供給側(cè)改革背景下財政社會保障支出對就業(yè)影響的非對稱效應(yīng)*
—— 基于面板門限回歸模型的實證分析

邱榮燕，曹 薇

（山西太原理工大學(xué)，山西 晉中 030600 ）

供給側(cè)改革背景下財政社會保障支出對就業(yè)影響的非對稱效應(yīng)*
—— 基于面板門限回歸模型的實證分析

邱榮燕，曹 薇

（山西太原理工大學(xué)，山西 晉中 030600 ）

國內(nèi)經(jīng)濟增長速度下降以及人口紅利逐步消減，調(diào)動生產(chǎn)要素的積極性是供給側(cè)改革的核心[1]，勞動是生產(chǎn)要素的一部分，因此合理發(fā)揮社會保障對就業(yè)的促進作用至關(guān)重要。以中國31個省1998-2014年的面板數(shù)據(jù)為樣本，對東、中、西部地區(qū)進行分組回歸，并以人均GDP為門檻變量，運用雙重門檻模型，實證研究了財政社會保障支出對就業(yè)的非對稱效應(yīng)：經(jīng)濟發(fā)展水平越高，正向促進作用越明顯。

財政社會保障支出；就業(yè)；面板數(shù)據(jù)；門檻效應(yīng)

一、引言

自2008年國際金融危機以來，各國發(fā)展環(huán)境發(fā)生了復(fù)雜的變化，全球經(jīng)濟結(jié)束了大穩(wěn)定的“舊常態(tài)”，轉(zhuǎn)而進入了“新常態(tài)”。新常態(tài)下，中國面臨著經(jīng)濟增長速度放緩、生產(chǎn)效率低下以及生產(chǎn)要素供給不足（尤其是勞動力）等問題，要求我國必須推進供給側(cè)改革。

受之前計劃生育政策的影響，中國目前已進入老齡化社會，人口紅利增長率①人口紅利增長率=勞動年齡人口/總?cè)丝?。逐漸下降，總?cè)丝谄骄鲩L率由1985-2007年的1.03%下降為2008-2014年為0.499%；1985-2007年人口紅利平均增長率為0.54%，2008-2014年為0.18%，未來將從增長轉(zhuǎn)為下降；1985-2007年勞動參與率的平均年增長率為0.07%，2008-2014年為-0.49%[1]，意味著：目前，中國這一人口大國帶來的人口紅利在逐步消減。同時，在供給側(cè)改革的背景下，調(diào)動生產(chǎn)要素的積極性是供給側(cè)改革的核心，勞動力作為生產(chǎn)要素的一部分，政府有必要采取提高就業(yè)率的相關(guān)措施。

中國就業(yè)以市場為導(dǎo)向，但仍需要政府通過宏觀調(diào)控進行干預(yù)，財政政策作為政府干預(yù)經(jīng)濟的工具之一，通過影響經(jīng)濟增長、居民消費、資本、社會保障水平等媒介來影響就業(yè)。1994年實現(xiàn)分稅制改革以來，各地區(qū)政府為擴大和穩(wěn)定就業(yè)，不斷加大財政對就業(yè)的支出。但是財政社會保障和就業(yè)支出對就業(yè)是否起到了預(yù)期的效果？各地區(qū)財政社會保障和就業(yè)支出是否促進了就業(yè)？在不同的經(jīng)濟發(fā)展水平下，財政社會保障和就業(yè)支出對就業(yè)的影響作用是否呈線性關(guān)系？若為非線性關(guān)系，那么它們的拐點又在何處？因此，將理論與實踐相結(jié)合，實證分析財政社會保障和就業(yè)支出對就業(yè)的影響效果和影響力度，從而更有效地激活勞動力要素，為供給側(cè)改革的貫徹落實提供更具實踐意義的理論基礎(chǔ)。

二、文獻綜述

社會保障對穩(wěn)定社會、促進國民經(jīng)濟的發(fā)展起著重要作用，充分就業(yè)是宏觀經(jīng)濟政策的目標之一，二者構(gòu)成了中國最基本的民生問題。

早在1987年，美國學(xué)者戈登（Gordon）[2]通過OLS對美國亞利桑那州的數(shù)據(jù)進行分析發(fā)現(xiàn)，政府轉(zhuǎn)移支付對社區(qū)平均就業(yè)量具有重要的影響。彼得（Peter）[3]等在實證分析英國54個區(qū)的橫截面數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，研究發(fā)現(xiàn)財政支出和稅收可促進就業(yè)的增加。鑒于社會保障支出是政府財政支出的一部分，貝克爾（Becker）[4]通過分析社會保障制度對勞動力供給影響，最后得出結(jié)論：社會保障制度減少了勞動的供給。之后，厄爾金（Erkin）[5]利用美國1890-1980年的時間序列數(shù)據(jù)分析得出政府支出的增加將會降低失業(yè)率。馬克（Mark）[6]運用隨機因素模型對美國公共開支和就業(yè)之間的關(guān)系進行研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)政府支出可提高就業(yè)。霍爾（Hall）[7]通過分析美國針對殘疾人的醫(yī)療保險和補助數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)財政的補助減少了殘疾人進入市場就業(yè)的概率。

我國社會保障起步較晚，并且學(xué)者們大多從理論的角度研究社會保障和就業(yè)之間的關(guān)系。楊德志(1991)[8]根據(jù)就業(yè)和失業(yè)保險是社會保障的重要組成部分，提出就業(yè)和失業(yè)與社會制度的相關(guān)性弱，而與發(fā)達商品經(jīng)濟運行波動相關(guān)性強的結(jié)論。劉晶(2003)[9]探討了社會保障和就業(yè)的相關(guān)關(guān)系，提出社會保障和就業(yè)相互影響，不可分割，但并沒有明確指出社會保障通過何種機制影響就業(yè)。鑒于此，鄭功成(2004)[10]、劉俊霞(2008)[11]提出社會保障通過提高人力資本來增加勞動力的供給。然而于長革(2007)[12]卻認為,社會保障支出會擠占其他生產(chǎn)性支出，導(dǎo)致資本存量的減少，最終導(dǎo)致就業(yè)的減少。與此同時，方紅生(2010)[13]通過對財政政策的穩(wěn)定效應(yīng)進行研究，最后得出短期內(nèi)社會保障支出會阻礙就業(yè)的增加。林治芬(2005)[14]運用簡單的統(tǒng)計計算分析了社會保障與就業(yè)之間的聯(lián)動關(guān)系。張欣(2007)[15]以產(chǎn)出為媒介，通過建立回歸模型的方式分析了社會保障對就業(yè)的促進作用。劉新等(2010)[16]將時間序列引入到財政社會保障支出與就業(yè)之間的關(guān)系研究中。劉新(2010)[17]首次將面板數(shù)據(jù)單位根和協(xié)整檢驗用于研究社會保障支出與就業(yè)的關(guān)系，揭示了中國各省的異質(zhì)性。從已有文獻可以看出，學(xué)者們大多從理論方面來研究社會保障支出對就業(yè)的影響作用，2005年之前幾乎沒有學(xué)者從實證方面對二者的關(guān)系進行研究。劉新等采用面板數(shù)據(jù)研究了中國東、中、西部地區(qū)財政社會保障和就業(yè)支出對就業(yè)的異質(zhì)性，表明財政社會保障和就業(yè)支出基于經(jīng)濟的發(fā)展對就業(yè)產(chǎn)生非線性作用，但并沒有對各省的個體進行研究以及未明確指出非線性的門限點。漢森（Hansen）[18]1999年提出的面板門檻模型已被廣泛應(yīng)用到很多領(lǐng)域,但目前國內(nèi)尚無人用于研究地方財政社會保障支出與就業(yè)的關(guān)系，因此在劉新等人研究結(jié)果的基礎(chǔ)上，以我國31個省份1998-2014年的財政社會保障和就業(yè)支出，經(jīng)濟發(fā)展以及就業(yè)率等省際面板數(shù)據(jù)為研究對象，對東、中、西部地區(qū)進行分組回歸，并借鑒Hansen的面板門限模型來研究財政社會保障和就業(yè)支出對就業(yè)的門限效應(yīng)，通過對模型進行估計，得出具體的分段拐點，為市場和政府調(diào)動勞動要素積極性提供堅實的理論基礎(chǔ)，進而為供給側(cè)改革的順利進行提供保障。

三、方法

（一）指標選取和數(shù)據(jù)來源

1.指標選取

研究財政社會保障和就業(yè)支出對就業(yè)的非對稱效應(yīng)，首先需要建立正確的就業(yè)影響模型，明確二者之間的關(guān)系，然后選取恰當?shù)闹笜藢Χ叩年P(guān)系進行研究分析。通過對希勒布蘭德（Hillebrand）[19]、巴格奇（Bagchi）[20]等文獻的梳理，本文從就業(yè)率、財政社會保障和就業(yè)支出、經(jīng)濟發(fā)展水平、資本、消費、人力資本存量、城鎮(zhèn)化率考慮，構(gòu)建就業(yè)影響模型。

(1) 被解釋變量的選取(emp)

劉新和劉星（2010）、王毅豐（2014）[21]選取年末從業(yè)人員人數(shù)作為就業(yè)的代表變量，其存在一定的不合理之處：我國各地區(qū)的總?cè)丝诨鶖?shù)不同，運用從業(yè)人口的絕對數(shù)無法進行地區(qū)之間的比較，因此本文借鑒李娜和袁志剛（2015）采用的代表就業(yè)的指標——就業(yè)率作為本文的被解釋變量。

(2) 主要解釋變量的選取(social)

文章主要研究財政社會保障和就業(yè)支出對就業(yè)的非對稱效應(yīng)，因此選取財政社會保障支出作為本文的主要解釋變量。2006年之前，社會保障支出包括撫恤和社會福利救濟支出、社會保障補助支出、行政事業(yè)單位離退休經(jīng)費，2007年起統(tǒng)稱為財政社會保障和就業(yè)支出，因此文章中1998年-2006年財政社會保障和就業(yè)支出的數(shù)據(jù)為撫恤和社會福利救濟支出、社會保障補助支出、行政事業(yè)單位離退休經(jīng)費三者之和2007年-2014年的數(shù)據(jù)為財政社會保障和就業(yè)支出。

(3) 控制變量的選取

影響就業(yè)的因素很多，為獲得更穩(wěn)健的估計，采用資本k、消費cpi、人力資本human、城鎮(zhèn)化率urban作為本文的其他控制變量（見表1）。

表1 控制變量的選取

(4) 門檻變量的選取

相對于不同的地區(qū)生產(chǎn)總值，財政社會保障和就業(yè)支出對就業(yè)的影響程度不同，因此本文選取人均GDP作為本文的門檻變量。

2.數(shù)據(jù)來源

本文選取中國1998年—2014年31個省、市、自治區(qū)的省際面板數(shù)據(jù)作為樣本，進行研究。本文的原始數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國勞動統(tǒng)計年鑒》，同時，為保證計算的一致性，本文對social、k、cpi所采用的數(shù)據(jù)以1998年為基期，通過GDP平減指數(shù)進行平減，所有檢驗均使用Stata14.0和Eviews9.0軟件（各指標的描述性統(tǒng)計量見表2）。

（二）計量模型的建構(gòu)方法的簡單介紹

借鑒Hansen提出的面板門限回歸模型，建立非線性的面板門限模型進行實證分析。Hansen提出的該方法具有兩個明顯的特點：一是在進行研究時，不需要設(shè)定非線性的具體形式，可以通過樣本數(shù)據(jù)的內(nèi)生性來確定門限值、參數(shù)估計值以及置信區(qū)間；二是在樣本數(shù)量有限的情況下，可以使用自舉法（Bootstrap）重復(fù)抽取樣本，進而提高參數(shù)估計的有效性和檢驗的顯著性。

表2 各指標的描述性統(tǒng)計量

Hansen將面板門限模型的具體形式設(shè)定為：

其中，Yit為模型的被解釋變量，xit為模型的解釋變量，qit為門檻變量，它既可以是解釋變量xit中的一個回歸元，也可以是一個獨立的門檻變量，γ為門檻值，簡化方程組（1），可得：

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：

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(yīng)的γ2，然后對γ2進行門限檢驗。

為了有效分析財政社會保障和就業(yè)支出對就業(yè)的非線性影響，將人均GDP設(shè)定為門檻變量，最終將模型可設(shè)定為：

單一門檻：

雙重門檻：

emp：就業(yè)率；cpi：居民消費價格指數(shù)；k：固定資本形成總額；urban：城鎮(zhèn)化率；human：人力資本存量；social：財政社會保障和就業(yè)支出； pgdp：人均GDP。

四、實證檢驗與結(jié)果分析

（一）單位根檢驗與協(xié)整檢驗

當變量之間不是同階單整時，若至少有兩個解釋變量的單整階數(shù)高于被解釋變量的單整階數(shù)時，則可對變量進行協(xié)整檢驗①如果基于單位根檢驗的結(jié)果發(fā)現(xiàn)變量之間是同階單整的，那么可進行協(xié)整檢驗，如果變量的個數(shù)多于兩個，即解釋變量個數(shù)多于一個，被解釋變量的單整階數(shù)不能高于任何一個解釋變量的單整階數(shù)。當解釋變量的單整階數(shù)高于被解釋變量的單整階數(shù)時，則必須至少有兩個解釋變量的單整階數(shù)高于被解釋變量的單整階數(shù)。。由表3估計結(jié)果顯示可對變量進行協(xié)整檢驗，本文采用Kao檢驗和Pedroni檢驗，檢驗結(jié)果如下表所示。

表3 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗結(jié)果

表4 Kao檢驗和Pedroni檢驗結(jié)果

表4的檢驗結(jié)果表明，除Panel v、Panel rho和Group-rho，其余統(tǒng)計量在5%的顯著性水平下均顯著，即拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，因此可表明emp、social、 cpi、k、human、urban存在協(xié)整關(guān)系，可直接對式(3)(4)進行面板回歸。

（二）東、中、西地區(qū)的分組回歸結(jié)果

中國各個地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平處于不同的階段，東部、中部以及西部地區(qū)的人均GDP存在較大的差異，財政社會保障和就業(yè)支出對就業(yè)的影響也存在較大的差異，鑒于此，有必要分別估計東部、中部、西部財政社會保障和就業(yè)支出對就業(yè)的影響。

由表5估計結(jié)果可知，Hausman檢驗的統(tǒng)計結(jié)果P值較小，因此支持面板模型設(shè)定為固定效應(yīng)模型。

從全國層面看，財政社會保障和就業(yè)支出、居民消費水平、固定資本形成總額對就業(yè)率起到正向的促進作用，人力資本存量和城鎮(zhèn)化率對就業(yè)率起負作用。消費水平的提高衍生出更多的消費需求，創(chuàng)造出更多的就業(yè)崗位，因此消費水平提高對就業(yè)產(chǎn)生一定的拉動作用。固定資本形成總額增加了企業(yè)的供給，提供了較多的工作崗位，因此可促進就業(yè)率的提高。人力資本的發(fā)展提高了勞動力的質(zhì)量，因此對就業(yè)產(chǎn)生一致作用。

表5 分組回歸結(jié)果

表5 分組回歸結(jié)果

就東部地區(qū)而言，財政社會保障和就業(yè)支出對東部地區(qū)就業(yè)率的促進作用較明顯，且促進效果大于全國水平、中部地區(qū)以及西部地區(qū)，這與我國東部地區(qū)較為完善的社會保障體系息息相關(guān)；消費水平、固定資本形成總額對東部地區(qū)的就業(yè)率也產(chǎn)生正向的促進作用，即伴隨著居民消費水平的提高以及固定資本形成總額的增加，我國東部地區(qū)的就業(yè)率也隨之增加；人力資本的提高促使勞動力的質(zhì)量得以提升，與以往相比，同樣多的人數(shù)可完成更多的工作，因此在經(jīng)濟發(fā)達的東部地區(qū)，人力資本的提高在一定程度上降低了就業(yè)率；東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)達，進城務(wù)工人員較多，使得勞動力市場達到飽和，因此城鎮(zhèn)化率和就業(yè)率呈負相關(guān)關(guān)系。

對中部地區(qū)而言財政社會保障和就業(yè)支出對其就業(yè)率的促進作用高于全國水平和西部地區(qū)，但低于東部地區(qū)；消費水平和人力資本的提高促進了中部地區(qū)就業(yè)率的提高；與東部地區(qū)相同，在中部地區(qū)，城鎮(zhèn)化率抑制就業(yè)率的增加。

對西部地區(qū)而言，財政社會保障和就業(yè)支出對就業(yè)率有促進作用，但由于社保保障體系的不完善，使得促進作用最小且不顯著；消費水平的提高創(chuàng)造了更多了就業(yè)崗位，因此消費水平對就業(yè)率產(chǎn)生促進作用；在經(jīng)濟欠發(fā)達的西部地區(qū)，人力資本的提高促使勞動力的質(zhì)量得以提升，進而滿足西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展對高素質(zhì)勞動力的需求，因此人力資本與就業(yè)呈正向關(guān)系；西部地區(qū)城鎮(zhèn)化的發(fā)展可提供較多的就業(yè)崗位，減少人員的外出流動，促進更多的人員就業(yè)，因此城鎮(zhèn)化的發(fā)展促進了西部地區(qū)就業(yè)的增加。

（三）門限模型檢驗及估計結(jié)果

（1）門限效應(yīng)檢驗結(jié)果

鑒于樣本的觀測時間不長，觀測對象的數(shù)量有限，為了提高門限效應(yīng)顯著性檢驗的有效性，我們使用自舉法重復(fù)抽樣300次，根據(jù)面板門限模型估計方法以及財政社會保障和就業(yè)支出對就業(yè)的地區(qū)效應(yīng)，將人均GDP作為門檻變量，分別測試存在單一門限、雙重門限的假設(shè)，得到門限效應(yīng)檢驗結(jié)果，如表6，表7所示。

由表6可以看出，在1%的顯著性水平下，單一門檻、雙重門檻都拒絕門限效應(yīng)不顯著的原假設(shè)。表7為單一門檻和雙重門檻的門檻估計值以及95%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(gòu)成的區(qū)間，原假設(shè)為兩個門限值與實際值都相等。表7中單一門檻的估計值為4.1e+04，雙重門檻估計的兩個2值分別為1.9e+04和4.0e+04。為進一步清楚的理解門限值和估計區(qū)間的構(gòu)筑過程以及更為準確的確定模型為單一門檻還是雙重門檻，繪制出似然比函數(shù)圖，繪制結(jié)果如圖1、圖2所示，圖中的虛線表示非標準卡方分布95%的臨界值，可以得到不論是單一門檻還是雙重門檻，其變量的門檻值都是有效的。結(jié)合實際情況和表5的分組回歸結(jié)果，最終選擇雙重門檻門限模型。

表6 門限效應(yīng)檢驗

表7 門檻估計值和置信區(qū)間

圖1 單一門檻的估計值和估計區(qū)間

圖2 雙重門檻的估計值和估計區(qū)間

（2）門檻模型估計結(jié)果

在確定了門檻值與門限個數(shù)后，依據(jù)上文的劃分，對式（5）進行門限回歸，回歸結(jié)果如下所示：

其中：

由表8可以看出，以人均GDP為門檻變量，財政社會保障和就業(yè)支出對就業(yè)的門限效應(yīng)非常顯著：當人均GDP小于19181時，財政社會保障和就業(yè)支出對就業(yè)呈現(xiàn)出抑制作用，但影響程度較小；當人均GDP介于19181-39984之間時，二者開始呈現(xiàn)正向關(guān)系，即當財政社會保障和就業(yè)支出增加一單位時，就業(yè)率上升0.21%；當人均GDP大于39984時，財政社會保障和就業(yè)支出對就業(yè)的帶動作用最大，當財政社會保障和就業(yè)支出增加一單位時，就業(yè)率上升3.428%。

表8 面板門限系數(shù)估計結(jié)果

對照1998-2014年中國31個?。ㄊ?、自治區(qū)）的人均GDP可知，伴隨著對外開放程度的提高，經(jīng)濟的發(fā)展，教育水平的提高等，中國各地區(qū)的人均GDP呈上升趨勢：2004年之前，中國沒有一個省的人均GDP超過39984；2004年開始，北京和上海的人均GDP超過39984，分別為41099、46338，而除江蘇、廣東、浙江、天津、北京和上海的其他省份的人均GDP都小于19181；到2014年，人均GDP超過39984的省份增加到18個，已沒有省份的人均GDP處于第一門檻之下。

按1998-2014年人均GDP的均值和2014年人均GDP，將31個?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）歸類于上述估計出來的3個區(qū)間，劃分結(jié)果見表9、表10。

表9、表10把人均GDP的門檻效應(yīng)與各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平結(jié)合在一起考察，由表9結(jié)果顯示，按照1998-2014年人均GDP的均值分組，中國只有3個省份處于人均GDP的高水平區(qū)間，大部分省份處于人均GDP的中、低水平區(qū)間，其中中西部大部分省份處于人均GDP的低水平區(qū)間，意味著中國大部分省份的財政社會保障和就業(yè)支出對就業(yè)的促進作用較小甚至為負，這與中國社會保障體系不完善息息相關(guān)。表10結(jié)果顯示，2014年，東部地區(qū)大部分省份以及中、西部地區(qū)部分省份已邁入人均GDP的高水平區(qū)間，中、西部大部分省份的人均GDP已經(jīng)入中間水平，意味著各個地區(qū)的財政社會保障和就業(yè)支出對就業(yè)表現(xiàn)出正相關(guān)的作用，政府加大財政社會保障和就業(yè)支出可提高各地區(qū)就業(yè)率，增加勞動力供給，更好的貫徹與落實供給側(cè)政策。

表9 基于1998-2014年人均GDP均值的門檻地區(qū)分組

表10 基于2014年人均GDP的門檻地區(qū)分組

五、討論

表5的分組回歸結(jié)果顯示，無論從全國范圍看還是分地區(qū)分析，財政社會保障和就業(yè)支出對就業(yè)的影響都為正向的促進作用，這與鄭功成(2004)、劉俊霞(2008)、劉新(2010)以及王毅豐(2014)等學(xué)者的研究結(jié)果一致；而用Hansen面板門限模型估計出來結(jié)果，表8顯示，財政社會保障和就業(yè)支出對就業(yè)的影響并非呈現(xiàn)出絕對的正向促進作用或是絕對的負向抑制作用，這與我國學(xué)者目前研究的結(jié)果都不相同，其主要原因歸結(jié)于經(jīng)濟發(fā)展所處的發(fā)展的階段不同。

當人均GDP處于第一門檻值之下時，財政社會保障和就業(yè)支出對就業(yè)的抑制作用大于促進作用，其原因有：當經(jīng)濟欠發(fā)達時，對人力資本的投入不足，勞動者的人力資本存量較低，企業(yè)雇傭勞動者時又承擔著為勞動者繳納部分養(yǎng)老保險基金的責(zé)任，造成企業(yè)雇傭勞動力的邊際成本大于資本的邊際成本和勞動力的邊際效益，根據(jù)邊際生產(chǎn)力的理論，企業(yè)會增加對資本等生產(chǎn)要素的投入，相反卻減少勞動力的需求，進而降低就業(yè)率；當經(jīng)濟發(fā)展水平較低時，社會保障體系不完善，勞動者處于失業(yè)狀態(tài)所獲得的勞動補助與從事工作所獲得的勞動收入相差不大，在此情況下，失業(yè)者會選擇繼續(xù)失業(yè)，部分勞動者則會放棄現(xiàn)有工作，從而降低了社會就業(yè)率。

隨著經(jīng)濟的發(fā)展和社會保障體系的不斷完善，對人力資本的投入加大，勞動者的人力資本存量增加，勞動生產(chǎn)率提高，此時企業(yè)雇傭勞動力的邊際效益大于邊際成本，因此企業(yè)將會增加對勞動力的需求，為勞動者提供更多的崗位，提高了社會的就業(yè)率；此外，完善的社會保障體系使得失業(yè)者獲得的政府補助與勞動者工作所得收入相當?shù)那闆r變得不可能，因此失業(yè)者為增加收入將會積極尋找工作，而勞動者則會繼續(xù)從事工作。

表9從動態(tài)的角度以人均GDP的門檻值為分界點對中國31個?。ㄊ?、自治區(qū)）進行分組，分組結(jié)果展示了1998-2014年，中國東部地區(qū)省份橫跨3個門檻區(qū)間，其中大部分省份介于第一門檻和第二門檻之間，中、西部地區(qū)大部分省份處于第一門檻區(qū)間(人均GDP小于19181)，這一結(jié)論表明經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)財政社會保障和就業(yè)支出對就業(yè)的促進作用越明顯。

表10以2014年為例，從靜態(tài)的角度對中國31個?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）進行分組，分組結(jié)果顯示了中國東部地區(qū)大部分省份已進入了高水平階段，中、西部已有部分省份進入了高水平階段，2014年中國已沒有省份處于第一門檻區(qū)間，意味著目前政府提高財政社會保障和就業(yè)支出可更好的調(diào)動勞動者加入工作的積極性。

綜合表9、表10分析，隨著經(jīng)濟的發(fā)展，中國的社會保障體系不斷完善，已基本解除財政社會保障和就業(yè)支出對就業(yè)的抑制作用，并且促進作用將會越來越明顯。

六、結(jié)論與政策建議

在國內(nèi)經(jīng)濟增長速度下降以及人口紅利逐步消減的情況下，在對既有文獻回顧分析和對經(jīng)驗性事實統(tǒng)計觀察的基礎(chǔ)上，利用1998—2014年31個省的面板數(shù)據(jù)，對東、中、西部地區(qū)進行分組回歸，并結(jié)合運用Hansen提出的門限檢驗方法，以人均GDP為門檻變量，通過雙重門檻模型，分析了財政社會保障和就業(yè)支出與就業(yè)的門限效應(yīng)，驗證了財政社會保障和就業(yè)支出對就業(yè)的非對稱效應(yīng)，并估計出了具體的分段拐點以及各區(qū)間二者的變動關(guān)系，得出以下結(jié)論：

1.從歷史的角度看，財政社會保障和就業(yè)支出對就業(yè)的影響在不同的經(jīng)濟發(fā)展階段所起到的作用不同，即當人均GDP小于19181時，財政社會保障和就業(yè)支出對就業(yè)的影響表現(xiàn)為負作用，當人均GDP大于19181時，二者呈正向作用，尤其是當人均GDP大于39984時，促進作用更明顯。

2.從當前角度看，中國所有省份已邁出第一門檻區(qū)間，意味著財政社會保障和就業(yè)支出對就業(yè)表現(xiàn)出正向作用，在供給側(cè)改革的背景下，政府可通過財政社會保障和就業(yè)支出來調(diào)動勞動者從事生產(chǎn)的積極性。

總體來看，當前中國財政社會保障和就業(yè)支出對就業(yè)有促進作用，但仍有部分省份介于第二門檻和第三門檻之間，促進作用不明顯，也就是說財政社會保障和就業(yè)支出對就業(yè)的促進作用沒有發(fā)揮成應(yīng)有的作用，意味著我國社會保障體系雖具有一定的規(guī)模，但仍不完善。調(diào)動生產(chǎn)要素的積極性是供給側(cè)改革的核心，勞動是生產(chǎn)要素的一部分，為進一步發(fā)揮財政社會保障和就業(yè)支出對就業(yè)的促進作用，提出以下政策建議：

1.政府應(yīng)堅持“低標準”的原則，制定合理的給付標準，避免擠出效應(yīng)的出現(xiàn)，防止“懶漢”的出現(xiàn)。

2.在堅持“低標準”原則的同時，還應(yīng)兼顧“廣覆蓋”，打破城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，將社會保障覆蓋到城鄉(xiāng)各個地方，做到“不歧視，不忽略”——不歧視農(nóng)村地區(qū)，不忽略靈活就業(yè)人員、農(nóng)民工、務(wù)工人員。

3.針對中、西部地區(qū)財政社會保障和就業(yè)支出對就業(yè)促進作用不明顯的情況，應(yīng)加大中央政府對中、西部地區(qū)地方政府的轉(zhuǎn)移支付力度，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。

4.充分利用勞動力資源，發(fā)展教育事業(yè)，完善教育制度，有重點的扶持落后地區(qū)。

5.遵循市場為導(dǎo)向的基礎(chǔ)上，加大對中、西部地區(qū)企業(yè)的補助，制定相應(yīng)的優(yōu)惠政策，調(diào)動企業(yè)的生產(chǎn)積極性，進而為勞動者提供更多的就業(yè)崗位和就業(yè)機會。

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［責(zé)任編輯：劉 晴］

The Asymmetric Influence of Regional Fiscal Social Security Expenditure on the Employment under the Background of Chinese Supply Side Reform—An Empirical Analysis Based on Threshold Effect

QIU Rongyan, CAO Wei
(Taiyuan University of Technology, Taiyuan 030600, Shanxi Province, China)

The domestic economic slowdown and demographic dividend gradually faded. Arousing the enthusiasm of factors of production is the core of the reform of the supply side, and labor is part of the factors of it, so social security plays an important role on employment. The paper analyzes the asymmetric influence of regional fiscal social security expenditure on the employment based on the real GDP per capita, which are sampled from annual provincial data between 1998 and 2014, and provides a theoretical basis for the reform of the supply side. The study shows that the influence of regional fiscal social security expenditure on the employment differs in the stage of economic development.

supply side reforms; fiscal social security expenditure; employment; panel data; threshold effect

F241.4

A

1673-2375（2017）02-0038-10

2016-11-10

山西省社科聯(lián)重點項目“山西加快供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革中人力資本效應(yīng)分析”（項目編號：SSKLZDKT2016051）資助。

邱榮燕(1993—)，女，山西臨汾人，太原理工大學(xué)統(tǒng)計學(xué)碩士研究生，主要研究方向為經(jīng)濟計量模型構(gòu)建與應(yīng)用；曹薇(1983—)，女，山西臨汾人，太原理工大學(xué)碩士生研究導(dǎo)師，博士，研究方向為經(jīng)濟統(tǒng)計、復(fù)雜系統(tǒng)建模。