財政性社會保障支出、收入分配與經(jīng)濟增長的實證檢驗

孫文基，李建強

（蘇州大學 商學院，江蘇 蘇州 215021）

財政性社會保障支出、收入分配與經(jīng)濟增長的實證檢驗

孫文基，李建強

（蘇州大學 商學院，江蘇 蘇州 215021）

文章在通過基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)對中國1978～2008年城鄉(xiāng)收入分配不平等測算的基礎上，使用基于VAR的Granger因果檢驗、脈沖響應函數(shù)等方法研究財政性社會保障支出、城鄉(xiāng)收入分配與經(jīng)濟增長之間的動態(tài)關系。

動態(tài)效率；城鄉(xiāng)基尼系數(shù)；城鄉(xiāng)泰爾指數(shù)

1 理論分析

1.1 凱恩斯主義視野下的社會保障

凱恩斯主義認為社會生產(chǎn)能力決定的供給往往大于社會真實有效的需求，經(jīng)濟的增長是由需求決定的。因此，這里我們主要從需求角度分析社會保障與經(jīng)濟增長的關系。我們借鑒楊天宇（2002）將收入分配引入乘數(shù)理論中的思路，設C和Y代表總消費和國民收入，a、b、c分別表示低收入階層、中等收入階層和高收入階層在國民收入分配中所占份額，可以刻畫出一個社會收入分配的格局。

其中α是常數(shù)表示全社會必要的自發(fā)消費支出，即收入為0時舉債或動用儲蓄也必須要有的基本生活消費。β1、β2和β3分別表示低收入階層、中等收入階層和高收入階層的邊際消費傾向。根據(jù)邊際效用遞減規(guī)律，我們知道不同收入階層的邊際消費傾向也是不同的，這里有 β1＞β2＞β3，那么全社會的邊際消費傾向β和支出乘數(shù)k分別為

對于一定時期的一個社會而言，不同收入階層的邊際消費傾向是固定不變的，則（3）式就反映了如果國民收入分配差距過大，即中低收入階層在國民收入分配中所占份額小于高收入階層，全社會邊際消費傾向要下降，支出乘數(shù)也要下降?？梢姡杖敕峙湓讲黄降?，啟動內需就越困難。但是，只要政府通過社會保障在不同收入階層之間進行再分配調整，就能使全社會邊際消費傾向和支出乘數(shù)不同程度的上升。當然，對于不確定條件下，偏愛穩(wěn)定消費流的居民會更積極地選擇儲蓄，以防患于未然。此時，社會保障對居民的消費更具有調節(jié)作用。

布蘭查德和費希爾（1996）構建一個絕對風險厭惡系數(shù)為常數(shù)的效用函數(shù)來說明不確定性對居民消費行為的影響。假定消費者面臨如下的跨時優(yōu)化決策問題

其中，A表示居民資產(chǎn)，C表示居民消費，Y表示居民收入，α表示絕對風險厭惡系數(shù)。假設居民生存T期，主觀時間貼現(xiàn)率等于利率，并都為0，居民收入不確定，服從隨機游走。

聯(lián)立（4）式和（5）式可解得

（6）式表明在不確定條件下，居民消費水平是財富、收入和不確定性的函數(shù)。政府提供的社會保障能夠分散或化解居民所面臨的不確定性，提高居民消費水平。

1.2 新古典主義視野下的社會保障

與凱恩斯主義不同，新古典主義認為供給等于需求，長期經(jīng)濟處于均衡狀態(tài)，生產(chǎn)能力決定經(jīng)濟增長。這里，我們考察一個簡單的經(jīng)濟社會，在產(chǎn)品市場上t期的總需求為Yt，投資為It，消費為Ct，s表示儲蓄率并假定這一儲蓄率在一定時期內保持不變。

產(chǎn)品市場上的總供給完全由物質資本所決定，Ytp表示潛在生產(chǎn)能力，A表示資本生產(chǎn)率，投資的回報是一個長期過程，因此A是小于1的常數(shù)，Kt表示物質資本，d表示折舊率。

總供給等于總需求時，經(jīng)濟達到均衡即Ytp=Yt，此時資本增長率kt也是經(jīng)濟增長率。聯(lián)立（7）-（10）式解得

（11）式說明收入分配差距的拉大在某種程度上有利于社會資本的積累和經(jīng)濟增長，社會保障通過影響消費者的預算約束來影響消費者的儲蓄行為，可能會降低經(jīng)濟增長率。顯然，過度的社會保障不利于經(jīng)濟增長，建立與一國的經(jīng)濟發(fā)展相適應的、能夠促進經(jīng)濟增長的社會保障制度，是社會保障制度的基本要求。當然，物質資本僅僅是經(jīng)濟實現(xiàn)長期增長的一個方面，新增長學派則提出社會保障通過影響父母和子女在當期和未來的福利，改變消費者的生育行為和人力資本投資行為，從而影響經(jīng)濟中的人口增長和人力資本積累。

2 數(shù)據(jù)與測度方法

由于在中國的收入差距中，最重要的是城鄉(xiāng)收入差距，占全部收入差距的50%以上（World Bank，1997；陳宗勝、周云波，2002；李實、岳希明，2004），城鄉(xiāng)收入差距擴大還是中國收入差距擴大的重要原因，這與發(fā)達國家收入差距擴大的原因顯著不同（Wu、Perloff，2004）。 因此，本文選擇中國城鄉(xiāng)收入差距反映中國收入分配差距。但是，關于中國城鄉(xiāng)收入差距的估計，學術界至今并沒有得到一致的認識，多數(shù)研究以城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農民人均純收入之比作為城鄉(xiāng)居民收入差距的代表，這里為了全面衡量城鄉(xiāng)居民收入差距，我們選用城鄉(xiāng)間泰爾指數(shù)、城鄉(xiāng)間基尼系數(shù)和城鄉(xiāng)人均名義收入比三個指標。

城鄉(xiāng)泰爾指數(shù)T=Tr+Tu

農村地區(qū)的泰爾要素Tr=(Yr/Y)log[(Yr/Y)/(Pr/P)]

城鎮(zhèn)地區(qū)的泰爾要素Tu=(Yu/Y)log[(Yu/Y)/(Pu/P)]

其中，Yr是農村居民的總收入，Pr是農村居民的總人口，Yu是城鎮(zhèn)居民的總收入，Pu是城鎮(zhèn)居民的總人口，Y是全國居民總收入，P是全國居民的總人口。

城鄉(xiāng)人均收入比R=Yau/Yar，城鄉(xiāng)基尼系數(shù)Gur=[(R-1)Pu(1-Pu)]/[(R-1)Pu+1]，其中，Pu為城市人口與全國人口比，Yau為城市居民人均可支配收入，Yar為農村居民人均純收入。

圖1和圖2描繪了1978～2008年中國城鄉(xiāng)收入分配差距。如圖所示，1978～1984年城鄉(xiāng)收入分配差距整體呈下降趨勢，1984年之后城鄉(xiāng)收入分配差距逐步拉大，整體呈現(xiàn)出上升趨勢。

財政性社會保障支出是政府財政用于社會保障方面的支出，反映了政府對居民收入分配干預調控的程度，主要包括撫恤和社會福利救濟費、社會保障補助支出、行政事業(yè)單位離退休支出。這里，我們用財政性社會保障支出增長率來表示，而經(jīng)濟增長由GDP增長率來刻畫。本文變量1978～2008年期間的數(shù)據(jù)都來源于 《中國統(tǒng)計年鑒2007》、《新中國55年統(tǒng)計資料匯編》，除了2007年和2008年的財政性社會保障支出數(shù)據(jù)由《中國統(tǒng)計年鑒2008》和《中國統(tǒng)計年鑒2009》中的社會保障和就業(yè)數(shù)據(jù)補充。變量的基本情況如表1所示。

3 基于VAR模型的實證分析

傳統(tǒng)的經(jīng)濟計量方法是以經(jīng)濟理論為基礎來描述變量關系的模型。遺憾的是，經(jīng)濟理論通常不足以對變量之間的動態(tài)聯(lián)系提供一個嚴密的說明。相反，向量自回歸VAR模型推動了經(jīng)濟系統(tǒng)動態(tài)性分析，可以預測相互聯(lián)系的時間序列系統(tǒng)，分析隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)沖擊，解釋各種經(jīng)濟沖擊對經(jīng)濟變量形成的影響。

3.1 單位根檢驗和滯后階數(shù)的選擇

VAR模型要求模型中每一個變量都必須具有平穩(wěn)性，否則變量之間必須具有協(xié)整關系，同時考慮到非平穩(wěn)變量之間存在偽回歸問題，因此我們首先分別采用ADF和DFGLS方法進行單位根檢驗，來判斷數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性和模型的穩(wěn)定性。表2檢驗結果顯示：兩種檢驗方法都一致拒絕了變量非平穩(wěn)的假設，可以認為所有變量均是平穩(wěn)變量。

表1 原始變量主要統(tǒng)計性質

表2 單位根檢驗結果

表3 滯后階數(shù)檢驗結果

表4 模型自相關與異方差檢驗

表5 格蘭杰因果檢驗

關于滯后階數(shù)的選擇，我們使用從一般到特殊的方法，從較大的滯后階開始，通過信息準則來判斷。表3檢驗結果顯示，多數(shù)信息準則一致表明滯后階數(shù)應選取為2。

3.2 模型穩(wěn)健性檢驗

在實際應用中，由于VAR模型是一種非理論性的模型，它無需對變量作任何先驗性約束，因此在分析VAR模型時，往往不對變量進行結構分析，主要側重變量之間動態(tài)關系分析。當然，VAR模型質量的優(yōu)劣直接決定后面格蘭杰因果關系分析和脈沖響應分析等是否真實有效。平穩(wěn)變量構成的模型一定是穩(wěn)定的模型，但穩(wěn)定的模型不一定由平穩(wěn)變量構成，也可能由非平穩(wěn)變量（存在協(xié)整關系）構成。因此，由表2可知我們構建的模型一定是穩(wěn)定的。表4檢驗結果表明根據(jù)所建模型能夠比較好的反映變量之間的動態(tài)關系，具有穩(wěn)健性。

3.3 格蘭杰因果關系分析

由表5的檢驗結果可知：首先，城鄉(xiāng)收入分配都不是經(jīng)濟增長的Granger原因。這與我們當前經(jīng)濟現(xiàn)實很吻合，說明改革開放30年來，中國經(jīng)濟增長主要動力來自投資的高漲，而不是由城鄉(xiāng)收入分配所決定的消費需求。其次，在5%的顯著水平下，城鄉(xiāng)收入分配和經(jīng)濟增長都是財政性社會保障支出的Granger原因。在10%的顯著水平下，經(jīng)濟增長是城鄉(xiāng)收入分配的Granger原因。這表明，經(jīng)濟增長有助于財政性社會保障支出增加，同時也帶來城鄉(xiāng)收入分配不平等，而城鄉(xiāng)收入分配不平等促使財政性社會保障支出必須增加。這完全符合市場經(jīng)濟下財政彌補市場缺陷的本質要求。但是，財政性社會保障支出對城鄉(xiāng)收入分配不平等的影響不確定，Gini指標反映沒有Granger影響，而Theil和Ration指標反映具有Granger影響，這表明一方面中國財政性社會保障支出在再分配領域中起到的作用很小，政府對社會保障的投入力度和覆蓋范圍還有待提高，另一方面也揭示出中國城鄉(xiāng)收入分配不平等格局背后存在著具體復雜的因素，并非單單依靠政府對再分配的調節(jié)就能解決的。初次分配可能是造成當前收入分配不平等格局的主要原因。（安體富、任強，2008）

3.4 脈沖響應分析

脈沖響應函數(shù)刻畫的是，在誤差項上加一個標準差大小的沖擊對于內生變量當前值和未來值所帶來的影響。它能夠比較直觀的刻畫出變量之間的動態(tài)交互作用及效應。本文分別給出相關變量一個標準差大小的沖擊，響應標準差通過蒙特卡羅模擬1000次得到的脈沖響應圖。圖形中間的實線為脈沖響應函數(shù)，兩條虛線為正負兩倍標準差的置信帶。具體結果如下：

第一，圖3、圖4與圖5形狀相似，從圖中可以看出，當在本期給經(jīng)濟增長一個標準差正向沖擊時，Gini、Theil和Ratio的響應都是逐漸增強的，中間小幅波動，隨后穩(wěn)定在一定水平。這表明改革開放30年中國經(jīng)濟增長確實帶來一定程度的城鄉(xiāng)收入分配不平等。

第二，圖6、圖7與圖8形狀相似，從圖中可以看出，經(jīng)濟增長對城鄉(xiāng)收入分配不平等的沖擊作用表現(xiàn)為 “先揚后抑”的特點。當在本期分別給Gini、Theil和Ratio一個標準差正向沖擊時，經(jīng)濟增長的響應前6期都表現(xiàn)出正向增加態(tài)勢，此后緩慢衰退，第15期幾乎沒有影響。這說明改革初期，一定收入分配差距對經(jīng)濟增長還是起到激勵作用，均貧可能是最大的社會不公平?？傮w來看，城鄉(xiāng)收入分配沒有制約經(jīng)濟增長。

第三，圖9、圖10與圖11形狀相似，從圖中可以看出，不論用Gini、Theil還是Ratio來衡量城鄉(xiāng)收入分配不平等，財政性社會保障支出對其影響都是正向沖擊，并且長期保持在一定水平上。這說明改革開放30年，中國財政社會保障支出并沒有真正解決城鄉(xiāng)收入分配不平等問題，反而在一定程度上還加劇這種不平等程度。這與劉志英 （2006）、趙福昌（2005）、鄭功成（2000）以及唐堯（2006）等學者的研究結論完全一致。

4 結論

通過上述分析，我們可以發(fā)現(xiàn)：第一，中國30年的經(jīng)濟增長確實帶來城鄉(xiāng)收入分配不平等，但是城鄉(xiāng)收入分配不平等對中國經(jīng)濟增長的影響不顯著。這說明中國經(jīng)濟是以投資驅動的持續(xù)高增長，投資不僅通過乘數(shù)效應創(chuàng)造了需求，也通過“鐵公基”式建設提高了社會潛在生產(chǎn)能力，使得以效率為主基調的高增長過程中伴隨出現(xiàn)的各種不協(xié)調、不平衡、甚至是反差，并沒有阻礙經(jīng)濟增長。

第二，城鄉(xiāng)收入分配和經(jīng)濟增長都顯著影響財政性社會保障支出。這說明中國經(jīng)過30年經(jīng)濟的高增長，一方面為社會保障制度的建立提供了現(xiàn)實的經(jīng)濟基礎和物質條件；另一方面，這種高增長模式不僅日漸乏力，也帶來了一系列嚴重的社會民生問題。中國要保持經(jīng)濟的持續(xù)增長，就需要強有力的社會保障制度作保證，客觀上也對社會保障產(chǎn)生了巨大的需求。

第三，財政性社會保障支出對城鄉(xiāng)收入分配不平等并沒有形成預期影響。這說明，首先，一方面形成城鄉(xiāng)收入分配不平等的因素是錯綜復雜的，有由國情決定并較長期存在的因素如歷史、自然等條件影響下地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不平衡，有一定時期內客觀必然性的原因如經(jīng)濟發(fā)展的階段、經(jīng)濟體制和結構調整帶來的不平等，也有各種不合理因素造成的如制度不完善、政策執(zhí)行不到位以及分配監(jiān)管不力等 （謝旭人等，2006）。另一方面不能將城鄉(xiāng)收入分配不平等問題的解決簡單地寄托于財政性社會保障支出。城鄉(xiāng)收入分配不平等不僅是收入分配的差距，更是權力與尊嚴的差距，不是通過財政建立社會保障系統(tǒng)就可以輕易解決的，而且政府對分配過程的過分介入有時會帶來負面影響。其次，中國的財政性社會保障支出規(guī)模和結構有待進步改革和完善。當然，財政性社會保障支出的結構和規(guī)模的確定，是遵循著客觀因素和條件。理論與實踐的分析表明，任何社會制度都是一個隨著社會的發(fā)展變化不斷地修正和完善的動態(tài)的過程，社會保障也必須隨著一國社會和經(jīng)濟發(fā)展所處的階段不同而不斷地進行改革和調整，以消除弊端及其對經(jīng)濟的負面作用，才能成為促進經(jīng)濟增長的推動力。社會保障能否成為通向收入分配與經(jīng)濟增長“雙贏的橋梁”，取決于社會保障制度設計是否合理與適度，而改革是使社會保障制度趨向合理的惟一途徑和發(fā)展方向。

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F812

A

1002-6487（2011）02-0112-04

孫文基（1963-），男，江蘇揚州人，博士，教授，博士生導師，研究方向：現(xiàn)代財政理論與政策。

李建強（1980-），男，山西大同人，博士研究生，講師，研究方向：公共經(jīng)濟理論與政策。

（責任編輯/易永生）