王曉麗

中圖分類號：F014.4 文獻標識碼：A

內容摘要：本文以2007-2014年的省際年度數(shù)據(jù)為樣本，通過社會保障支出、地方財政社會保障支出占GDP比重、地方財政社會保障支出占政府財政支出比重這三大指標分析了中國社會保障的地區(qū)差異。同時，依據(jù)地區(qū)生產(chǎn)總值與社會保障支出關系，以財政支出為媒介，構建面板門限模型進行實證分析，驗證了社會保障與財政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值比重之間呈倒U形曲線關系，并估計出了財政支出對社會保障支出的門限值，最后提出了相應的政策建議。

關鍵詞：社會保障支出 地區(qū)生產(chǎn)總值 門檻效應

引言及文獻述評

改革開放以來，我國經(jīng)濟建設取得了突飛猛進的進展，伴隨經(jīng)濟的發(fā)展，我國社會保障支出也呈現(xiàn)一定的增勢。然而在我國經(jīng)濟增加的同時，地區(qū)之間發(fā)展不平衡的趨勢日益明顯，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的不平衡，導致財政支出的不平衡，進而影響著我國各地區(qū)的社會保障支出。

（一）國外研究

縱觀國外關于社會保障與經(jīng)濟發(fā)展關系的研究，早在1988年，國外學者Laitner（1988）在迭代模型的基礎上首次對兩者關系進行研究，發(fā)現(xiàn)社會保障可促進經(jīng)濟的發(fā)展；Barro（1989）分析了政府財政支出的各個項目與經(jīng)濟增長的關系，也間接分析了社會保障支出與經(jīng)濟發(fā)展的關系；而對于兩者之間的關系強度，Xavier（1995）以日本和歐美國家的經(jīng)濟發(fā)展模型和趨勢為研究對象，得出社會保障支出對經(jīng)濟增長具有正向促進作用；同時，Zhang（2004）；Lee、Chang（2006）等學者，采用不同的研究方法，也得出社會保障支出會促進經(jīng)濟發(fā)展的研究結論。

（二）國內研究

具體來講，雖然經(jīng)濟發(fā)展水平是影響社會保障支出最根本的因素，但其對社會保障支出的影響是通過影響政府的財政支出來實現(xiàn)的，因此，社會保障支出與國家財政息息相關。王家新、喬均（1999）通過對國外社會保障制度較為成熟的國家進行研究，得出社會保障支出是國家財政支出重要組成部分的結論。高培勇（2000）提出我國財政對社會保障支出的投入力度不足；那么，將研究視角轉入財政支出對社會保障支出的影響因素來看，是否會有不同結論？董擁軍、邱長溶（2007）基于省際面板數(shù)據(jù)，對我國社會保障支出與經(jīng)濟增長的關系進行了實證分析，最終得出：從資本以及勞動力角度考慮，社會保障水平與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)正向關系。但是利用我國31個省份的面板數(shù)據(jù)進行計量分析得出的結論卻是負相關關系，其中負相關性來自于我國省際之間社會保障支出水平與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平、經(jīng)濟實力的嚴重不協(xié)調；基于此，柯卉兵（2007）從中觀視角出發(fā)，采用不同指標，分析了區(qū)域經(jīng)濟、地方財政與社會保障公共產(chǎn)品和服務供給的省際差異性；同時，李鳳月、張忠任（2015）基于我國三大區(qū)域對社會保障支出差異也進行了分析，最終得出我國社會保障支出總體上的差異主要由區(qū)域差異影響。更進一步，從定量角度進行量化分析，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)濟發(fā)展水平與地方政府社會保障支出規(guī)模之間存在倒U曲線關系。但此文并未指出這種U型關系的拐點，也就是兩者之間的門限效應以及門限點的具體位置。

（三）述評

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

變量的選取和數(shù)據(jù)的來源

（一）變量的選取

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

主要解釋變量的選取。影響地方財政社會保障和就業(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)總值是通過財政支出影響地方財政社會保障和就業(yè)支出，因此選取地方財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)、通貨膨脹對社會保障支出的影響，又因為通貨膨脹與失業(yè)率之間的關系，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，其財政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重也不相同，進而地方財政社會保障和就業(yè)支出也不相同，因此選取財政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重為門檻變量。

（二）數(shù)據(jù)的來源

本文選取2007-2014年31個省份的面板數(shù)據(jù)作為樣本，所有數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，檢驗均使用stata12.0軟件。

中國社會保障支出的地區(qū)性差異

首先，初步利用經(jīng)驗數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計觀察，對事實給出一個初步的判斷。社會保障支出的地區(qū)性差異見表1所示。地方財政社會保障支出占gdp比重的地區(qū)差異見表2所示。地方財政社會保障支出占政府財政支出比重的地區(qū)差異見表3所示。

由表1-表3可以看出，社會保障支出在總量上表現(xiàn)出明顯的差異性，社會保障支出與財政支出、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）研究結論，社會保障支出與地區(qū)生產(chǎn)總值之間存在非線性關系，但是否存在門檻效應，需進一步驗證。將以財政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重為門檻變量，對地區(qū)生產(chǎn)總值與社會保障支出關系進行實證分析。

數(shù)據(jù)檢驗與理論模型設定

（一）單位根檢驗與協(xié)整檢驗

為了避免分析中出現(xiàn)虛假回歸的問題，首先對數(shù)據(jù)進行LLC單位根檢驗，檢驗結果表明各變量均為I（1）時間序列，因而可對其進行協(xié)整檢驗。協(xié)整檢驗結果表明，面板模型不存在協(xié)整關系，不能直接進行面板回歸，所以選取變量的一階差分進行面板回歸。

（二）理論模型設定

借鑒Hansen提出的面板門限回歸，建立非線性面板門限模型進行實證分析。

Hansen將面板門限模型的具體形式設定為：

（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)，對式（2）進行OLS估計可得到殘差平方和，其對應的最小門限值為：γ=argminS1（γ）。確定門檻值以后，就可求得其他參數(shù)的估計值。

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

（3）

估計方法：先假定單一門檻模型中估計出的γ1為雙重門檻中的第一個門檻，再進行γ2的搜索，估計與檢驗的方法與第一門檻值相同，得到第二個門檻值的殘差平方和最小時對應的γ2，然后對γ2進行門限檢驗。

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

單一門檻：

（4）

雙重門檻：

（5）

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

實證分析

（一）全國地區(qū)生產(chǎn)總值與社會保障支出的實證結果分析

門限效應檢驗結果。為提高門限效應顯著性檢驗的有效性，使用自舉法重復抽樣300次，根據(jù)面板門限模型估計方法，將財政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重（x1/gdp）作為門檻變量，分別測試存在一個門限、雙重門限的假設，得到門限效應檢驗結果，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、雙重門檻的結果都顯著，并且其門檻估計值和置信區(qū)間如表5所示。表5表示在95%置信區(qū)間內，單一門檻和雙重門檻的門檻估計值和置信區(qū)間。兩個門檻估計值是似然比檢驗統(tǒng)計量LR為零時γ的取值，兩個估計值的置信區(qū)間指所有LR值小于5%顯著性水平下的臨界值γ構成的區(qū)間，原假設為兩個門限值與實際值都相等。結果顯示單一門檻的估計值為0.444，雙重門檻估計的兩個值分別為1.157和0.444。結合單一門檻和雙重門檻的似然比函數(shù)圖和實際情況，最終選擇雙重門檻模型進行估計。

門檻模型估計結果。由表6估計結果可知，Hausman檢驗的統(tǒng)計結果P值較小，因此支持面板模型設定為固定效應模型。固定效應模型中，地方財政支出的增量每增加1個單位會使得社會保障支出的增量增加3.1%，表明隨著財政支出的增加，政府對社會保障的支出會加大。但在門檻模型中，當財政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重小于0.444時，地方財政支出的增量每增加1個單位會使得社會保障支出的增量增加2.7%；當財政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重介于0.444-1.157之間時，地方財政支出的增量每增加1個單位會使得社會保障支出的增量增加4.6%；當財政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重超過1.57時，地方財政支出的增加不會再帶來社會保障支出的增加，即地方財政支出的增量每增加1個單位會使得社會保障支出的增量減少5.6%。表明，社會保障支出的增加與財政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重增大呈現(xiàn)出非線性的關系，當?shù)胤截斦С稣嫉貐^(qū)生產(chǎn)總值的比重達到一定程度時，財政支出的增加會對社會保障支出產(chǎn)生負效應。

（二）東部地區(qū)生產(chǎn)總值與社會保障支出的實證結果分析

門限效應檢驗結果。在10%顯著性水平下，單一門檻顯著，并且其估計值為0.409，置信區(qū)間為[0.221，0.452]，因此對東部地區(qū)采用單一門檻模型。

門檻模型估計結果。運用東部地區(qū)數(shù)據(jù)進行Hausman檢驗，其檢驗的統(tǒng)計結果P值為87.7%，因此支持面板模型設定為隨機效應模型。隨機效應模型中，地方財政支出的增量每增加1個單位會使得社會保障支出的增量增加3.55%。但在門檻模型中，當財政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重小于0.409時，地方財政支出的增量每增加1個單位會使得社會保障支出的增量增加2.7%；當財政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重超過0.409時，地方財政支出的增量每增加1個單位會使得社會保障支出的增量增加4.7%。表明，隨著財政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重增大，地方財政支出對社會保障支出的影響程度增加。

（三）中西部地區(qū)生產(chǎn)總值與社會保障支出的實證結果分析

門限效應檢驗結果。在10%的顯著性水平下，雙重門檻的結果顯著，且估計的門檻值分別為1.157和0.436，因此對中西部地區(qū)采用雙重門檻模型。

門檻模型估計結果。運用中西部地區(qū)數(shù)據(jù)進行Hausman檢驗，其檢驗的統(tǒng)計結果P值為0.059%，因此，在10%顯著性水平下，支持面板模型設定為固定效應模型。固定效應模型中，地方財政支出的增量每增加1個單位會使得社會保障支出的增量增加3.3%。但在門檻模型中，當財政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重小于0.436時，地方財政支出的增量每增加1個單位會使得社會保障支出的增量增加3%；當財政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重介于0.436-1.157之間時，地方財政支出的增量每增加1個單位會使得社會保障支出的增量增加4.5%；當財政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重超過1.57時，地方財政支出的增量每增加1個單位會使得社會保障支出的增量減少4.4%。

由上述分析可知，社會保障支出與地區(qū)生產(chǎn)總值呈現(xiàn)庫茲涅茨倒U形曲線關系，社會保障支出隨著財政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的提高而增加，當財政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重達到一定程度的時，社會保障支出會呈現(xiàn)下降的趨勢。上述分析中，對我國東部地區(qū)的分析表明，存在一個門檻值，看似違背了社會保障支出與地區(qū)生產(chǎn)總值呈庫茲涅茨倒U形曲線的關系，實則不然。只有當財政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重通過量的積累，達到質（大于1.157）的轉變時，社會保障支出才會隨著地區(qū)生產(chǎn)總值的增加呈現(xiàn)下降趨勢。

結論和政策建議

本文利用2007-2014年31個省份的省際面板數(shù)據(jù)，結合運用門限檢驗方法，以財政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重為門檻變量，通過構建單一或雙重門檻模型，從全國地區(qū)、東部、中西部地區(qū)分別分析了社會保障支出與財政支出的門限效應，驗證了社會保障與財政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值比重之間呈現(xiàn)庫茲涅茨倒U形曲線關系，并估計出了財政支出對社會保障支出的分段拐點以及各階段社會保障支出與財政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值之間的變動關系。得出結論：

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

第一，調整政府預算中社會保障支出結構，優(yōu)化財政支出結構和社會保障支出結構，提高財政支出和社會保障支出的使用效率。如在經(jīng)濟落后地區(qū)，在保證人們基本生活的基礎上，加大對公共教育的支出，消除各地區(qū)由人力資本差異導致的經(jīng)濟發(fā)展不平衡，以教育帶動經(jīng)濟，進而增加政府財政收入，增加政府對社會保障的支出力度，形成“優(yōu)化財政和社會保障支出結構—加大對人力資本的投資—經(jīng)濟發(fā)展水平提高—財政收入增加—財政支出增加—對人力資本的投資進一步加大—經(jīng)濟發(fā)展”的良性循環(huán)。

第二，完善中央政府對地方政府的社會保障轉移支付制度，理順中央政府和地方政府的財政關系，中央政府對地方政府的轉移支付要以“保證貧困地區(qū)人們基本生活，促進貧困地區(qū)發(fā)展，縮小我國各地區(qū)社會保障支出差異”為線索，促進各地區(qū)的共同發(fā)展。