魏 珍

（武漢大學(xué)社會保障研究中心，湖北 武漢 430072）

一、引言

隨著我國社會保障制度的發(fā)展和完善，社保支出規(guī)模亦呈現(xiàn)出不斷增長的態(tài)勢，從2007年的9077.75 億元增長到 2016 年的 52202.69 億元①數(shù)據(jù)來源：根據(jù)《2008中國統(tǒng)計年鑒》《2017中國統(tǒng)計年鑒》計算得到。。然而，當(dāng)前我國社會保障支出依然存在總量不足、財政占比偏低、結(jié)構(gòu)不盡合理及效益不高等問題［1］。與此同時，由于省際及區(qū)域發(fā)展水平的不均衡，其社保支出亦存在較大差異。這不僅會對各省社會保障制度的可持續(xù)發(fā)展造成不利影響，甚至?xí)绊懙绞∮蚪?jīng)濟(jì)乃至全國經(jīng)濟(jì)的增長。因此，探討我國社會保障支出水平對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)程度，同時分層次和地理區(qū)域分析不同社保支出結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長作用效果差異并提出針對性的政策建議，對于建立“保障適度”和“可持續(xù)”的多層次社會保障體系具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

20世紀(jì)70年代以來，在實踐部門探討適度社會保障支出規(guī)模以推動經(jīng)濟(jì)增長的同時，理論界就社會保障的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)亦展開了“擠進(jìn)”與“擠出”兩大效應(yīng)的爭論。一方面，Matin Feldstein［2］運(yùn)用美國 1929－1974年的數(shù)據(jù)分析了社保支出水平對居民消費(fèi)與儲蓄的影響，提出這一影響取決于“資產(chǎn)替代效應(yīng)”與“引致退休效應(yīng)”兩種力量的對比，通過對時序數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)社保支出水平使個人儲蓄降低30%～50%，從而不利于物質(zhì)資本積累和經(jīng)濟(jì)增長。Ehrlich and Kim［3］將人力資本作為經(jīng)濟(jì)增長的引擎納入內(nèi)生增長模型，通過對57個國家1960－1992年的面板數(shù)據(jù)的實證研究發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)收現(xiàn)付的社會保障制度的稅收會造成家庭規(guī)模和儲蓄率的降低從而造成長期經(jīng)濟(jì)增長的放緩。另一方面，Giorgio Bellettini等［4］通過對61個國家的截面數(shù)據(jù)和20個工業(yè)化國家的面板數(shù)據(jù)的實證分析發(fā)現(xiàn)，社保支出與經(jīng)濟(jì)增長之間呈顯著正相關(guān)，而且在社會保障體系相對不完善的欠發(fā)達(dá)國家其回歸系數(shù)更大，原因在于社保支出促進(jìn)了人力資本的形成。Lee and Chang［5］通過對25個OECD國家的面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗、協(xié)整及回歸分析揭示了社保支出與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期雙向因果關(guān)系，社保支出通過影響儲蓄及促進(jìn)人力資本積累來影響經(jīng)濟(jì)增長。

隨著我國社會保障制度的不斷健全，國內(nèi)研究者對社保支出與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實證研究同樣取得了較為豐碩的成果，但結(jié)論差異較大，代表性觀點如下：（1）社保支出能顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。范琦等［6］利用VECM模型、協(xié)整分析并進(jìn)行格蘭杰因果檢驗后發(fā)現(xiàn)，社保支出能單向促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長且在當(dāng)前及未來長時期內(nèi)能繼續(xù)發(fā)揮正面經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，但在不同人群和地區(qū)仍存在結(jié)構(gòu)性失調(diào)。張勇［7］對我國1999－2013年時序數(shù)據(jù)的計量分析表明社保制度改革與支出增長能顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，社保支出對居民消費(fèi)的促進(jìn)作用存在城鄉(xiāng)差異且城鎮(zhèn)高于農(nóng)村。劉丁蓉［8］認(rèn)為作為一種生產(chǎn)要素，財政社保支出影響經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)制有二：通過作用于物質(zhì)和人力資本間接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長以及進(jìn)入生產(chǎn)函數(shù)從而直接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。她借助我國1998－2010年時序數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析發(fā)現(xiàn)，財政社保支出與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期協(xié)整關(guān)系，但短期內(nèi)財政社保支出的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)尚未顯現(xiàn)。（2）社保支出對經(jīng)濟(jì)增長影響并不明顯。劉新等［9］運(yùn)用1978－2008年數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析后發(fā)現(xiàn)財政社保支出無論作為中間變量或直接變量，對經(jīng)濟(jì)增長的影響機(jī)制均不成立，二者并不存在單向或雙向因果關(guān)系。趙建國等［10］運(yùn)用非線性STR模型考察了我國財政社保支出與經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)的動態(tài)性，認(rèn)為財政社保支出對經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng)為中性偏負(fù)。（3）社保支出對經(jīng)濟(jì)增長的影響顯著為負(fù)。董擁軍等［11］對1995－2003我國29個省份的面板數(shù)據(jù)的實證研究結(jié)果表明，社保支出與經(jīng)濟(jì)增長存在負(fù)向關(guān)系，原因在于省級社保支出與其經(jīng)濟(jì)實力和發(fā)展水平的不協(xié)調(diào)。劉可英［12］將社保支出作為生產(chǎn)要素之一納入柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，其實證分析結(jié)論同樣認(rèn)為我國社保支出與經(jīng)濟(jì)增長顯著負(fù)相關(guān)，但她認(rèn)為原因在于社保支出對勞動供給及資本形成會產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”。于長革［13］從理論上論證了社會保障尤其是社會福利與救濟(jì)支出會對勞動力供給形成負(fù)向激勵以及具有再分配功能的社保支出會導(dǎo)致儲蓄率下降并抑制投資需求，其實證結(jié)果表明社保支出與宏觀產(chǎn)出呈顯著負(fù)相關(guān)。

可以預(yù)見，對社保支出的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的爭論仍將繼續(xù)?？v觀已有研究，由于不同研究者所采用的計量方法、統(tǒng)計口徑、樣本區(qū)間及容量的不同導(dǎo)致了實證研究結(jié)果的巨大差異。與此同時，當(dāng)前對于社會保障的層次、區(qū)域支出結(jié)構(gòu)的經(jīng)濟(jì)增長作用探討較少。本文利用我國2007－2016年30個省級行政區(qū)數(shù)據(jù)構(gòu)建平衡面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)建立遞進(jìn)回歸模型探析總社保支出對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度以及分層次和區(qū)域結(jié)構(gòu)的社保支出的作用效果差異及成因，以期為優(yōu)化社保支出水平及結(jié)構(gòu)提供理論依據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

社會保障支出指為保障公民由于年老、疾病、失業(yè)等各種情況暫時或永久陷入貧困時的基本生活需求以及為滿足高層次發(fā)展需要而進(jìn)行的具有再分配性質(zhì)的支出活動。在我國，社會保障支出涵蓋社會保險、社會救助、社會福利及社會優(yōu)撫支出等內(nèi)容②本文對社會保障支出的界定采用狹義口徑，包括社會保險（養(yǎng)老、醫(yī)療、工傷、失業(yè)、生育）支出及社會服務(wù)事業(yè)費(fèi)（撫恤、退役安置、社會福利、社會救助、自然災(zāi)害生活救助、民政管理事務(wù)、行政事業(yè)單位離退休及其他用于民政事業(yè)款項）支出，社會服務(wù)事業(yè)費(fèi)支出在后文中簡稱為社會救助與福利支出。。

社會保障支出具有剛性，存在規(guī)模和結(jié)構(gòu)之分。社會保障支出規(guī)模衡量的是社會保障支出水平的高低，考慮到覆蓋率的影響，本文采用人均社保支出來衡量各地區(qū)社保支出水平。社會保障支出結(jié)構(gòu)包括其內(nèi)部層次結(jié)構(gòu)以及地理區(qū)域結(jié)構(gòu)。“多層次”是我國社會保障發(fā)展目標(biāo)之一，按照對受益人需求滿足程度的不同，我國社會保障制度由低到高依次為社會救助、社會保險和社會福利（包含對軍人等特殊群體的社會優(yōu)撫），社保支出結(jié)構(gòu)亦可按對應(yīng)層次進(jìn)行劃分［14］。區(qū)域結(jié)構(gòu)則指根據(jù)地理經(jīng)濟(jì)因素將我國省級行政區(qū)劃分為東中西部后各區(qū)域?qū)?yīng)的社會保障支出。

經(jīng)濟(jì)增長指一國或一個地區(qū)所生產(chǎn)的包括物質(zhì)產(chǎn)品和服務(wù)在內(nèi)的最終產(chǎn)品的持續(xù)增加，通常以國內(nèi)生產(chǎn)總值來衡量［15］。影響經(jīng)濟(jì)增長的因素包括收入分配、技術(shù)水平、投資規(guī)模、城鎮(zhèn)化率、失業(yè)率等因素，人口規(guī)模亦是不容忽視的一個重要因素，因此本文采用人均地區(qū)生產(chǎn)總值來衡量各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長水平以消除人口規(guī)模因素的潛在影響，同時也便于各地區(qū)之間的比較。

社會保障制度由于其分散風(fēng)險、互助共濟(jì)的制度特征從而具有較強(qiáng)的外部性。從理論上講，社會保障支出促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的潛在路徑有二：（1）作為生產(chǎn)要素進(jìn)入生產(chǎn)函數(shù)從而直接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長?，F(xiàn)代社會保障制度不僅具備制度設(shè)計之初的社會制度屬性，在不斷發(fā)展過程中由于其助力人力資本積累、促進(jìn)資本形成、再分配及穩(wěn)定就業(yè)等功能，從而一定程度上具備了經(jīng)濟(jì)制度屬性［14］。（2）通過影響居民消費(fèi)、儲蓄及收入預(yù)期等從而間接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。完善的社會保障制度將為參保人年老及退休后的生活提供較為樂觀的收入預(yù)期，從而帶動其工作期及退休后的消費(fèi)水平。與此同時，規(guī)模龐大的社會保險基金可視為一種私人儲蓄向公共儲蓄的轉(zhuǎn)移，而儲蓄則是一國或一個地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的動力所在。

從長遠(yuǎn)來看，作為“安全網(wǎng)”“穩(wěn)定器”的社會保障制度，由于其社會收入支持功能的發(fā)揮，使得社保支出在相當(dāng)程度上可視為對人力的投資，從而為經(jīng)濟(jì)增長做出貢獻(xiàn)［16］。從價值取向來看，社會保險強(qiáng)調(diào)權(quán)利與義務(wù)的對等，其基金收支主要來自參保企業(yè)與個人，因而社會保險支出更側(cè)重效率且具有一定的生產(chǎn)性。而社會福利與社會救助更側(cè)重公平性，其基金收支主要來自財政轉(zhuǎn)移支付，更多為非生產(chǎn)性支出，因此對經(jīng)濟(jì)增長的推動作用亦有限。與此同時，社會保障支出從根本上仍取決于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，當(dāng)前我國區(qū)域發(fā)展不均衡且差距較大，作為一項以政府為主導(dǎo)的制度，地方財力的不均衡必然導(dǎo)致對社保投入的不均衡。加之市場發(fā)育程度、制度完善水平及政策因素的作用，東部地區(qū)相較于中西部地區(qū)擁有更為有利的社保支出正外部效應(yīng)溢出的環(huán)境。

基于上述分析，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：社會保障支出能夠顯著促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，但其促進(jìn)作用比較微弱。

假設(shè)2：分支出層次來看，社會保險支出相較于社會福利及社會救助等支出的產(chǎn)出彈性更大。

假設(shè)3：分區(qū)域來看，社會保障支出對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率存在較大區(qū)域差異且呈現(xiàn)出從東部到西部遞減的趨勢。

三、實證分析

（一）模型選擇及變量設(shè)定

本文借鑒已有文獻(xiàn)研究方法，運(yùn)用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的思想，將社會保障支出視為一種生產(chǎn)要素并直接進(jìn)入生產(chǎn)函數(shù)，所建立的基本函數(shù)關(guān)系模型如下［13］：

其中，Y為各省總產(chǎn)出變量，A為技術(shù)水平變量，SS為社會保障支出變量，L為勞動力變量，K為物質(zhì)資本投資變量，α、β、γ分別代表社保支出、勞動力和物質(zhì)資本投資的產(chǎn)出彈性。

在此基礎(chǔ)上，本文建立社保支出與經(jīng)濟(jì)增長之間的回歸模型，基準(zhǔn)計量回歸模型如下：

其中，i表示省份，取值為1到30，t表示年份，取值為2007到2016；pgdpit為經(jīng)濟(jì)增長變量，controlit代表一組影響經(jīng)濟(jì)增長的控制變量，εit代表誤差項。

由于考察的是社保支出對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)程度，考慮到數(shù)據(jù)的可得性及完整性，通過整理除港澳臺地區(qū)及西藏外的我國30個省級行政區(qū)的相關(guān)數(shù)據(jù)作為有效樣本，得到2007－2016年省際面板數(shù)據(jù)。面板數(shù)據(jù)（Panel Data）能同時涉及截面、時間和指標(biāo)三方面的信息，在分析中既能考察截面關(guān)系又能考察時間序列關(guān)系，從而使得實證研究更加深入并能一定程度上降低多重共線性的影響［17］［18］。變量及數(shù)據(jù)說明如表1所示。

為剔除物價因素的影響，本文以2007年為基期，利用居民消費(fèi)價格指數(shù)對2008－2016年的人均地區(qū)生產(chǎn)總值、社會保障支出水平加以折算，對2008－2016年社會固定資產(chǎn)投資數(shù)額同樣以2007年為基期，利用歷年固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進(jìn)行折算。與此同時，為減輕異方差及數(shù)據(jù)波動對回歸分析的影響，本文所有變量均取自然對數(shù)值，基于此，回歸系數(shù)代表的是變量間的彈性關(guān)系。各變量的描述性統(tǒng)計情況如表2。

表1 變量設(shè)定及說明

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計特征

（二）總體回歸結(jié)果

若直接對非平穩(wěn)的變量進(jìn)行回歸容易導(dǎo)致“偽回歸”，因此，本文首先對各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗方法包括LLC、Breitung、Fisher－ADF、Fisher－PP 及 IPS 等多種方法，基于先驗假設(shè)的差異，前兩項為同質(zhì)單位根檢驗，后三項為異質(zhì)單位根檢驗［20］。本研究采用LLC、ADF和IPS三種方法進(jìn)行檢驗，結(jié)果如表3所示，所有變量均為平穩(wěn)序列，拒絕單位根假設(shè)，因此可以進(jìn)行回歸分析。

表3 變量的平穩(wěn)性檢驗

表4 F檢驗和Hausman檢驗結(jié)果

本文實證分析思路為：運(yùn)用回歸分析方法建立包含基準(zhǔn)模型、嵌套模型和完全模型在內(nèi)的遞進(jìn)實證模型，對社會保障支出、勞動力投入及固定資本投資對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長水平的貢獻(xiàn)率差異進(jìn)行實證檢驗。據(jù)此，首先建立基準(zhǔn)回歸模型，通過相繼引入控制變量，最終建立完全回歸模型。在進(jìn)行回歸分析前，根據(jù)Hausman檢驗結(jié)果（見表4），可以認(rèn)為固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型。

運(yùn)用Stata14進(jìn)行固定效應(yīng)回歸分別得出社保支出對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)程度的回歸系數(shù)，如表 5。其中，模型（1）為基準(zhǔn)回歸方程，模型（2）（3）為在模型（1）的基礎(chǔ)上依次引入城鎮(zhèn)化率和失業(yè)率之后的回歸結(jié)果。

表5 模型整體回歸結(jié)果

根據(jù)模型（1）回歸結(jié)果，社會保障支出與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長通過1%顯著性檢驗且為正值。表明在考察期內(nèi)，社會保障支出每增長1%，地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長 0.6101%。模型（2）（3）中依次引入控制變量城鎮(zhèn)化率和失業(yè)率后，社保支出變量系數(shù)依然通過1%顯著性檢驗，由此可認(rèn)為社保支出能顯著促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長但其系數(shù)值較小，假設(shè)1得以驗證。

勞動力與固定資產(chǎn)投資變量回歸系數(shù)在模型（1）（2）（3）中均通過 1%的顯著性檢驗且均為正值。具體來看，在不考慮控制變量的作用時，勞動力投入每增加1%，地區(qū)經(jīng)濟(jì)將相應(yīng)增長0.1480%，當(dāng)依次引入控制變量后，其系數(shù)變化不大，約為0.053%。物質(zhì)資本投資要素的回歸系數(shù)整體而言十分相近，約為0.074%。這一實證結(jié)果表明作為基礎(chǔ)要素的勞動力與物質(zhì)資本在考察期內(nèi)對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著推動作用。

控制變量中，城鎮(zhèn)化率系數(shù)在各模型中均通過了1%顯著性檢驗，均為正值且在模型（2）（3）中十分接近，表明城鎮(zhèn)化率每提高1%，地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長約2.34%，這一貢獻(xiàn)率明顯高于社保支出的經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率，也能一定程度上解釋模型（2）（3）中社保支出變量解釋力的降低。究其原因，在于城鎮(zhèn)化進(jìn)程本身既能提高勞動力、資本等要素的配置效率又能為社會保障覆蓋面的擴(kuò)大及基金支付能力的提高助力。失業(yè)率系數(shù)為負(fù)，但并未通過顯著性檢驗，表明考察期內(nèi)失業(yè)率尚不足以負(fù)向影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。

（三）分支出結(jié)構(gòu)⑤世界各國社會保障支出結(jié)構(gòu)分為三部分：第一，面向勞動者的社會保障，如養(yǎng)老、醫(yī)療、失業(yè)、工傷等社會保險項目；第二，面向低收入者的社會保障，如社會救助；第三，面向社會全體成員的社會保障，如社會福利項目。鑒于我國“社會福利救助化”的現(xiàn)狀及統(tǒng)計數(shù)據(jù)的不完全，本文將社會福利與救助支出合在一起分析［14］?；貧w結(jié)果

對社會保障支出結(jié)構(gòu)的效用進(jìn)行分析，一方面能相對完整地反映出社會保障支出的具體分布和效用水平，另一方面也能反映出各地區(qū)社會保障項目的支出分配是否合理。長期以來，我國社會保障支出中社會保險支出占比遠(yuǎn)高于社會救助與福利支出，這一“保障型”模式下的社保支出結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)是否存在差異及差異如何值得探討，回歸結(jié)果見表6。模型（4）（6）分別表示各地區(qū)社會保險、社會救助及福利支出與經(jīng)濟(jì)增長的基準(zhǔn)回歸模型，模型（5）（7）分別表示在基準(zhǔn)模型中依次引入城鎮(zhèn)化率和失業(yè)率。

模型（4）（5）中社會保險支出系數(shù)均通過1%顯著性檢驗，表明其對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用顯著。在不考慮城鎮(zhèn)化因素的推動作用時，社會保險支出每增加1%，地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長0.5332%。與此同時，模型（6）（7）中社會救助與福利回歸系數(shù)均為負(fù)值且均通過1%顯著性檢驗，表明其對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的阻礙作用，這一實證結(jié)論部分驗證了假設(shè)2。對于社會救助與福利支出對經(jīng)濟(jì)增長的阻礙作用，一種可能的解釋是社會福利與社會救助作為社會政策，相對于其間接的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，直接的社會效應(yīng)才是其主要產(chǎn)出［21］。結(jié)合我國實際，社會救助體系尚不完善、救助水平整體偏低以及社會福利供需矛盾突出的現(xiàn)狀也在一定程度上制約了社會福利與救助支出對經(jīng)濟(jì)增長的推動作用。在回歸模型中，對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長推動作用最為顯著的因素依然是城鎮(zhèn)化水平，失業(yè)率系數(shù)并不顯著。

表6 分支出結(jié)構(gòu)的社保支出參數(shù)估計結(jié)果

（四）分區(qū)域回歸結(jié)果

當(dāng)前，我國東中西部地區(qū)區(qū)域差距依然較大，社會保障支出水平及結(jié)構(gòu)差異能否解釋各區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長水平的差異值得探討。因此，本文分別對基于經(jīng)濟(jì)地理因素劃分的東中西部地區(qū)進(jìn)行回歸。限于篇幅，本文并未列出分區(qū)域9個模型所有變量的參數(shù)估計結(jié)果，僅列出引入控制變量后核心解釋變量社會保障支出（Lnss）的估計結(jié)果以考察社會保障支出對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的區(qū)域差異以及分層次社保支出的區(qū)域效果差異（見表7）。

表7 分區(qū)域社保支出回歸結(jié)果

第一，根據(jù)表7，東、中、西部地區(qū)社會保障支出對經(jīng)濟(jì)增長彈性系數(shù)分別是－0.2507、0.3876 和0.3223，且都通過1%顯著性檢驗，呈現(xiàn)出中部地區(qū)最高、西部次之，而東部地區(qū)反而為負(fù)的實證結(jié)果，這與理論假設(shè)3并不一致。本文對中西部地區(qū)的實證結(jié)論與劉孝斌［22］和李佳［23］的結(jié)論一致，這一結(jié)果的出現(xiàn)除了社會保障制度發(fā)揮“減震器”功能提高勞動者生產(chǎn)積極性以及增加社會成員收入預(yù)期促進(jìn)消費(fèi)從而推動經(jīng)濟(jì)增長的共性原因外，另一種可能的解釋為，由于我國區(qū)域發(fā)展的不均衡導(dǎo)致中西部地區(qū)人口大規(guī)模地向東部地區(qū)流動所帶來的中西部地區(qū)因人口減少從而人均社保支出增加以及社保支出績效的提高［22］［23］。分支出層次來看，中、西部地區(qū)社會保險支出回歸系數(shù)均為正且通過1%顯著性檢驗，中部地區(qū)略高于西部地區(qū)，而東部地區(qū)回歸系數(shù)顯著為負(fù)。東部地區(qū)這一實證結(jié)果一定程度上可歸因于該地區(qū)流動人口、靈活就業(yè)和私營性質(zhì)第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)者相對集中的現(xiàn)狀所導(dǎo)致的“應(yīng)保未?！爆F(xiàn)象的大量存在，從而制約了其社會保險支出宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的發(fā)揮。社會救助與福利支出方面，東中部地區(qū)的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著為負(fù)，西部地區(qū)雖為負(fù)值卻并不顯著。究其原因，一方面，以公平為導(dǎo)向的制度設(shè)計使得我國現(xiàn)階段“補(bǔ)缺”和“兜底”為主的社會福利與救助支出經(jīng)濟(jì)效益并不明顯；另一方面，當(dāng)前“補(bǔ)差型”的社會救助模式以及異化為民政福利的低水平社會福利尚不足以有效發(fā)揮對受益者的激勵作用從而制約了社會救助與福利支出經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的發(fā)揮。

四、結(jié)論與建議

（一）主要結(jié)論

1.社會保障支出對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的促進(jìn)作用。根據(jù)實證結(jié)果，在考察期內(nèi)，社會保障支出每增長1%，經(jīng)濟(jì)增長0.6101%。社會保障支出水平存在“適度”與“不適度”之分，在合理限度內(nèi)，社會保障支出能夠通過增加勞動力供給、提高受益者收入預(yù)期、擴(kuò)大有效需求、加速資本積累等間接途徑或直接進(jìn)入生產(chǎn)函數(shù)從而為地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長做出貢獻(xiàn)。

2.分支出層次看，社會保險支出對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著促進(jìn)作用，而社會救助與福利支出的產(chǎn)出彈性則為負(fù)值。分區(qū)域看，東中西部實證結(jié)果差異較大，中西部地區(qū)社?？傊С雠c社會保險支出均對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長有顯著促進(jìn)作用，東部地區(qū)則顯著為負(fù)。社會福利與救助支出在東中西部地區(qū)的產(chǎn)出彈性均顯著為負(fù)。

3.地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長與勞動力投入、物質(zhì)資本投資、城鎮(zhèn)化水平均呈顯著正相關(guān)，與失業(yè)率負(fù)相關(guān)但其回歸系數(shù)并不顯著。勞動力與物質(zhì)資本是推動經(jīng)濟(jì)增長的基礎(chǔ)性要素，而城鎮(zhèn)化進(jìn)程所伴隨的基本公共服務(wù)的均等化享有會為經(jīng)濟(jì)增長創(chuàng)造有利的制度環(huán)境。奧肯定律則表明，失業(yè)率的提高則會導(dǎo)致實際經(jīng)濟(jì)增長低于其潛在水平。

（二）政策建議

1.保持社保支出水平適度、結(jié)構(gòu)優(yōu)化。本文的實證結(jié)果支持社保支出能顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長這一假設(shè)，但并非意味著社保支出越高越好。若支出水平不足，將不利于其“穩(wěn)定器”功能的發(fā)揮，阻礙經(jīng)濟(jì)發(fā)展；相反，若支出水平過高，將加劇財政赤字不利于國民經(jīng)濟(jì)良性運(yùn)行［14］。因此，不能忽視社保支出的機(jī)會成本，應(yīng)保持在適度范圍并與總體經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相協(xié)調(diào)。與此同時，在適度提高社會救助支出水平以更好保障貧困人口生存需求的同時，應(yīng)強(qiáng)化制度設(shè)計上的激勵性，調(diào)整當(dāng)前“補(bǔ)差型”制度設(shè)計，激發(fā)貧困家庭及個人努力工作的積極性，避免產(chǎn)生福利依賴。

2.多措并舉，完善籌資體系［24］。社會保障制度的有效運(yùn)行依賴于財務(wù)的可持續(xù)性，社保支出的剛性特征使得完善社?；I資體系、拓寬資金來源尤為必要。首先，推動社會保險征收由“費(fèi)”向“稅”改革。社會保險稅強(qiáng)制征收的屬性既有利于降低制度運(yùn)行成本也有助于不同行業(yè)、所有制和地區(qū)人力資源的合理流動［25］。其次，針對農(nóng)民工、靈活從業(yè)人員、小規(guī)模私營企業(yè)從業(yè)者及自雇者等參保率較低的群體，應(yīng)靈活設(shè)計參保政策將其納入制度覆蓋范圍，實現(xiàn)“應(yīng)保盡?！焙粚嵣绫ＹY金籌措基礎(chǔ)。

3.加快新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程，提高勞動者就業(yè)質(zhì)量。第一，加快新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程，推動戶籍制度改革及教育、醫(yī)療、社會保障等基本公共服務(wù)的均等化享有，真正實現(xiàn)“人”的城鎮(zhèn)化，發(fā)揮人口向城市聚集所產(chǎn)生的規(guī)模經(jīng)效應(yīng)；其次，政府部門在加強(qiáng)就業(yè)指導(dǎo)的同時應(yīng)加強(qiáng)對勞動者尤其是低技能勞動者的就業(yè)培訓(xùn)，完善就業(yè)信息共享機(jī)制，提高就業(yè)質(zhì)量，切實降低失業(yè)率，實現(xiàn)人力資源的充分利用和有效配置。