呂承超,劉華軍,
青島科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,山東 青島 266061,山東財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,山東 濟(jì)南 250014
社會(huì)保障促進(jìn)了區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)嗎
——基于時(shí)空效應(yīng)及分解的動(dòng)態(tài)空間面板模型分析
呂承超,劉華軍,
青島科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,山東 青島 266061,山東財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,山東 濟(jì)南 250014
本文利用2001年-2014年我國(guó)31個(gè)省份社會(huì)保障支出數(shù)據(jù),基于社會(huì)保障規(guī)模和結(jié)構(gòu)視角,引入時(shí)間滯后、空間滯后和時(shí)空滯后因素構(gòu)建動(dòng)態(tài)空間面板模型,分析社會(huì)保障對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的時(shí)空效應(yīng),并對(duì)時(shí)空效應(yīng)進(jìn)行偏微分分解。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn),我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不僅存在正的空間依賴(lài)性和正的時(shí)間依賴(lài)性,還存在負(fù)的時(shí)空依賴(lài)性。社會(huì)保障規(guī)模和結(jié)構(gòu)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期空間效應(yīng)和短期間接效應(yīng)并不顯著,社會(huì)保障規(guī)模、社會(huì)保險(xiǎn)規(guī)模和社會(huì)優(yōu)撫規(guī)模對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均具有較為顯著的短期負(fù)向直接效應(yīng)??刂谱兞恐?,人力資本和城鎮(zhèn)化率對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分別具有短期正向和負(fù)向的直接效應(yīng),經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有短期負(fù)向直接效應(yīng)和短期正向間接效應(yīng)。
社會(huì)保障;區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);動(dòng)態(tài)空間面板模型
社會(huì)保障通過(guò)國(guó)家立法手段合理配置公共資源,保證勞動(dòng)者在面臨失業(yè)、年老、患病、生育、工傷及自然災(zāi)害等狀態(tài)時(shí)基本生活不受影響,保障無(wú)收入和低收入人群能夠維持基本生存,以期維護(hù)社會(huì)公平與福利,提高國(guó)民生活質(zhì)量。社會(huì)保障是國(guó)民收入再分配的一種制度設(shè)計(jì),主要包括社會(huì)保險(xiǎn)、社會(huì)福利、社會(huì)救濟(jì)和社會(huì)優(yōu)撫等項(xiàng)目,通過(guò)制度和經(jīng)濟(jì)手段來(lái)解決社會(huì)問(wèn)題[1]。社會(huì)保障的有效實(shí)施將會(huì)影響經(jīng)濟(jì)社會(huì)的各個(gè)層面,改變消費(fèi)者的預(yù)算收入約束和社會(huì)福利函數(shù),影響微觀主體的消費(fèi)、儲(chǔ)蓄、投資等經(jīng)濟(jì)決策,進(jìn)而改變資本、人力等宏觀經(jīng)濟(jì)部門(mén)變量,最終影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。然而,20世紀(jì)70年代后,伴隨著西方主要發(fā)達(dá)國(guó)家陷入“滯漲”,失業(yè)率上升,通貨膨脹嚴(yán)峻,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)開(kāi)始放緩,人口老齡化速度加劇,政府財(cái)政負(fù)擔(dān)增加,人們開(kāi)始重新審視社會(huì)保障對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。有關(guān)社會(huì)保障與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系研究,開(kāi)始引起學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注。國(guó)外學(xué)者們從微觀和宏觀等多種視角,對(duì)社會(huì)保障與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行了研究,二者到底呈現(xiàn)正相關(guān)、負(fù)相關(guān)還是不相關(guān)關(guān)系,得出了不同的研究結(jié)論。
自改革開(kāi)放以來(lái),我國(guó)對(duì)社會(huì)保障制度進(jìn)行了積極探索,社會(huì)保障取得了長(zhǎng)足發(fā)展。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng),財(cái)政社會(huì)保障支出的規(guī)模在不斷擴(kuò)大,從2001年3 015.29億元增加到2014年35 814.85億元,年均增長(zhǎng)20.97%,遠(yuǎn)高于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度(圖1描述了我國(guó)社會(huì)保障支出及各項(xiàng)目支出歷年增長(zhǎng)情況,以2001年為基期100)。然而在發(fā)展的同時(shí),我國(guó)現(xiàn)行的社會(huì)保障仍然存在覆蓋面不夠?qū)挕⒒鸹I集困難、多頭管理、體制分散等方面的問(wèn)題,若處理不當(dāng),很可能會(huì)影響國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)穩(wěn)定。社會(huì)保障與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系研究同樣引起了我國(guó)學(xué)者的重視。
社會(huì)保障為經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供必要的制度保障,同時(shí)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展是社會(huì)保障的重要基礎(chǔ)。社會(huì)保障存在適度發(fā)展問(wèn)題,一方面要與社會(huì)的“需求”和“供給”相匹配、均衡發(fā)展,另一方面也要適應(yīng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的需要。社會(huì)保障需要平衡公平與效率的關(guān)系,那么我國(guó)社會(huì)保障是否促進(jìn)了區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)?二者之間究竟存在什么關(guān)系?關(guān)于上述問(wèn)題的研究,對(duì)于我國(guó)新常態(tài)背景下新型城鎮(zhèn)化建設(shè)以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義,對(duì)于豐富社會(huì)保障與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相關(guān)理論具有重要的研究?jī)r(jià)值。
圖1 社會(huì)保障及各項(xiàng)目支出增長(zhǎng)情況(單位:億元)
社會(huì)保障與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用機(jī)制的研究。第一,基于物質(zhì)資本角度展開(kāi)的研究。部分學(xué)者基于新古典增長(zhǎng)模型認(rèn)為社會(huì)保障對(duì)物質(zhì)資本產(chǎn)生作用,進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。早期研究多從儲(chǔ)蓄和遺傳角度探討社會(huì)保障對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響[2][3]。社會(huì)保障私有化改革產(chǎn)生替代效應(yīng)和收入效應(yīng),進(jìn)而影響儲(chǔ)蓄和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[4]。社會(huì)保障水平與投資儲(chǔ)蓄率之差呈正相關(guān),這是造成當(dāng)前中國(guó)“投資不足型”失衡問(wèn)題的關(guān)鍵[5]。賈俊雪等認(rèn)為傳統(tǒng)文化信念通過(guò)物質(zhì)資本積累機(jī)制對(duì)社會(huì)保障的短期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)產(chǎn)生影響[6]。郭凱明和龔六堂認(rèn)為社會(huì)保障通過(guò)替代家庭養(yǎng)老來(lái)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[7]。第二,基于人力資本角度展開(kāi)的研究。國(guó)外部分學(xué)者認(rèn)為社會(huì)保障有利于教育投資,能夠提高人力資本,進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[8][9],Ehrlich和Kim引入人力資本理論證實(shí)了社會(huì)保障阻礙了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[10]。而國(guó)內(nèi)部分學(xué)者并沒(méi)有得到社會(huì)保障對(duì)人力資本產(chǎn)生作用的顯著結(jié)論[11][12]。在現(xiàn)收現(xiàn)付社會(huì)保障體制下,社會(huì)保障繳費(fèi)率上升將降低人力資本投資,反而阻礙經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[13]。
社會(huì)保障對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用效果的研究。不同的學(xué)者基于各自角度得到了相反的結(jié)論。第一,抑制論的研究。社會(huì)保障的提高降低了居民消費(fèi)水平,不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[14],F(xiàn)eldstein驗(yàn)證了美國(guó)社會(huì)保障對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的抑制作用[15]。我國(guó)社會(huì)保障支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系[16],社會(huì)保障沒(méi)能有效發(fā)揮經(jīng)濟(jì)“助推器”的作用[17],中部地區(qū)社會(huì)保障對(duì)經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)呈現(xiàn)“塌陷”狀態(tài)[18]。第二,促進(jìn)論的研究。社會(huì)保障有利于提供良好的社會(huì)環(huán)境,激發(fā)勞動(dòng)者工作熱情和創(chuàng)業(yè)精神,有利于促進(jìn)資本形成[19],提高居民消費(fèi)水平[20],從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[21][22][23]。趙蔚蔚和楊慶運(yùn)通過(guò)因果分析和協(xié)整檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)社會(huì)保障支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相互促進(jìn)的關(guān)系[24]。
隨著新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)和空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的發(fā)展,學(xué)者們發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)變量之間并非是孤立的,不同地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)變量相互影響,存在空間溢出效應(yīng),既包括區(qū)域內(nèi)空間溢出效應(yīng),也包括區(qū)域間空間溢出效應(yīng)*多數(shù)學(xué)者僅將區(qū)域間溢出效應(yīng)作為空間溢出效應(yīng),而本文認(rèn)為區(qū)域內(nèi)溢出效應(yīng)也是空間溢出效應(yīng)的一種類(lèi)型,這樣能更清晰地表達(dá)區(qū)域內(nèi)和區(qū)域間空間溢出問(wèn)題。。同時(shí),經(jīng)濟(jì)變量之間在時(shí)間上也并非是離散的,當(dāng)期經(jīng)濟(jì)變量可能受前期經(jīng)濟(jì)變量的影響,從而變量之間存在時(shí)間依賴(lài)特征,這為本文研究帶來(lái)了重要啟示。從已有關(guān)于社會(huì)保障和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究來(lái)看,更多的傾向于定性分析,而缺乏系統(tǒng)的實(shí)證研究;更多地建立在空間均質(zhì)和空間獨(dú)立的前提下,而未考慮時(shí)間和空間因素的影響,因此,現(xiàn)有研究可能存在時(shí)間、空間的遺漏變量和內(nèi)生性問(wèn)題,可能導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏。為此,本文擴(kuò)展新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型,探討社會(huì)保障與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用機(jī)制,基于社會(huì)保障規(guī)模和結(jié)構(gòu)視角,引入財(cái)政社會(huì)保障支出數(shù)據(jù),綜合考慮時(shí)間滯后、空間滯后和時(shí)空滯后因素,構(gòu)建動(dòng)態(tài)空間面板模型實(shí)證檢驗(yàn)社會(huì)保障對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的時(shí)空效應(yīng),并采用偏微分方法對(duì)時(shí)空效應(yīng)進(jìn)行分解,分別解釋各因素對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的時(shí)間效應(yīng)、空間效應(yīng)和時(shí)空效應(yīng)。
(一)理論模型
1.基礎(chǔ)模型
本文借鑒并擴(kuò)展Barro[25]、Davoodi和Zou[26]的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論模型,采用柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)形式,引入私人資本和公共資本,并將公共資本劃分為社會(huì)保障提供的公共資本部分和其他公共資本部分,則人均產(chǎn)出水平可以表示為:
y=Ahαrβkγ
(1)
其中,y表示人均產(chǎn)出,A表示技術(shù)進(jìn)步,h表示人均社會(huì)保障公共資本*本文假設(shè)社會(huì)保障公共資本均由公共財(cái)政支出形成,不考慮資本折舊因素。,r表示人均其他公共資本,k表示人均私人資本。令g為人均公共資本,則g=h+r。α、β、γ分別表示不同資本的產(chǎn)出彈性,并且α∈(0,1),β∈(0,1),γ∈(0,1)。假定經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)規(guī)模報(bào)酬不變,則α+β+γ=1。
假設(shè)消費(fèi)者是理性經(jīng)濟(jì)人,且無(wú)限期壽命,則消費(fèi)者的效用函數(shù)設(shè)定為:
(2)
其中,θ表示邊際效用彈性系數(shù),且θ>0;c表示人均消費(fèi)。那么,當(dāng)貼現(xiàn)率為ρ時(shí),消費(fèi)者的總效用貼現(xiàn)可以表示為:
(3)
假設(shè)地方政府實(shí)施平衡預(yù)算政策,按照稅率為δ一次性向企業(yè)征收比例稅,并且所得稅收全部用于公共投資;同時(shí),公共資本部分還來(lái)源于中央轉(zhuǎn)移支付,并且中央轉(zhuǎn)移支付與地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正相關(guān)關(guān)系[27]。假設(shè)中央轉(zhuǎn)移支付與地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相關(guān)系數(shù)為η,則g=(δ+η)y=h+r。為簡(jiǎn)化分析,假定折舊率為0,則人均私人資本k變化為:
(4)
式(4)可以看做經(jīng)濟(jì)資源的約束條件,當(dāng)經(jīng)濟(jì)均衡時(shí),構(gòu)建“當(dāng)前值漢密爾頓函數(shù)”為:
(5)
其中,λ為資本的影子價(jià)格,則動(dòng)態(tài)最優(yōu)化一階條件為:
(6)
(7)
在g=(δ+η)y=(δ+η)Ahαrβkγ、α+β+γ=1的條件下,由式(6)和式(7)可得:
c-θ=λ
(8)
(9)
當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于均衡狀態(tài)時(shí),人均產(chǎn)出增長(zhǎng)率與人均消費(fèi)增長(zhǎng)率一致,則:
(10)
由式(10)可以得到:
2.進(jìn)一步拓展與解釋
社會(huì)保障一般包含社會(huì)保險(xiǎn)、社會(huì)福利、社會(huì)救濟(jì)和社會(huì)優(yōu)撫等項(xiàng)目。其中,社會(huì)保險(xiǎn)是社會(huì)保障的核心內(nèi)容,社會(huì)福利是國(guó)家向社會(huì)成員提供的物質(zhì)和精神產(chǎn)品或服務(wù),社會(huì)救濟(jì)是國(guó)家向低收入或遭受災(zāi)害的群體提供的無(wú)償產(chǎn)品或服務(wù),社會(huì)優(yōu)撫是國(guó)家向特殊工作群體及家屬提供優(yōu)撫安置的保障。因此,人均社會(huì)保障公共資本主要由四大類(lèi)保障項(xiàng)目所構(gòu)成:
h=s1+s2+s3+s4+s5
(11)
其中,s1、s2、s3、s4、s5分別表示人均社會(huì)保險(xiǎn)公共資本、人均社會(huì)福利公共資本、人均社會(huì)救濟(jì)公共資本、人均社會(huì)優(yōu)撫公共資本和人均其他社會(huì)保障公共資本。將式(11)帶入式(10)可得:
(12)
由式(12)可以得到:
(二)計(jì)量模型設(shè)定
經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)處于動(dòng)態(tài)變化之中,某一因素的變化將引起其他因素的改變,并導(dǎo)致前一因素影響加強(qiáng),經(jīng)濟(jì)沿著初始因素變動(dòng)的方向發(fā)展,并通過(guò)回波效應(yīng)與擴(kuò)散效應(yīng)*回波效應(yīng),即勞動(dòng)力、資金、技術(shù)等生產(chǎn)要素受收益差異的影響,由落后地區(qū)向發(fā)達(dá)地區(qū)流動(dòng),導(dǎo)致地區(qū)間發(fā)展差距的進(jìn)一步擴(kuò)大。由于回波效應(yīng)的作用并不是無(wú)節(jié)制的,地區(qū)間發(fā)展差距的擴(kuò)大也是有限度的,當(dāng)發(fā)達(dá)地區(qū)發(fā)展到一定程度后,由于人口稠密、交通擁擠、污染嚴(yán)重、資本過(guò)剩,自然資源相對(duì)不足等原因,使其生產(chǎn)成本上升,外部經(jīng)濟(jì)效益逐漸變小,從而減弱了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的勢(shì)頭。這時(shí),發(fā)達(dá)地區(qū)生產(chǎn)規(guī)模的進(jìn)一步擴(kuò)大將變得不經(jīng)濟(jì),資本、勞動(dòng)力、技術(shù)就自然而然地向落后地區(qū)擴(kuò)散,這一過(guò)程稱(chēng)之為擴(kuò)散效應(yīng)。形成循環(huán)累積因果關(guān)系[28],最終使得前期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響當(dāng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。為此,本文引入動(dòng)態(tài)要素來(lái)探討經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間效應(yīng)。此外,區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并非孤立的,受內(nèi)因和外因的影響,其中內(nèi)因主要包括區(qū)域供求因素和自身結(jié)構(gòu)等,外因主要包括不同區(qū)域之間生產(chǎn)要素流動(dòng)和貿(mào)易往來(lái),因此,區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有空間溢出效應(yīng),并且空間數(shù)據(jù)往往具有空間自相關(guān)和空間依賴(lài)性的現(xiàn)象[29]。本文引入空間要素探討經(jīng)濟(jì)變量的空間效應(yīng)。
在此基礎(chǔ)上,構(gòu)建動(dòng)態(tài)空間面板模型探討社會(huì)保障支出與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的時(shí)空關(guān)系。動(dòng)態(tài)空間面板模型主要包含三種類(lèi)型:空間誤差模型(Spatial Error Model, SEM )、空間滯后模型(Spatial Lag Model,SLM)和空間杜賓模型(Spatial Durbin Model,SDM)。其中,空間杜賓模型既考慮了被解釋變量的空間相關(guān)性,又考慮了解釋變量的空間相關(guān)性,同時(shí)引入解釋變量和被解釋變量空間滯后項(xiàng),因此,本文選用空間杜賓模型。進(jìn)一步考慮區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的時(shí)間依賴(lài)性和空間依賴(lài)性,引入被解釋變量的時(shí)間滯后項(xiàng)、空間滯后項(xiàng)以及時(shí)空滯后項(xiàng),構(gòu)建動(dòng)態(tài)空間杜賓模型分別檢驗(yàn)社會(huì)保障規(guī)模、社會(huì)保障結(jié)構(gòu)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的時(shí)間效應(yīng)、空間效應(yīng)和時(shí)空效應(yīng)[30]。本文借鑒Elhorst[31]的研究,構(gòu)建動(dòng)態(tài)空間面板模型,如下所示:
Yt=τYt-1+ρWYt+ηWYt-1+Xtβ1+WXtβ2+vt
(13)
其中,Yt為被解釋變量,為N×1向量,Yt-1代表被解釋變量滯后一期;Xt為解釋變量,包括核心解釋變量和控制變量,為N×K矩陣;W為空間權(quán)重矩陣,vt為模型誤差項(xiàng),包含個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng);τ、ρ、η分別表示被解釋變量時(shí)間滯后項(xiàng)Yt-1系數(shù)、被解釋變量空間滯后項(xiàng)WYt系數(shù)、被解釋變量時(shí)空滯后項(xiàng)WYt-1系數(shù),β1、β2分別表示解釋變量Xt系數(shù)、解釋變量空間滯后項(xiàng)WXt系數(shù)。不同于傳統(tǒng)OLS回歸系數(shù)的解釋?zhuān)?dāng)空間面板模型ρ≠0時(shí),則WYt、WYt-1、WXt、Xt的回歸系數(shù)并不能直接衡量解釋變量對(duì)被解釋變量的時(shí)空效應(yīng),而需要對(duì)模型進(jìn)行分解。本文采用偏微分方法對(duì)時(shí)空效應(yīng)進(jìn)行分解。式(13)可以進(jìn)一步化簡(jiǎn)為:
Yt=(I-ρW)-1(τ+ηW)Yt-1+
(I-ρW)-1(Xtβ1+WXtβ2)+(I-ρW)-1vt
(14)
由式(14)可以推導(dǎo)出短期效應(yīng)和長(zhǎng)期效應(yīng):
(15)
(16)
其中,式(15)和式(16)分別表示短期效應(yīng)和長(zhǎng)期效應(yīng)[32]。其中,短期效應(yīng)包括短期直接效應(yīng)和短期間接效應(yīng),二者加總為短期總效應(yīng),表示短期總體空間溢出效應(yīng);短期效應(yīng)矩陣對(duì)角線上元素代表短期直接效應(yīng),表示短期本區(qū)域解釋變量對(duì)本區(qū)域被解釋變量的影響,可以認(rèn)為是短期區(qū)域內(nèi)空間溢出效應(yīng);非對(duì)角線上元素代表短期間接效應(yīng),表示短期本區(qū)域解釋變量對(duì)其他區(qū)域被解釋變量的影響,可以看做是短期區(qū)域間空間溢出效應(yīng)。同理,長(zhǎng)期效應(yīng)包含長(zhǎng)期直接效應(yīng)和長(zhǎng)期間接效應(yīng),二者加總為長(zhǎng)期總效應(yīng),表示長(zhǎng)期總體空間溢出效應(yīng);長(zhǎng)期效應(yīng)矩陣對(duì)角線上元素代表長(zhǎng)期直接效應(yīng),表示長(zhǎng)期本區(qū)域解釋變量對(duì)本區(qū)域被解釋變量的影響,可以認(rèn)為是長(zhǎng)期區(qū)域內(nèi)空間溢出效應(yīng);非對(duì)角線上元素代表長(zhǎng)期間接效應(yīng),表示長(zhǎng)期本區(qū)域解釋變量對(duì)其他區(qū)域被解釋變量的影響,可以看做是長(zhǎng)期區(qū)域間空間溢出效應(yīng)。
(三)變量選取
1.被解釋變量
agdp代表被解釋變量,表示區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),以人均地區(qū)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率來(lái)測(cè)度。人均地區(qū)生產(chǎn)總值以地區(qū)生產(chǎn)總值與地區(qū)人口數(shù)量的比值來(lái)表示。
2.核心解釋變量
社會(huì)保障規(guī)模(ass)以人均社會(huì)保障支出占人均地區(qū)公共財(cái)政支出的比例來(lái)度量。社會(huì)保障結(jié)構(gòu)包括社會(huì)保險(xiǎn)規(guī)模(asi)、社會(huì)福利規(guī)模(asw)、社會(huì)救濟(jì)規(guī)模(asa)、社會(huì)優(yōu)撫規(guī)模(asc)和其他社會(huì)保障規(guī)模*為避免模型共線性問(wèn)題,本文并未將人均其他社會(huì)保障公共資本規(guī)模作為解釋變量。。社會(huì)保障各項(xiàng)目規(guī)模以各項(xiàng)目支出占人均地區(qū)公共財(cái)政支出比例來(lái)度量,例如社會(huì)保險(xiǎn)規(guī)模以人均社會(huì)保險(xiǎn)支出占人均地區(qū)公共財(cái)政支出比例來(lái)度量,其他項(xiàng)目規(guī)模測(cè)算方法類(lèi)似。
3.控制變量
政府稅率表示為tax,以地區(qū)公共財(cái)政收入占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來(lái)衡量;人力資本(hum),以各地區(qū)普通高校在校人數(shù)占地區(qū)人口比重來(lái)衡量;經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度(ope),以地區(qū)進(jìn)出口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值比重來(lái)度量;城鎮(zhèn)化率(cit),以地區(qū)城市人口占總?cè)丝诒戎貋?lái)表示;資本形成率(inv),以資本形成總額占地區(qū)生產(chǎn)總值比重來(lái)衡量。本文沒(méi)有選取更多的控制變量主要基于以下考慮:過(guò)多的控制變量可能導(dǎo)致多重共線性的問(wèn)題;模型中引入?yún)^(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的時(shí)間滯后期,可以考慮沒(méi)有納入控制變量的因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。
(四)空間相關(guān)性檢驗(yàn)與空間權(quán)重矩陣構(gòu)建
為了保證空間計(jì)量模型的可行性,需要對(duì)經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)。本文引用Moran’sI指數(shù)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行全局空間相關(guān)性檢驗(yàn),公式如下所示:
(17)
為了方便分析并簡(jiǎn)化模型,本文僅考慮鄰接空間權(quán)重矩陣,當(dāng)空間單元i和j相鄰時(shí),矩陣元素wij取值為1,當(dāng)不相鄰時(shí)取值為0。地理距離空間權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣分析方法一致,結(jié)論類(lèi)似于鄰接權(quán)重矩陣分析結(jié)果,本文不做贅述。
(五)數(shù)據(jù)來(lái)源
本文考慮《中國(guó)民政統(tǒng)計(jì)年鑒》2001年前后數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)口徑差異,因此選取2001年-2014年31個(gè)省份相關(guān)數(shù)據(jù),以31個(gè)省份數(shù)據(jù)加總作為全國(guó)總量數(shù)據(jù)。其中,社會(huì)福利支出、社會(huì)救濟(jì)支出、社會(huì)優(yōu)撫支出和其他社會(huì)保障支出來(lái)源于歷年《中國(guó)民政統(tǒng)計(jì)年鑒》,社會(huì)保險(xiǎn)支出來(lái)源于歷年《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》。社會(huì)保障總支出為社會(huì)保險(xiǎn)支出、社會(huì)福利支出、社會(huì)救濟(jì)支出、社會(huì)優(yōu)撫支出和其他社會(huì)保障支出的加總數(shù)據(jù),人均社會(huì)保障支出為各省份社會(huì)保障支出與人口比值。各省份人口數(shù)量、地區(qū)生產(chǎn)總值、地區(qū)公共財(cái)政收入和支出、普通高校在校人數(shù)、進(jìn)出口總額、城鎮(zhèn)化率、資本形成率等數(shù)據(jù)均來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。相關(guān)數(shù)據(jù)以2001年為基期,以歷年居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)折算成實(shí)際值進(jìn)行測(cè)算。
(一)空間相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果
本文采用Moran’sI指數(shù)檢驗(yàn)考察期內(nèi)各省份區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)空間相關(guān)性,結(jié)果如表1所示。圖2描述了指數(shù)的演變趨勢(shì)。在鄰接空間權(quán)重矩陣下,區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Moran’sI指數(shù)值在考察期內(nèi)均為正,并且均通過(guò)了1%的顯著性水平,表明31個(gè)省份區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的空間正相關(guān)性,即區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較快的省份相對(duì)集聚,區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較慢的省份相對(duì)集聚,這一結(jié)論驗(yàn)證了潘文卿[33]、劉華軍[34]的研究。從指數(shù)的演變趨勢(shì)來(lái)看,以2005年為拐點(diǎn),2001年-2005年區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)Moran’sI指數(shù)處于較高水平,2005年后Moran’sI指數(shù)逐年下降,直至2014年的0.378,表明區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)總體呈現(xiàn)較強(qiáng)的空間相關(guān)性,但近年來(lái)這種效應(yīng)在逐漸減弱。
表1 區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)Moran’s I指數(shù)
為進(jìn)一步考察區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間集聚特征,本文繪制了Moran散點(diǎn)圖(限于篇幅,僅繪制了2014年Moran散點(diǎn)圖),如圖3所示。在鄰接空間權(quán)重矩陣下,有22個(gè)省份位于一、三象限,有9個(gè)省份位于二、四象限,說(shuō)明區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在高度的空間集聚特征,因此,在研究社會(huì)保障與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)時(shí)必須考慮空間因素影響,否則可能造成估計(jì)結(jié)果偏誤。
圖2 區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)Moran’s I指數(shù)趨勢(shì)圖
圖3 2014年區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)Moran散點(diǎn)圖
(二)估計(jì)結(jié)果
本文基于社會(huì)保障規(guī)模和社會(huì)保障結(jié)構(gòu)兩種研究視角,分別以社會(huì)保障規(guī)模和社會(huì)保障結(jié)構(gòu)為被解釋變量來(lái)建立動(dòng)態(tài)空間面板模型進(jìn)行估計(jì)。為了保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性,本文在兩種研究視角下,分別構(gòu)建了無(wú)時(shí)空效應(yīng)模型(普通面板模型)、時(shí)間效應(yīng)模型(動(dòng)態(tài)面板模型)、空間效應(yīng)模型(空間面板模型)、時(shí)空效應(yīng)模型(動(dòng)態(tài)空間面板模型)進(jìn)行回歸,估計(jì)結(jié)果如表2和表3所示。雖然在進(jìn)行時(shí)空效應(yīng)分解時(shí),主要依據(jù)分解后的解釋變量短期和長(zhǎng)期的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)對(duì)被解釋變量作用效果進(jìn)行分析,但是分解前的模型選擇和回歸結(jié)果依然重要,二者是進(jìn)行效應(yīng)分解的基礎(chǔ),決定了效應(yīng)分解的準(zhǔn)確性。在估計(jì)過(guò)程中,本文采用Hausman檢驗(yàn)選擇固定效應(yīng)(FE)和隨機(jī)效應(yīng)(RE),采用Wald檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)選擇空間誤差模型(SEM)、空間滯后模型(SLM)和空間杜賓模型(SDM),最終綜合評(píng)估回歸結(jié)果的R2、赤池信息準(zhǔn)則(AIC)和自然對(duì)數(shù)似然函數(shù)值(Log likelihood)來(lái)對(duì)模型進(jìn)行選擇。
無(wú)時(shí)空效應(yīng)模型中,通過(guò)Hausman檢驗(yàn)采用固定效應(yīng);時(shí)間效應(yīng)模型采用兩步法系統(tǒng)GMM估計(jì),并且通過(guò)了擾動(dòng)項(xiàng)無(wú)自相關(guān)檢驗(yàn)和工具變量過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn);空間效應(yīng)模型中,通過(guò)Wald檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)選擇空間杜賓模型(SDM),通過(guò)Hausman檢驗(yàn)采用隨機(jī)效應(yīng),應(yīng)用極大似然估計(jì)方法進(jìn)行估計(jì);時(shí)空效應(yīng)模型中,最終選擇空間杜賓模型(SDM)的固定效應(yīng),并且采用極大似然估計(jì)方法進(jìn)行估計(jì)。從四大模型回歸結(jié)果來(lái)看,無(wú)時(shí)空效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型雖然具有較為顯著的回歸系數(shù),但未考慮時(shí)空因素,可能造成模型內(nèi)生性問(wèn)題,導(dǎo)致結(jié)果有偏;引入時(shí)間因素并且采用系統(tǒng)GMM估計(jì)在一定程度上解決了內(nèi)生性問(wèn)題,但模型未考慮空間溢出效應(yīng);而引入空間要素的空間面板模型也具有局限性,未考慮時(shí)間滯后和時(shí)空滯后交互項(xiàng)。動(dòng)態(tài)空間面板模型既考慮時(shí)間滯后、空間滯后,又考慮時(shí)空滯后交互項(xiàng),可以解決遺失變量和內(nèi)生性問(wèn)題,采用極大似然估計(jì)方法進(jìn)行無(wú)偏估計(jì),進(jìn)一步解決內(nèi)生性問(wèn)題[35]。此外,從回歸結(jié)果來(lái)看,動(dòng)態(tài)空間面板模型的R2和Log likelihood值均大于其他模型,AIC值小于其他模型,表明該模型擬合效果最優(yōu),最終本文選擇時(shí)空效應(yīng)的動(dòng)態(tài)空間面板模型,并以此為解釋模型進(jìn)行時(shí)空效應(yīng)分解。
根據(jù)表2和表3的估計(jì)結(jié)果,在社會(huì)保障規(guī)模與結(jié)構(gòu)兩種研究視角下,被解釋變量的時(shí)間滯后項(xiàng)系數(shù)和空間滯后項(xiàng)系數(shù)均顯著為正,表明區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在明顯的循環(huán)累積時(shí)間效應(yīng),前期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)影響當(dāng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),同時(shí)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在空間溢出效應(yīng),省際間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有明顯的空間依賴(lài)性,進(jìn)一步驗(yàn)證了空間相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果,表明某地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)帶動(dòng)相鄰地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),表現(xiàn)為區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的集聚特征。被解釋變量的時(shí)空滯后交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)值,并且通過(guò)5%的顯著性水平檢驗(yàn),表明區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在明顯的負(fù)時(shí)空效應(yīng),某地區(qū)在不同時(shí)期對(duì)相鄰地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響方向是相反的,即某地區(qū)前一期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)加快時(shí),相鄰地區(qū)在當(dāng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)將放緩,這體現(xiàn)了地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)的競(jìng)爭(zhēng)性,而且這種競(jìng)爭(zhēng)具有滯后性[36]。
表2 基于社會(huì)保障規(guī)模視角的估計(jì)結(jié)果
注:***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上顯著。Arellano-Bond括號(hào)外表示Z值,括號(hào)內(nèi)表示P值;Sargan括號(hào)外表示chi2值,括號(hào)內(nèi)表示P值
表3 基于社會(huì)保障結(jié)構(gòu)視角的估計(jì)結(jié)果
注:***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上顯著。Arellano-Bond括號(hào)外表示Z值,括號(hào)內(nèi)表示P值;Sargan括號(hào)外表示chi2值,括號(hào)內(nèi)表示P值
(三)時(shí)空效應(yīng)分解
由于表2和表3中ρ值均顯著不為零,因此不能用上述回歸系數(shù)直接來(lái)解釋經(jīng)濟(jì)變量的含義。為此,本文采用動(dòng)態(tài)空間面板模型偏微分方法,將核心解釋變量社會(huì)保障規(guī)模、結(jié)構(gòu)及控制變量對(duì)被解釋變量的時(shí)空效應(yīng)進(jìn)行分解,劃分為長(zhǎng)期、短期兩種時(shí)間效應(yīng)以及直接效應(yīng)、間接效應(yīng)、總效應(yīng)三種空間效應(yīng),最終形成六種時(shí)空效應(yīng),分別為短期直接效應(yīng)、短期間接效應(yīng)、短期總效應(yīng)、長(zhǎng)期直接效應(yīng)、長(zhǎng)期間接效應(yīng)、長(zhǎng)期總效應(yīng),在此基礎(chǔ)上加以分析,如表4和表5所示。
1.社會(huì)保障規(guī)模和結(jié)構(gòu)的時(shí)空效應(yīng)
在社會(huì)保障規(guī)模和結(jié)構(gòu)兩種研究視角下,社會(huì)保障規(guī)模和結(jié)構(gòu)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期空間效應(yīng)均不顯著,表明在長(zhǎng)期當(dāng)中,社會(huì)保障無(wú)論在規(guī)模上還是在結(jié)構(gòu)上都對(duì)本地區(qū)和其他地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沒(méi)有空間溢出效應(yīng),在長(zhǎng)期中社會(huì)保障對(duì)區(qū)域內(nèi)和區(qū)域間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用效果并不明顯。
從短期來(lái)看,社會(huì)保障規(guī)模對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間溢出效應(yīng)要比長(zhǎng)期明顯。短期社會(huì)保障規(guī)模對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接效應(yīng)為-0.0025,并且通過(guò)了5%的顯著性水平檢驗(yàn),表明在短期內(nèi)本地區(qū)社會(huì)保障規(guī)模對(duì)區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有一定的抑制作用,但作用效果較弱,意味著社會(huì)保障規(guī)模擴(kuò)大時(shí),區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有減緩的趨勢(shì)。而短期社會(huì)保障規(guī)模對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的間接效應(yīng)和總效應(yīng)并未通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn),表明短期內(nèi)本地區(qū)社會(huì)保障規(guī)模并不能影響其他區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。
從短期來(lái)看,社會(huì)保障結(jié)構(gòu)同樣對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生了空間溢出效應(yīng)。具體到社會(huì)保障各項(xiàng)目而言,社會(huì)保險(xiǎn)規(guī)模和社會(huì)優(yōu)撫規(guī)模的直接效應(yīng)均為負(fù)值,分別通過(guò)了5%和1%的顯著性水平檢驗(yàn),表明社會(huì)保險(xiǎn)規(guī)模和社會(huì)優(yōu)撫規(guī)模對(duì)區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有抑制作用,并且社會(huì)優(yōu)撫規(guī)模對(duì)區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的抑制作用要強(qiáng)于社會(huì)保險(xiǎn)規(guī)模,但是社會(huì)保險(xiǎn)規(guī)模和社會(huì)優(yōu)撫規(guī)模間接效應(yīng)和總效應(yīng)均不顯著,意味著二者對(duì)其他地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并不能產(chǎn)生作用。社會(huì)福利規(guī)模和社會(huì)救濟(jì)規(guī)模在短期內(nèi)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)并沒(méi)有通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)。
從社會(huì)保障規(guī)模和結(jié)構(gòu)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分解后的時(shí)空效應(yīng)來(lái)看,社會(huì)保障規(guī)模和結(jié)構(gòu)無(wú)論從時(shí)間還是空間方面并沒(méi)有促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng),反而在短期內(nèi)對(duì)區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有一定的抑制性,進(jìn)一步驗(yàn)證了趙建國(guó)和李佳[37]的研究結(jié)論。那么,導(dǎo)致這種時(shí)空效應(yīng)特征的原因可能存在以下幾個(gè)方面:第一,社會(huì)保障規(guī)模擴(kuò)大意味著政府公共支出增加,而政府干預(yù)過(guò)多可能對(duì)市場(chǎng)效率產(chǎn)生不利影響,政府支出對(duì)私人投資可能產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”[38],進(jìn)而阻礙經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),因此,表現(xiàn)為社會(huì)保障在短期內(nèi)對(duì)區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的抑制特征;第二,我國(guó)社會(huì)保障體系和制度并不完善,表現(xiàn)為多頭管理、體制分散,城鄉(xiāng)分割、區(qū)域分割,流動(dòng)人口社會(huì)保障缺失[39],導(dǎo)致了社會(huì)保障無(wú)法統(tǒng)籌管理,造成了勞動(dòng)力不能合理流動(dòng),資源得不到優(yōu)化配置,因此,社會(huì)保障的區(qū)域間溢出效應(yīng)并不顯著。
2.控制變量的時(shí)空效應(yīng)
從表4和表5可知,控制變量的長(zhǎng)期空間效應(yīng)均不顯著,表明長(zhǎng)期內(nèi)控制變量對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的區(qū)域內(nèi)和區(qū)域間溢出效應(yīng)并不存在,但是短期內(nèi)控制變量對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有一定的空間效應(yīng)。從具體的控制變量來(lái)看:第一,政府稅率。無(wú)論從社會(huì)保障規(guī)模還是結(jié)構(gòu),政府稅率的短期空間效應(yīng)均未通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn),表明政府稅率對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并沒(méi)有時(shí)空效應(yīng)[40]。第二,人力資本。以各地區(qū)普通高校在校人數(shù)占地區(qū)人口比重來(lái)衡量的人力資本在短期內(nèi)具有顯著的正向直接效應(yīng),而間接效應(yīng)和總效應(yīng)并不顯著,表明人力資本對(duì)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用,而對(duì)其他地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響不明顯,這意味著本地區(qū)培養(yǎng)的人才更多服務(wù)于當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì),而人才等生產(chǎn)要素區(qū)域間溢出效果不明顯,這一結(jié)論與周文通[41]的研究一致。第三,經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度。在兩種研究視角下,經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度在短期內(nèi)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均通過(guò)了5%的顯著性水平檢驗(yàn),但存在負(fù)向的直接效應(yīng)和正向的間接效應(yīng),表明經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度對(duì)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有抑制作用[42],對(duì)其他地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用,可能的原因是開(kāi)放型經(jīng)濟(jì)促進(jìn)了區(qū)域間各生產(chǎn)要素的流動(dòng),產(chǎn)生了區(qū)域間空間溢出。第四,城鎮(zhèn)化率?;谏鐣?huì)保障規(guī)模視角下的短期城鎮(zhèn)化率對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有負(fù)向的直接效應(yīng),且通過(guò)了5%顯著性水平檢驗(yàn),而間接效應(yīng)和總效應(yīng)并不顯著,表明了城鎮(zhèn)化率對(duì)區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在抑制作用,這與社會(huì)保障結(jié)構(gòu)視角下的回歸結(jié)果一致,可能是由于“過(guò)度”和“弱質(zhì)”的城鎮(zhèn)化也會(huì)帶來(lái)擠出效應(yīng)、擁擠等問(wèn)題而不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[43]。第五,資本形成率。在社會(huì)保障規(guī)模和結(jié)構(gòu)兩種視角下,資本形成率短期空間效應(yīng)均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn),表明資本形成率對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的時(shí)空效應(yīng)并不明顯。
表4 基于社會(huì)保障規(guī)模視角的時(shí)空效應(yīng)分解
注:***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上顯著
表5 基于社會(huì)保障結(jié)構(gòu)視角的時(shí)空效應(yīng)分解
注:***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上顯著
本文擴(kuò)展了新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論模型,探討了社會(huì)保障與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用機(jī)制,選取2001年-2014年中國(guó)31個(gè)省份社會(huì)保障及各項(xiàng)目支出數(shù)據(jù),分別從社會(huì)保障規(guī)模與結(jié)構(gòu)視角,引入時(shí)間滯后項(xiàng)、空間滯后項(xiàng)和時(shí)空滯后項(xiàng),構(gòu)建動(dòng)態(tài)空間面板模型,分析社會(huì)保障規(guī)模、結(jié)構(gòu)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)關(guān)系,在此基礎(chǔ)上,利用偏微分方法將社會(huì)保障對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的時(shí)空效應(yīng)進(jìn)行了分解。本文主要研究結(jié)論如下:第一,根據(jù)理論模型分析發(fā)現(xiàn),無(wú)論是社會(huì)保障規(guī)模還是結(jié)構(gòu),都與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在相互關(guān)系。第二,在空間鄰接權(quán)重矩陣下,我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在較為顯著的空間相關(guān)性和空間異質(zhì)性,同時(shí)存在較為顯著的正向時(shí)間效應(yīng),并且時(shí)間依賴(lài)作用較大;此外,區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)還存在時(shí)空效應(yīng),但表現(xiàn)為負(fù)值。第三,社會(huì)保障規(guī)模對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有短期負(fù)向直接效應(yīng),而長(zhǎng)期空間效應(yīng)、短期間接效應(yīng)和短期總效應(yīng)不顯著;從社會(huì)保障結(jié)構(gòu)來(lái)看,社會(huì)保險(xiǎn)規(guī)模和社會(huì)優(yōu)撫規(guī)模對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均具有短期負(fù)向的直接效應(yīng),其他方面的效應(yīng)并不顯著。第四,在控制變量中,在社會(huì)保障規(guī)模和結(jié)構(gòu)視角下,人力資本對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有短期正向的直接效應(yīng),經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度和城鎮(zhèn)化率具有短期負(fù)向的直接效應(yīng),經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度還具有短期正向的間接效應(yīng),而政府稅率和資本形成率對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的時(shí)空效應(yīng)并不明顯。
無(wú)論是社會(huì)保障規(guī)模還是社會(huì)保障結(jié)構(gòu),對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均存在短期負(fù)向的區(qū)域內(nèi)空間溢出效應(yīng),表明社會(huì)保障并未對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生促進(jìn)作用,反而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有抑制性,只是這種抑制作用不大,可能的原因來(lái)自于社會(huì)保障的“擠出效應(yīng)”及體制的不完善,為此,本文提出以下政策建議,以期更好地發(fā)揮社會(huì)保障對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的時(shí)空效應(yīng)。
第一,大力發(fā)展社會(huì)保障事業(yè),處理好公平與效率問(wèn)題。大力發(fā)展社會(huì)保障事業(yè)有利于人民群眾福利的提高,有利于公平與正義,但過(guò)度的社會(huì)保障存在“擠出效應(yīng)”,反而抑制區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),因此,在發(fā)展社會(huì)保障的同時(shí)要處理好公平與效率的關(guān)系,協(xié)調(diào)好社會(huì)保障與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系,促進(jìn)二者良性循環(huán)。
第二,不斷完善社會(huì)保障體系,實(shí)現(xiàn)結(jié)構(gòu)統(tǒng)籌發(fā)展。完善社會(huì)統(tǒng)籌與個(gè)人賬戶(hù)相結(jié)合的保障模式,開(kāi)拓社會(huì)保障資金來(lái)源渠道,擴(kuò)大社會(huì)保障覆蓋面,制訂適度的社會(huì)保障繳費(fèi)比例,建立較為規(guī)范的社會(huì)保障轉(zhuǎn)移支付制度,加強(qiáng)社會(huì)保障協(xié)同管理,逐步完善社會(huì)保險(xiǎn)、社會(huì)福利、社會(huì)救濟(jì)和社會(huì)優(yōu)撫統(tǒng)籌發(fā)展的社會(huì)保障體系。
第三,打破社會(huì)保障區(qū)域壁壘,促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。目前社會(huì)保障仍然存在區(qū)域發(fā)展不均衡、城鄉(xiāng)差異較大等現(xiàn)象,社會(huì)保障區(qū)域壁壘較強(qiáng),為此在財(cái)政社會(huì)保障支出時(shí)應(yīng)該更多的偏向中西部地區(qū)和農(nóng)村地區(qū),以彌補(bǔ)這些地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)落后、財(cái)政相對(duì)薄弱的問(wèn)題,進(jìn)而促進(jìn)區(qū)域之間和城鄉(xiāng)之間社會(huì)保障的協(xié)調(diào)發(fā)展。
第四,加強(qiáng)要素區(qū)域間的流動(dòng),發(fā)揮區(qū)域間空間溢出效應(yīng)。破除區(qū)域壁壘,實(shí)現(xiàn)要素在不同區(qū)域間的自由流動(dòng),要加大教育投入,不斷積累人力資本,緩解外貿(mào)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的壓力,挖掘新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)能,加強(qiáng)新型城鎮(zhèn)化建設(shè),實(shí)現(xiàn)公共服務(wù)均等化,適當(dāng)引入市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制,提高資源配置效率,更大限度地發(fā)揮要素對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的時(shí)空效應(yīng)。
[1]呂承超、白春玲:《中國(guó)社會(huì)保障發(fā)展空間差距及隨機(jī)收斂研究》,載《財(cái)政研究》2016年第11期。
[2]Laitner J. Bequests, “Gifts, and social security”,Review of Economic Studies,1988,55(2).
[3]Mitchell O S, Zeldes S P. “Social security privatization: A Structure for Analysis”, American Economic Review, 1996,86(2).
[4]Kotlikoff L J. “Privatization of Social Security: How it Works and Why it Matters”, Boston University Institute for Economic Development 1995.
[5]孫祁祥、肖志光:《社會(huì)保障制度改革與中國(guó)經(jīng)濟(jì)內(nèi)外再平衡》,載《金融研究》2013年第6期。
[6]賈俊雪、郭慶旺、寧?kù)o:《傳統(tǒng)文化信念、社會(huì)保障與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)》,載《世界經(jīng)濟(jì)》2011年第3期。
[7]郭凱明、龔六堂:《社會(huì)保障、家庭養(yǎng)老與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)》,載《金融研究》2012 年第1期。
[8]Zhang J, Zhang J. “How does social security affect economic growth? Evidence from cross country data”, Journal of Population Economics, 2004, 17(3).
[9]Ehrlich I, Kim J Y. “Social security and demographic trends: Theory and evidence from the international experience”, Review of Economic Dynamics, 2007(10).
[10]Echevarria C A, Iza A. “Life Expectancy, Human Capital, Social Security and Growth”, Journal of Political Economics, 2006, 90(12).
[11]彭浩然、申曙光:《現(xiàn)收現(xiàn)付制養(yǎng)老保險(xiǎn)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng): 理論模型與中國(guó)經(jīng)驗(yàn)》,載《世界經(jīng)濟(jì)》2007年第10期。
[12]林忠晶、龔六堂:《退休年齡、教育年限與社會(huì)保障》,載《經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)》2008年第1期。
[13]沈燕:《社會(huì)保障與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)聯(lián)機(jī)制研究》,載《統(tǒng)計(jì)與決策》2012年第6期。
[14]Leimer D R, Lesnoy S D. “Social Security and Private Saving: New Time Series Evidence”, Journal of Political Economy, 1982(90).
[15]Feldstein M. “Social security and saving: New Time Series Evidence”, National Tax Journal, 1996(49).
[16]董擁軍、邱長(zhǎng)溶:《我國(guó)社會(huì)保障支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證》,載《統(tǒng)計(jì)與決策》2007年第8期。
[17]丁少群、許志濤:《社會(huì)保障水平、收入分配與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的互動(dòng)關(guān)系研究——基于VAR模型的實(shí)證分析》,載《中國(guó)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題》2013年第6期。
[18]許曉茵、韓麗妙:《社會(huì)保障和地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異: 1996-2004中國(guó)面板數(shù)據(jù)分析》,載《上海經(jīng)濟(jì)研究》2006年第12期。
[19]劉華、肖厚雄、葉曉陽(yáng):《社會(huì)保障與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)》,載《華中理工大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)》1999年第1期。
[20]劉苓玲、徐雷:《社會(huì)保障支出、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與居民消費(fèi)的區(qū)域差異研究》,載《人口與經(jīng)濟(jì)》2012年第3期。
[21]Sala-I-Martin X X. “Regional cohesion: evidence and theories of regional growth and convergence”, European Economic Review, 1996, 40(6).
[22]Gupta S, Clements B, Baldacci E, Mulas G C. “Fiscal policy, Expenditure composition, and Growth in Low income Countries”, Journal of International Money and Finance, 2005(24).
[23]Lee C C, Chang C P. “Social Security Expenditures and Economic Growth”, Journal of Economic Studies, 2006, 33(5).
[24]趙蔚蔚、楊慶運(yùn):《我國(guó)社會(huì)保障支出和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系研究——基于公共財(cái)政視角》,載《經(jīng)濟(jì)問(wèn)題》2011年第8期。
[25]Barro R J. “Government spending in a simple model of endogenous growth”, Journal of Political Economy, 1990, 98(5).
[26]Davoodi H, Zou H.. “Fiscal decentralization and economic growth: Across-country study”, Journal of Urban Economics, 1998, 43(2).
[27]馬光榮、郭慶旺、劉暢:《財(cái)政轉(zhuǎn)移支付結(jié)構(gòu)與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)》,載《中國(guó)社會(huì)科學(xué)》2016年第9期。
[28]呂承超、徐倩:《新絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶交通基礎(chǔ)設(shè)施空間非均衡及互聯(lián)互通政策研究》,載《上海財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)(哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版)》2015年第2期。
[29]Anselin L.SpatialEconometrics:MethodsandModels, Dordrecht: Kluwer Academic Publishers, 1988.
[30]Pace R K, LeSage J P. “Interpreting Spatial Econometric Models”, In North American Meeting of the Regional Science Association International, Toronto, CA, 2006.
[31]Elhorst J P.SpatialEconometricsFromCross-SectionalDataToSpatialPanels, New York: Springer Heidelberg, 2014.
[32]LeSage J P, Pace R K.IntroductiontoSpatialEconometrics, Boca Raton, FL: CRC Press Taylor & Francis Group, 2009.
[33]潘文卿:《中國(guó)的區(qū)域關(guān)聯(lián)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間溢出效應(yīng)》,載《經(jīng)濟(jì)研究》2012年第1期。
[34]劉華軍、張權(quán)、楊騫:《城鎮(zhèn)化、空間溢出與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)——基于空間回歸模型偏微分方法及中國(guó)的實(shí)證》,載《農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)》2014年第10期。
[35]林春艷、孔凡超:《技術(shù)創(chuàng)新、模仿創(chuàng)新及技術(shù)引進(jìn)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)——基于動(dòng)態(tài)空間Durbin模型的研究》,載《宏觀經(jīng)濟(jì)研究》2016年第5期。
[36]董理、張啟春:《我國(guó)地方政府公共支出規(guī)模對(duì)人口遷移的影響——基于動(dòng)態(tài)空間面板模型的實(shí)證研究》,載《財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)》2014年第12期。
[37]趙建國(guó)、李佳:《財(cái)政社會(huì)保障支出的非線性經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)研究》,載《財(cái)政研究》2012年第9期。
[38]戴園晨:《“投資乘數(shù)失靈”帶來(lái)的困惑與思索》,載《經(jīng)濟(jì)研究》1999年第8期。
[39]秦立建、王震、葛玉好:《城鄉(xiāng)分割、區(qū)域分割與流動(dòng)人口社會(huì)保障缺失》,載《經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理》2015年第3期。
[40]溫嬌秀:《中國(guó)的財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)——基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證》,載《當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)》2006年第5期。
[41]周文通:《京津冀經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間溢出效應(yīng)——基于動(dòng)態(tài)空間計(jì)量的實(shí)證研究》,載《中國(guó)社會(huì)科學(xué)院研究生院學(xué)報(bào)》2016 年第2期。
[42]唐沿源:《中央稅收、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與地區(qū)經(jīng)濟(jì)收斂——基于動(dòng)態(tài)空間面板模型的實(shí)證分析》,載《浙江社會(huì)科學(xué)》2012年第9期。
[43]孫祁祥、王向楠、韓文龍:《城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用的再審視——基于經(jīng)濟(jì)學(xué)文獻(xiàn)的分析》,載《經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)》2013年第11期。
責(zé)任編輯 胡章成
Has Social Security Promoted Regional Economic Growth:Analysis of Dynamic Spatial Panel Model Based on Temporal-spatial Effect and Decomposition
LV Cheng-chao1, LIU Hua-jun2
(1.SchoolofEconomicsandManagement,TheScienceandTechnologyUniversityofQingdao,Qingdao266061,China; 2.SchoolofEconomics,ShandongUniversityofFinanceandEconomics,Jinan250014,China)
Using the social security expenditure data of 31 provinces in China from 2001 to 2014, this paper introduces the factors of time lag, spatial lag and temporal-spatial lag to construct dynamic spatial panel model based on the perspective of scale and structure of social security, so as to analyze the temporal-spatial effect of social security on regional economic growth, and decompose the temporal-spatial effect by partial differential method. The empirical study shows that China’s regional economic growth not only has positive spatial dependence and positive time dependence, but also negative temporal-spatial dependence. The long-term spatial effect and short-term indirect effect of scale and structure of social security on regional economic growth are not significant. And there are significant short-term negative direct effects of the scale of social security, social insurance and social care on the regional economic growth. Human capital has positive short-term direct effects on regional economic growth, urbanization rate has negative short-term direct effects, and degree of economic openness has short-term negative direct effect and short-term positive indirect effects on regional economic growth.
social security; regional economic growth; dynamic spatial panel model
呂承超,經(jīng)濟(jì)學(xué)博士,青島科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院講師,研究方向?yàn)閲?guó)民經(jīng)濟(jì)學(xué)及品牌經(jīng)濟(jì)學(xué);劉華軍,經(jīng)濟(jì)學(xué)博士,山東財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授,研究方向?yàn)榈吞冀?jīng)濟(jì)。
教育部人文社會(huì)科學(xué)研究青年基金項(xiàng)目“新型城鎮(zhèn)化背景下城鄉(xiāng)社會(huì)保障非均衡及統(tǒng)籌發(fā)展路徑研究”(15YJC790068);山東省社科規(guī)劃研究項(xiàng)目“山東省城鄉(xiāng)社會(huì)保障非均衡及統(tǒng)籌發(fā)展路徑研究”(14DJJJ03);青島市哲學(xué)社會(huì)科學(xué)規(guī)劃項(xiàng)目“青島市城鄉(xiāng)社會(huì)保障非均衡及統(tǒng)籌發(fā)展路徑研究”(QDSKL1601133)
2016-11-22
F812.45
A
1671-7023(2017)02-0055-12
華中科技大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)2017年2期