社會(huì)保障支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究
——基于2007－2016年省際面板數(shù)據(jù)的分析

魏 珍

（武漢大學(xué)社會(huì)保障研究中心，湖北 武漢 430072）

一、引言

隨著我國(guó)社會(huì)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(zhǎng)的態(tài)勢(shì)，從2007年的9077.75 億元增長(zhǎng)到 2016 年的 52202.69 億元①數(shù)據(jù)來(lái)源：根據(jù)《2008中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《2017中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》計(jì)算得到。。然而，當(dāng)前我國(guó)社會(huì)保障支出依然存在總量不足、財(cái)政占比偏低、結(jié)構(gòu)不盡合理及效益不高等問(wèn)題［1］。與此同時(shí)，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(huì)對(duì)各省社會(huì)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(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。因此，探討我國(guó)社會(huì)保障支出水平對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)程度，同時(shí)分層次和地理區(qū)域分析不同社保支出結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用效果差異并提出針對(duì)性的政策建議，對(duì)于建立“保障適度”和“可持續(xù)”的多層次社會(huì)保障體系具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

20世紀(jì)70年代以來(lái)，在實(shí)踐部門探討適度社會(huì)保障支出規(guī)模以推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)，理論界就社會(huì)保障的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)亦展開(kāi)了“擠進(jìn)”與“擠出”兩大效應(yīng)的爭(zhēng)論。一方面，Matin Feldstein［2］運(yùn)用美國(guó) 1929－1974年的數(shù)據(jù)分析了社保支出水平對(duì)居民消費(fèi)與儲(chǔ)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(duì)比，通過(guò)對(duì)時(shí)序數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)社保支出水平使個(gè)人儲(chǔ)蓄降低30%～50%，從而不利于物質(zhì)資本積累和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。Ehrlich and Kim［3］將人力資本作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的引擎納入內(nèi)生增長(zhǎng)模型，通過(guò)對(duì)57個(gè)國(guó)家1960－1992年的面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)收現(xiàn)付的社會(huì)保障制度的稅收會(huì)造成家庭規(guī)模和儲(chǔ)蓄率的降低從而造成長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的放緩。另一方面，Giorgio Bellettini等［4］通過(guò)對(duì)61個(gè)國(guó)家的截面數(shù)據(jù)和20個(gè)工業(yè)化國(guó)家的面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，社保支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間呈顯著正相關(guān)，而且在社會(huì)保障體系相對(duì)不完善的欠發(fā)達(dá)國(guó)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(guò)對(duì)25個(gè)OECD國(guó)家的面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)、協(xié)整及回歸分析揭示了社保支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期雙向因果關(guān)系，社保支出通過(guò)影響儲(chǔ)蓄及促進(jìn)人力資本積累來(lái)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

隨著我國(guó)社會(huì)保障制度的不斷健全，國(guó)內(nèi)研究者對(duì)社保支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)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(diǎn)如下：（1）社保支出能顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。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(yàn)后發(fā)現(xiàn)，社保支出能單向促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)且在當(dāng)前及未來(lái)長(zhǎng)時(shí)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(duì)我國(guó)1999－2013年時(shí)序數(shù)據(jù)的計(jì)量分析表明社保制度改革與支出增長(zhǎng)能顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，社保支出對(duì)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(cái)政社保支出影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的機(jī)制有二：通過(guò)作用于物質(zhì)和人力資本間接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以及進(jìn)入生產(chǎn)函數(shù)從而直接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。她借助我國(guó)1998－2010年時(shí)序數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，財(cái)政社保支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，但短期內(nèi)財(cái)政社保支出的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)尚未顯現(xiàn)。（2）社保支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響并不明顯。劉新等［9］運(yùn)用1978－2008年數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析后發(fā)現(xiàn)財(cái)政社保支出無(wú)論作為中間變量或直接變量，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(guó)等［10］運(yùn)用非線性STR模型考察了我國(guó)財(cái)政社保支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的動(dòng)態(tài)性，認(rèn)為財(cái)政社保支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響效應(yīng)為中性偏負(fù)。（3）社保支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響顯著為負(fù)。董擁軍等［11］對(duì)1995－2003我國(guó)29個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究結(jié)果表明，社保支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在負(fù)向關(guān)系，原因在于省級(jí)社保支出與其經(jīng)濟(jì)實(shí)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(shí)證分析結(jié)論同樣認(rèn)為我國(guó)社保支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)顯著負(fù)相關(guān)，但她認(rèn)為原因在于社保支出對(duì)勞動(dòng)供給及資本形成會(huì)產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”。于長(zhǎng)革［13］從理論上論證了社會(huì)保障尤其是社會(huì)福利與救濟(jì)支出會(huì)對(duì)勞動(dòng)力供給形成負(fù)向激勵(lì)以及具有再分配功能的社保支出會(huì)導(dǎo)致儲(chǔ)蓄率下降并抑制投資需求，其實(shí)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(jiàn)，對(duì)社保支出的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的爭(zhēng)論仍將繼續(xù)?？v觀已有研究，由于不同研究者所采用的計(jì)量方法、統(tǒng)計(jì)口徑、樣本區(qū)間及容量的不同導(dǎo)致了實(shí)證研究結(jié)果的巨大差異。與此同時(shí)，當(dāng)前對(duì)于社會(huì)保障的層次、區(qū)域支出結(jié)構(gòu)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用探討較少。本文利用我國(guó)2007－2016年30個(gè)省級(jí)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(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(huì)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(shí)或永久陷入貧困時(shí)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(dòng)。在我國(guó)，社會(huì)保障支出涵蓋社會(huì)保險(xiǎn)、社會(huì)救助、社會(huì)福利及社會(huì)優(yōu)撫支出等內(nèi)容②本文對(duì)社會(huì)保障支出的界定采用狹義口徑，包括社會(huì)保險(xiǎn)（養(yǎng)老、醫(yī)療、工傷、失業(yè)、生育）支出及社會(huì)服務(wù)事業(yè)費(fèi)（撫恤、退役安置、社會(huì)福利、社會(huì)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(xiàng)）支出，社會(huì)服務(wù)事業(yè)費(fèi)支出在后文中簡(jiǎn)稱為社會(huì)救助與福利支出。。

社會(huì)保障支出具有剛性，存在規(guī)模和結(jié)構(gòu)之分。社會(huì)保障支出規(guī)模衡量的是社會(huì)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(lái)衡量各地區(qū)社保支出水平。社會(huì)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)?！岸鄬哟巍笔俏覈?guó)社會(huì)保障發(fā)展目標(biāo)之一，按照對(duì)受益人需求滿足程度的不同，我國(guó)社會(huì)保障制度由低到高依次為社會(huì)救助、社會(huì)保險(xiǎn)和社會(huì)福利（包含對(duì)軍人等特殊群體的社會(huì)優(yōu)撫），社保支出結(jié)構(gòu)亦可按對(duì)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(guó)省級(jí)行政區(qū)劃分為東中西部后各區(qū)域?qū)?yīng)的社會(huì)保障支出。

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指一國(guó)或一個(gè)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(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值來(lái)衡量［15］。影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(gè)重要因素，因此本文采用人均地區(qū)生產(chǎn)總值來(lái)衡量各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平以消除人口規(guī)模因素的潛在影響，同時(shí)也便于各地區(qū)之間的比較。

社會(huì)保障制度由于其分散風(fēng)險(xiǎn)、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(huì)保障支出促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(zhǎng)?，F(xiàn)代社會(huì)保障制度不僅具備制度設(shè)計(jì)之初的社會(huì)制度屬性，在不斷發(fā)展過(guò)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(guò)影響居民消費(fèi)、儲(chǔ)蓄及收入預(yù)期等從而間接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。完善的社會(huì)保障制度將為參保人年老及退休后的生活提供較為樂(lè)觀的收入預(yù)期，從而帶動(dòng)其工作期及退休后的消費(fèi)水平。與此同時(shí)，規(guī)模龐大的社會(huì)保險(xiǎn)基金可視為一種私人儲(chǔ)蓄向公共儲(chǔ)蓄的轉(zhuǎn)移，而儲(chǔ)蓄則是一國(guó)或一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力所在。

從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看，作為“安全網(wǎng)”“穩(wěn)定器”的社會(huì)保障制度，由于其社會(huì)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(duì)人力的投資，從而為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)做出貢獻(xiàn)［16］。從價(jià)值取向來(lái)看，社會(huì)保險(xiǎn)強(qiáng)調(diào)權(quán)利與義務(wù)的對(duì)等，其基金收支主要來(lái)自參保企業(yè)與個(gè)人，因而社會(huì)保險(xiǎn)支出更側(cè)重效率且具有一定的生產(chǎn)性。而社會(huì)福利與社會(huì)救助更側(cè)重公平性，其基金收支主要來(lái)自財(cái)政轉(zhuǎn)移支付，更多為非生產(chǎn)性支出，因此對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用亦有限。與此同時(shí)，社會(huì)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(guó)區(qū)域發(fā)展不均衡且差距較大，作為一項(xiàng)以政府為主導(dǎo)的制度，地方財(cái)力的不均衡必然導(dǎo)致對(duì)社保投入的不均衡。加之市場(chǎng)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(huì)保障支出能夠顯著促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但其促進(jìn)作用比較微弱。

假設(shè)2：分支出層次來(lái)看，社會(huì)保險(xiǎn)支出相較于社會(huì)福利及社會(huì)救助等支出的產(chǎn)出彈性更大。

假設(shè)3：分區(qū)域來(lái)看，社會(huì)保障支出對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(shì)。

三、實(shí)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(huì)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(huì)保障支出變量，L為勞動(dòng)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(dòng)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(zhǎng)之間的回歸模型，基準(zhǔn)計(jì)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(zhǎng)變量，controlit代表一組影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的控制變量，εit代表誤差項(xiàng)。

由于考察的是社保支出對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)程度，考慮到數(shù)據(jù)的可得性及完整性，通過(guò)整理除港澳臺(tái)地區(qū)及西藏外的我國(guó)30個(gè)省級(jí)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(shí)涉及截面、時(shí)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(shí)間序列關(guān)系，從而使得實(shí)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(shuō)明如表1所示。

為剔除物價(jià)因素的影響，本文以2007年為基期，利用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)2008－2016年的人均地區(qū)生產(chǎn)總值、社會(huì)保障支出水平加以折算，對(duì)2008－2016年社會(huì)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(jià)格指數(shù)進(jìn)行折算。與此同時(shí)，為減輕異方差及數(shù)據(jù)波動(dòng)對(duì)回歸分析的影響，本文所有變量均取自然對(duì)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(jì)情況如表2。

表1 變量設(shè)定及說(shuō)明

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征

（二）總體回歸結(jié)果

若直接對(duì)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(duì)各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)方法包括LLC、Breitung、Fisher－ADF、Fisher－PP 及 IPS 等多種方法，基于先驗(yàn)假設(shè)的差異，前兩項(xiàng)為同質(zhì)單位根檢驗(yàn)，后三項(xiàng)為異質(zhì)單位根檢驗(yàn)［20］。本研究采用LLC、ADF和IPS三種方法進(jìn)行檢驗(yàn)，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(yàn)

表4 F檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)結(jié)果

本文實(shí)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(shí)證模型，對(duì)社會(huì)保障支出、勞動(dòng)力投入及固定資本投資對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的貢獻(xiàn)率差異進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。據(jù)此，首先建立基準(zhǔn)回歸模型，通過(guò)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(yàn)結(jié)果（見(jiàn)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(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(huì)保障支出與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)通過(guò)1%顯著性檢驗(yàn)且為正值。表明在考察期內(nèi)，社會(huì)保障支出每增長(zhǎng)1%，地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 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(guò)1%顯著性檢驗(yàn)，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(zhǎng)但其系數(shù)值較小，假設(shè)1得以驗(yàn)證。

勞動(dòng)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(guò) 1%的顯著性檢驗(yàn)且均為正值。具體來(lái)看，在不考慮控制變量的作用時(shí)，勞動(dòng)力投入每增加1%，地區(qū)經(jīng)濟(jì)將相應(yīng)增長(zhǎng)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(shí)證結(jié)果表明作為基礎(chǔ)要素的勞動(dòng)力與物質(zhì)資本在考察期內(nèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著推動(dòng)作用。

控制變量中，城鎮(zhèn)化率系數(shù)在各模型中均通過(guò)了1%顯著性檢驗(yàn)，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(zhǎng)約2.34%，這一貢獻(xiàn)率明顯高于社保支出的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(dòng)力、資本等要素的配置效率又能為社會(huì)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(guò)顯著性檢驗(yàn)，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(zhǎng)。

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

對(duì)社會(huì)保障支出結(jié)構(gòu)的效用進(jìn)行分析，一方面能相對(duì)完整地反映出社會(huì)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(huì)保障項(xiàng)目的支出分配是否合理。長(zhǎng)期以來(lái)，我國(guó)社會(huì)保障支出中社會(huì)保險(xiǎn)支出占比遠(yuǎn)高于社會(huì)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(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(jiàn)表6。模型（4）（6）分別表示各地區(qū)社會(huì)保險(xiǎn)、社會(huì)救助及福利支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(huì)保險(xiǎn)支出系數(shù)均通過(guò)1%顯著性檢驗(yàn)，表明其對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用顯著。在不考慮城鎮(zhèn)化因素的推動(dòng)作用時(shí)，社會(huì)保險(xiǎn)支出每增加1%，地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.5332%。與此同時(shí)，模型（6）（7）中社會(huì)救助與福利回歸系數(shù)均為負(fù)值且均通過(guò)1%顯著性檢驗(yàn)，表明其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的阻礙作用，這一實(shí)證結(jié)論部分驗(yàn)證了假設(shè)2。對(duì)于社會(huì)救助與福利支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的阻礙作用，一種可能的解釋是社會(huì)福利與社會(huì)救助作為社會(huì)政策，相對(duì)于其間接的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，直接的社會(huì)效應(yīng)才是其主要產(chǎn)出［21］。結(jié)合我國(guó)實(shí)際，社會(huì)救助體系尚不完善、救助水平整體偏低以及社會(huì)福利供需矛盾突出的現(xiàn)狀也在一定程度上制約了社會(huì)福利與救助支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用。在回歸模型中，對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)推動(dòng)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(jì)結(jié)果

（四）分區(qū)域回歸結(jié)果

當(dāng)前，我國(guó)東中西部地區(qū)區(qū)域差距依然較大，社會(huì)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(zhǎng)水平的差異值得探討。因此，本文分別對(duì)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(gè)模型所有變量的參數(shù)估計(jì)結(jié)果，僅列出引入控制變量后核心解釋變量社會(huì)保障支出（Lnss）的估計(jì)結(jié)果以考察社會(huì)保障支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(jiàn)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(huì)保障支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)彈性系數(shù)分別是－0.2507、0.3876 和0.3223，且都通過(guò)1%顯著性檢驗(yàn)，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(shí)證結(jié)果，這與理論假設(shè)3并不一致。本文對(duì)中西部地區(qū)的實(shí)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(huì)保障制度發(fā)揮“減震器”功能提高勞動(dòng)者生產(chǎn)積極性以及增加社會(huì)成員收入預(yù)期促進(jìn)消費(fèi)從而推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的共性原因外，另一種可能的解釋為，由于我國(guó)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(dòng)所帶來(lái)的中西部地區(qū)因人口減少?gòu)亩司绫ＶС鲈黾右约吧绫ＶС隹?jī)效的提高［22］［23］。分支出層次來(lái)看，中、西部地區(qū)社會(huì)保險(xiǎn)支出回歸系數(shù)均為正且通過(guò)1%顯著性檢驗(yàn)，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(shí)證結(jié)果一定程度上可歸因于該地區(qū)流動(dòng)人口、靈活就業(yè)和私營(yíng)性質(zhì)第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)者相對(duì)集中的現(xiàn)狀所導(dǎo)致的“應(yīng)保未保”現(xiàn)象的大量存在，從而制約了其社會(huì)保險(xiǎn)支出宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的發(fā)揮。社會(huì)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(jì)使得我國(guó)現(xiàn)階段“補(bǔ)缺”和“兜底”為主的社會(huì)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(huì)救助模式以及異化為民政福利的低水平社會(huì)福利尚不足以有效發(fā)揮對(duì)受益者的激勵(lì)作用從而制約了社會(huì)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(huì)保障支出對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的促進(jìn)作用。根據(jù)實(shí)證結(jié)果，在考察期內(nèi)，社會(huì)保障支出每增長(zhǎng)1%，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.6101%。社會(huì)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(huì)保障支出能夠通過(guò)增加勞動(dòng)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(zhǎng)做出貢獻(xiàn)。

2.分支出層次看，社會(huì)保險(xiǎn)支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著促進(jìn)作用，而社會(huì)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(shí)證結(jié)果差異較大，中西部地區(qū)社?？傊С雠c社會(huì)保險(xiǎn)支出均對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著促進(jìn)作用，東部地區(qū)則顯著為負(fù)。社會(huì)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(zhǎng)與勞動(dòng)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(dòng)力與物質(zhì)資本是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(huì)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(huì)導(dǎo)致實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(shí)證結(jié)果支持社保支出能顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(guò)高，將加劇財(cái)政赤字不利于國(guó)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(huì)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(shí)，在適度提高社會(huì)救助支出水平以更好保障貧困人口生存需求的同時(shí)，應(yīng)強(qiáng)化制度設(shè)計(jì)上的激勵(lì)性，調(diào)整當(dāng)前“補(bǔ)差型”制度設(shè)計(jì)，激發(fā)貧困家庭及個(gè)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(huì)保障制度的有效運(yùn)行依賴于財(cái)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(lái)源尤為必要。首先，推動(dòng)社會(huì)保險(xiǎn)征收由“費(fèi)”向“稅”改革。社會(huì)保險(xiǎn)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(dòng)［25］。其次，針對(duì)農(nóng)民工、靈活從業(yè)人員、小規(guī)模私營(yíng)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(jì)參保政策將其納入制度覆蓋范圍，實(shí)現(xiàn)“應(yīng)保盡保”夯實(shí)社保資金籌措基礎(chǔ)。

3.加快新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程，提高勞動(dòng)者就業(yè)質(zhì)量。第一，加快新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程，推動(dòng)戶籍制度改革及教育、醫(yī)療、社會(huì)保障等基本公共服務(wù)的均等化享有，真正實(shí)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(shí)應(yīng)加強(qiáng)對(duì)勞動(dòng)者尤其是低技能勞動(dòng)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(shí)降低失業(yè)率，實(shí)現(xiàn)人力資源的充分利用和有效配置。