會保障協(xié)調發(fā)展，提高人力資本水平，以“人口質量紅利”補償“人口數(shù)量紅利”，對實現(xiàn)經濟持續(xù)發(fā)展具有重要意義。

上述研究結論體現(xiàn)的政策含義如下：①改革開放以來，“人口紅利”是推動經濟快速增長的重要因素，隨著“人口紅利”衰減，潛在GDP增長率下降是經濟增速放緩的根本原因，在經濟發(fā)展新常態(tài)下，適度調整投資導向型經濟發(fā)展模式，通過人力資本投資，強化創(chuàng)新驅動發(fā)展功能，不斷提高勞動生產率，是破解結構性減速期經濟增長難題和跨越中等收入陷阱的根本途徑。②城鄉(xiāng)二元社會保障結構是在二元經濟結構條件下受優(yōu)先發(fā)展工業(yè)的戰(zhàn)略導向影響而產生的制度模式，隨著二元經濟結構消減和工業(yè)化進程逐步推進，在工業(yè)反哺農業(yè)的發(fā)展要求下，新型農村合作醫(yī)療、新型農村社會養(yǎng)老保險等制度開始建立并逐步完善，以重點發(fā)展農村社會保障制度促進城鄉(xiāng)社會保障協(xié)調發(fā)展。通過構建農村養(yǎng)老保險金動態(tài)調整機制、優(yōu)化新型農村合作醫(yī)療報銷比例、利用最低生活保障制度實現(xiàn)精準扶貧等一系列農村社會保障完善機制，不僅能夠顯著改善農村居民社會福利和民生建設，也是推動人力資本投資和助力供給側結構改革的新視角。

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[責任編輯劉愛華，方志]