社會保障促進了區(qū)域經濟增長嗎
——基于時空效應及分解的動態(tài)空間面板模型分析

呂承超，劉華軍,

青島科技大學 經濟與管理學院，山東 青島 266061，山東財經大學 經濟學院，山東 濟南 250014

社會保障促進了區(qū)域經濟增長嗎
——基于時空效應及分解的動態(tài)空間面板模型分析

呂承超，劉華軍,

青島科技大學 經濟與管理學院，山東 青島 266061，山東財經大學 經濟學院，山東 濟南 250014

本文利用2001年-2014年我國31個省份社會保障支出數據，基于社會保障規(guī)模和結構視角，引入時間滯后、空間滯后和時空滯后因素構建動態(tài)空間面板模型，分析社會保障對區(qū)域經濟增長的時空效應，并對時空效應進行偏微分分解。實證研究發(fā)現，我國區(qū)域經濟增長不僅存在正的空間依賴性和正的時間依賴性，還存在負的時空依賴性。社會保障規(guī)模和結構對區(qū)域經濟增長的長期空間效應和短期間接效應并不顯著，社會保障規(guī)模、社會保險規(guī)模和社會優(yōu)撫規(guī)模對區(qū)域經濟增長均具有較為顯著的短期負向直接效應?？刂谱兞恐?，人力資本和城鎮(zhèn)化率對區(qū)域經濟增長分別具有短期正向和負向的直接效應，經濟開放程度對區(qū)域經濟增長具有短期負向直接效應和短期正向間接效應。

社會保障；區(qū)域經濟增長；動態(tài)空間面板模型

一、引言

社會保障通過國家立法手段合理配置公共資源，保證勞動者在面臨失業(yè)、年老、患病、生育、工傷及自然災害等狀態(tài)時基本生活不受影響，保障無收入和低收入人群能夠維持基本生存，以期維護社會公平與福利，提高國民生活質量。社會保障是國民收入再分配的一種制度設計，主要包括社會保險、社會福利、社會救濟和社會優(yōu)撫等項目，通過制度和經濟手段來解決社會問題[1]。社會保障的有效實施將會影響經濟社會的各個層面，改變消費者的預算收入約束和社會福利函數，影響微觀主體的消費、儲蓄、投資等經濟決策，進而改變資本、人力等宏觀經濟部門變量，最終影響區(qū)域經濟增長。然而，20世紀70年代后，伴隨著西方主要發(fā)達國家陷入“滯漲”，失業(yè)率上升，通貨膨脹嚴峻，經濟增長開始放緩，人口老齡化速度加劇，政府財政負擔增加，人們開始重新審視社會保障對經濟增長的作用。有關社會保障與經濟增長的關系研究，開始引起學術界的廣泛關注。國外學者們從微觀和宏觀等多種視角，對社會保障與經濟增長關系進行了研究，二者到底呈現正相關、負相關還是不相關關系，得出了不同的研究結論。

自改革開放以來，我國對社會保障制度進行了積極探索，社會保障取得了長足發(fā)展。隨著我國經濟的快速增長，財政社會保障支出的規(guī)模在不斷擴大，從2001年3 015.29億元增加到2014年35 814.85億元，年均增長20.97%，遠高于經濟增長速度(圖1描述了我國社會保障支出及各項目支出歷年增長情況，以2001年為基期100)。然而在發(fā)展的同時，我國現行的社會保障仍然存在覆蓋面不夠寬、基金籌集困難、多頭管理、體制分散等方面的問題，若處理不當，很可能會影響國民經濟發(fā)展和社會穩(wěn)定。社會保障與經濟增長的關系研究同樣引起了我國學者的重視。

社會保障為經濟發(fā)展提供必要的制度保障，同時經濟可持續(xù)發(fā)展是社會保障的重要基礎。社會保障存在適度發(fā)展問題，一方面要與社會的“需求”和“供給”相匹配、均衡發(fā)展，另一方面也要適應經濟發(fā)展水平的需要。社會保障需要平衡公平與效率的關系，那么我國社會保障是否促進了區(qū)域經濟增長？二者之間究竟存在什么關系？關于上述問題的研究，對于我國新常態(tài)背景下新型城鎮(zhèn)化建設以及經濟發(fā)展具有重要的現實意義，對于豐富社會保障與經濟增長相關理論具有重要的研究價值。

圖1 社會保障及各項目支出增長情況(單位：億元)

二、文獻綜述

社會保障與經濟增長作用機制的研究。第一，基于物質資本角度展開的研究。部分學者基于新古典增長模型認為社會保障對物質資本產生作用，進而影響經濟增長。早期研究多從儲蓄和遺傳角度探討社會保障對經濟增長的影響[2][3]。社會保障私有化改革產生替代效應和收入效應，進而影響儲蓄和經濟增長[4]。社會保障水平與投資儲蓄率之差呈正相關，這是造成當前中國“投資不足型”失衡問題的關鍵[5]。賈俊雪等認為傳統(tǒng)文化信念通過物質資本積累機制對社會保障的短期經濟增長效應產生影響[6]。郭凱明和龔六堂認為社會保障通過替代家庭養(yǎng)老來促進經濟增長[7]。第二，基于人力資本角度展開的研究。國外部分學者認為社會保障有利于教育投資，能夠提高人力資本，進而促進經濟增長[8][9]，Ehrlich和Kim引入人力資本理論證實了社會保障阻礙了經濟增長[10]。而國內部分學者并沒有得到社會保障對人力資本產生作用的顯著結論[11][12]。在現收現付社會保障體制下，社會保障繳費率上升將降低人力資本投資，反而阻礙經濟增長[13]。

社會保障對區(qū)域經濟增長作用效果的研究。不同的學者基于各自角度得到了相反的結論。第一，抑制論的研究。社會保障的提高降低了居民消費水平，不利于經濟增長[14]，Feldstein驗證了美國社會保障對經濟增長的抑制作用[15]。我國社會保障支出與經濟增長呈現負相關關系[16]，社會保障沒能有效發(fā)揮經濟“助推器”的作用[17]，中部地區(qū)社會保障對經濟的貢獻呈現“塌陷”狀態(tài)[18]。第二，促進論的研究。社會保障有利于提供良好的社會環(huán)境，激發(fā)勞動者工作熱情和創(chuàng)業(yè)精神，有利于促進資本形成[19]，提高居民消費水平[20]，從而促進經濟增長[21][22][23]。趙蔚蔚和楊慶運通過因果分析和協(xié)整檢驗發(fā)現社會保障支出與經濟增長相互促進的關系[24]。

隨著新經濟地理學和空間計量經濟學的發(fā)展，學者們發(fā)現經濟變量之間并非是孤立的，不同地區(qū)之間經濟變量相互影響，存在空間溢出效應，既包括區(qū)域內空間溢出效應，也包括區(qū)域間空間溢出效應*多數學者僅將區(qū)域間溢出效應作為空間溢出效應，而本文認為區(qū)域內溢出效應也是空間溢出效應的一種類型，這樣能更清晰地表達區(qū)域內和區(qū)域間空間溢出問題。。同時，經濟變量之間在時間上也并非是離散的，當期經濟變量可能受前期經濟變量的影響，從而變量之間存在時間依賴特征，這為本文研究帶來了重要啟示。從已有關于社會保障和經濟增長關系的研究來看，更多的傾向于定性分析，而缺乏系統(tǒng)的實證研究；更多地建立在空間均質和空間獨立的前提下，而未考慮時間和空間因素的影響，因此，現有研究可能存在時間、空間的遺漏變量和內生性問題，可能導致估計結果有偏。為此，本文擴展新古典經濟增長模型，探討社會保障與經濟增長作用機制，基于社會保障規(guī)模和結構視角，引入財政社會保障支出數據，綜合考慮時間滯后、空間滯后和時空滯后因素，構建動態(tài)空間面板模型實證檢驗社會保障對區(qū)域經濟增長的時空效應，并采用偏微分方法對時空效應進行分解，分別解釋各因素對區(qū)域經濟增長的時間效應、空間效應和時空效應。

三、理論模型與計量模型設定

(一)理論模型

1.基礎模型

本文借鑒并擴展Barro[25]、Davoodi和Zou[26]的經濟增長理論模型，采用柯布道格拉斯生產函數形式，引入私人資本和公共資本，并將公共資本劃分為社會保障提供的公共資本部分和其他公共資本部分，則人均產出水平可以表示為：

y=Ahαrβkγ

(1)

其中，y表示人均產出，A表示技術進步，h表示人均社會保障公共資本*本文假設社會保障公共資本均由公共財政支出形成，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出彈性，并且α∈(0,1)，β∈(0,1)，γ∈(0,1)。假定經濟生產規(guī)模報酬不變，則α+β+γ=1。

假設消費者是理性經濟人，且無限期壽命，則消費者的效用函數設定為：

(2)

其中，θ表示邊際效用彈性系數，且θ>0；c表示人均消費。那么，當貼現率為ρ時，消費者的總效用貼現可以表示為：

(3)

假設地方政府實施平衡預算政策，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，公共資本部分還來源于中央轉移支付，并且中央轉移支付與地方經濟增長具有正相關關系[27]。假設中央轉移支付與地方經濟增長相關系數為η，則g=(δ+η)y=h+r。為簡化分析，假定折舊率為0，則人均私人資本k變化為：

(4)

式(4)可以看做經濟資源的約束條件，當經濟均衡時，構建“當前值漢密爾頓函數”為：

(5)

其中，λ為資本的影子價格，則動態(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)

當經濟處于均衡狀態(tài)時，人均產出增長率與人均消費增長率一致，則：

(10)

由式(10)可以得到：

2.進一步拓展與解釋

社會保障一般包含社會保險、社會福利、社會救濟和社會優(yōu)撫等項目。其中，社會保險是社會保障的核心內容，社會福利是國家向社會成員提供的物質和精神產品或服務，社會救濟是國家向低收入或遭受災害的群體提供的無償產品或服務，社會優(yōu)撫是國家向特殊工作群體及家屬提供優(yōu)撫安置的保障。因此，人均社會保障公共資本主要由四大類保障項目所構成：

h=s1+s2+s3+s4+s5

(11)

其中，s1、s2、s3、s4、s5分別表示人均社會保險公共資本、人均社會福利公共資本、人均社會救濟公共資本、人均社會優(yōu)撫公共資本和人均其他社會保障公共資本。將式(11)帶入式(10)可得：

(12)

由式(12)可以得到：

(二)計量模型設定

經濟增長處于動態(tài)變化之中，某一因素的變化將引起其他因素的改變，并導致前一因素影響加強，經濟沿著初始因素變動的方向發(fā)展，并通過回波效應與擴散效應*回波效應，即勞動力、資金、技術等生產要素受收益差異的影響，由落后地區(qū)向發(fā)達地區(qū)流動，導致地區(qū)間發(fā)展差距的進一步擴大。由于回波效應的作用并不是無節(jié)制的，地區(qū)間發(fā)展差距的擴大也是有限度的，當發(fā)達地區(qū)發(fā)展到一定程度后，由于人口稠密、交通擁擠、污染嚴重、資本過剩，自然資源相對不足等原因，使其生產成本上升，外部經濟效益逐漸變小，從而減弱了經濟增長的勢頭。這時，發(fā)達地區(qū)生產規(guī)模的進一步擴大將變得不經濟，資本、勞動力、技術就自然而然地向落后地區(qū)擴散，這一過程稱之為擴散效應。形成循環(huán)累積因果關系[28]，最終使得前期經濟增長影響當期經濟增長。為此，本文引入動態(tài)要素來探討經濟變量的時間效應。此外，區(qū)域經濟增長并非孤立的，受內因和外因的影響，其中內因主要包括區(qū)域供求因素和自身結構等，外因主要包括不同區(qū)域之間生產要素流動和貿易往來，因此，區(qū)域經濟增長具有空間溢出效應，并且空間數據往往具有空間自相關和空間依賴性的現象[29]。本文引入空間要素探討經濟變量的空間效應。

在此基礎上，構建動態(tài)空間面板模型探討社會保障支出與區(qū)域經濟增長的時空關系。動態(tài)空間面板模型主要包含三種類型：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性，又考慮了解釋變量的空間相關性，同時引入解釋變量和被解釋變量空間滯后項，因此，本文選用空間杜賓模型。進一步考慮區(qū)域經濟增長的時間依賴性和空間依賴性，引入被解釋變量的時間滯后項、空間滯后項以及時空滯后項，構建動態(tài)空間杜賓模型分別檢驗社會保障規(guī)模、社會保障結構與區(qū)域經濟增長的時間效應、空間效應和時空效應[30]。本文借鑒Elhorst[31]的研究，構建動態(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為空間權重矩陣，vt為模型誤差項，包含個體效應和時間效應；τ、ρ、η分別表示被解釋變量時間滯后項Yt-1系數、被解釋變量空間滯后項WYt系數、被解釋變量時空滯后項WYt-1系數，β1、β2分別表示解釋變量Xt系數、解釋變量空間滯后項WXt系數。不同于傳統(tǒng)OLS回歸系數的解釋，當空間面板模型ρ≠0時，則WYt、WYt-1、WXt、Xt的回歸系數并不能直接衡量解釋變量對被解釋變量的時空效應，而需要對模型進行分解。本文采用偏微分方法對時空效應進行分解。式(13)可以進一步化簡為：

Yt=(I-ρW)-1(τ+ηW)Yt-1+

(I-ρW)-1(Xtβ1+WXtβ2)+(I-ρW)-1vt

(14)

由式(14)可以推導出短期效應和長期效應：

(15)

(16)

其中，式(15)和式(16)分別表示短期效應和長期效應[32]。其中，短期效應包括短期直接效應和短期間接效應，二者加總為短期總效應，表示短期總體空間溢出效應；短期效應矩陣對角線上元素代表短期直接效應，表示短期本區(qū)域解釋變量對本區(qū)域被解釋變量的影響，可以認為是短期區(qū)域內空間溢出效應；非對角線上元素代表短期間接效應，表示短期本區(qū)域解釋變量對其他區(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。同理，長期效應包含長期直接效應和長期間接效應，二者加總為長期總效應，表示長期總體空間溢出效應；長期效應矩陣對角線上元素代表長期直接效應，表示長期本區(qū)域解釋變量對本區(qū)域被解釋變量的影響，可以認為是長期區(qū)域內空間溢出效應；非對角線上元素代表長期間接效應，表示長期本區(qū)域解釋變量對其他區(qū)域被解釋變量的影響，可以看做是長期區(qū)域間空間溢出效應。

(三)變量選取

1.被解釋變量

agdp代表被解釋變量，表示區(qū)域經濟增長，以人均地區(qū)生產總值增長率來測度。人均地區(qū)生產總值以地區(qū)生產總值與地區(qū)人口數量的比值來表示。

2.核心解釋變量

社會保障規(guī)模(ass)以人均社會保障支出占人均地區(qū)公共財政支出的比例來度量。社會保障結構包括社會保險規(guī)模(asi)、社會福利規(guī)模(asw)、社會救濟規(guī)模(asa)、社會優(yōu)撫規(guī)模(asc)和其他社會保障規(guī)模*為避免模型共線性問題，本文并未將人均其他社會保障公共資本規(guī)模作為解釋變量。。社會保障各項目規(guī)模以各項目支出占人均地區(qū)公共財政支出比例來度量，例如社會保險規(guī)模以人均社會保險支出占人均地區(qū)公共財政支出比例來度量，其他項目規(guī)模測算方法類似。

3.控制變量

政府稅率表示為tax，以地區(qū)公共財政收入占地區(qū)生產總值的比重來衡量；人力資本(hum)，以各地區(qū)普通高校在校人數占地區(qū)人口比重來衡量；經濟開放程度(ope)，以地區(qū)進出口總額與地區(qū)生產總值比重來度量；城鎮(zhèn)化率(cit)，以地區(qū)城市人口占總人口比重來表示；資本形成率(inv)，以資本形成總額占地區(qū)生產總值比重來衡量。本文沒有選取更多的控制變量主要基于以下考慮：過多的控制變量可能導致多重共線性的問題；模型中引入區(qū)域經濟增長的時間滯后期，可以考慮沒有納入控制變量的因素對經濟增長的影響。

(四)空間相關性檢驗與空間權重矩陣構建

為了保證空間計量模型的可行性，需要對經濟變量進行空間相關性檢驗。本文引用Moran’sI指數對區(qū)域經濟增長進行全局空間相關性檢驗，公式如下所示：

(17)

為了方便分析并簡化模型，本文僅考慮鄰接空間權重矩陣，當空間單元i和j相鄰時，矩陣元素wij取值為1，當不相鄰時取值為0。地理距離空間權重矩陣和經濟距離空間權重矩陣分析方法一致，結論類似于鄰接權重矩陣分析結果，本文不做贅述。

(五)數據來源

本文考慮《中國民政統(tǒng)計年鑒》2001年前后數據統(tǒng)計口徑差異，因此選取2001年-2014年31個省份相關數據，以31個省份數據加總作為全國總量數據。其中，社會福利支出、社會救濟支出、社會優(yōu)撫支出和其他社會保障支出來源于歷年《中國民政統(tǒng)計年鑒》，社會保險支出來源于歷年《中國勞動統(tǒng)計年鑒》。社會保障總支出為社會保險支出、社會福利支出、社會救濟支出、社會優(yōu)撫支出和其他社會保障支出的加總數據，人均社會保障支出為各省份社會保障支出與人口比值。各省份人口數量、地區(qū)生產總值、地區(qū)公共財政收入和支出、普通高校在校人數、進出口總額、城鎮(zhèn)化率、資本形成率等數據均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。相關數據以2001年為基期，以歷年居民消費價格指數折算成實際值進行測算。

四、經驗檢驗與實證結果分析

(一)空間相關性檢驗結果

本文采用Moran’sI指數檢驗考察期內各省份區(qū)域經濟增長空間相關性，結果如表1所示。圖2描述了指數的演變趨勢。在鄰接空間權重矩陣下，區(qū)域經濟增長的Moran’sI指數值在考察期內均為正，并且均通過了1%的顯著性水平，表明31個省份區(qū)域經濟增長具有顯著的空間正相關性，即區(qū)域經濟增長較快的省份相對集聚，區(qū)域經濟增長較慢的省份相對集聚，這一結論驗證了潘文卿[33]、劉華軍[34]的研究。從指數的演變趨勢來看，以2005年為拐點，2001年-2005年區(qū)域經濟增長Moran’sI指數處于較高水平，2005年后Moran’sI指數逐年下降，直至2014年的0.378，表明區(qū)域經濟增長總體呈現較強的空間相關性，但近年來這種效應在逐漸減弱。

表1 區(qū)域經濟增長Moran’s I指數

為進一步考察區(qū)域經濟增長的空間集聚特征，本文繪制了Moran散點圖(限于篇幅，僅繪制了2014年Moran散點圖)，如圖3所示。在鄰接空間權重矩陣下，有22個省份位于一、三象限，有9個省份位于二、四象限，說明區(qū)域經濟增長存在高度的空間集聚特征，因此，在研究社會保障與區(qū)域經濟增長時必須考慮空間因素影響，否則可能造成估計結果偏誤。

圖2 區(qū)域經濟增長Moran’s I指數趨勢圖

圖3 2014年區(qū)域經濟增長Moran散點圖

(二)估計結果

本文基于社會保障規(guī)模和社會保障結構兩種研究視角，分別以社會保障規(guī)模和社會保障結構為被解釋變量來建立動態(tài)空間面板模型進行估計。為了保證回歸結果的穩(wěn)健性，本文在兩種研究視角下，分別構建了無時空效應模型(普通面板模型)、時間效應模型(動態(tài)面板模型)、空間效應模型(空間面板模型)、時空效應模型(動態(tài)空間面板模型)進行回歸，估計結果如表2和表3所示。雖然在進行時空效應分解時，主要依據分解后的解釋變量短期和長期的直接效應、間接效應和總效應對被解釋變量作用效果進行分析，但是分解前的模型選擇和回歸結果依然重要，二者是進行效應分解的基礎，決定了效應分解的準確性。在估計過程中，本文采用Hausman檢驗選擇固定效應(FE)和隨機效應(RE)，采用Wald檢驗和LR檢驗選擇空間誤差模型(SEM)、空間滯后模型(SLM)和空間杜賓模型(SDM)，最終綜合評估回歸結果的R2、赤池信息準則(AIC)和自然對數似然函數值(Log likelihood)來對模型進行選擇。

無時空效應模型中，通過Hausman檢驗采用固定效應；時間效應模型采用兩步法系統(tǒng)GMM估計，并且通過了擾動項無自相關檢驗和工具變量過度識別檢驗；空間效應模型中，通過Wald檢驗和LR檢驗選擇空間杜賓模型(SDM)，通過Hausman檢驗采用隨機效應，應用極大似然估計方法進行估計；時空效應模型中，最終選擇空間杜賓模型(SDM)的固定效應，并且采用極大似然估計方法進行估計。從四大模型回歸結果來看，無時空效應面板數據模型雖然具有較為顯著的回歸系數，但未考慮時空因素，可能造成模型內生性問題，導致結果有偏；引入時間因素并且采用系統(tǒng)GMM估計在一定程度上解決了內生性問題，但模型未考慮空間溢出效應；而引入空間要素的空間面板模型也具有局限性，未考慮時間滯后和時空滯后交互項。動態(tài)空間面板模型既考慮時間滯后、空間滯后，又考慮時空滯后交互項，可以解決遺失變量和內生性問題，采用極大似然估計方法進行無偏估計，進一步解決內生性問題[35]。此外，從回歸結果來看，動態(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)，最終本文選擇時空效應的動態(tài)空間面板模型，并以此為解釋模型進行時空效應分解。

根據表2和表3的估計結果，在社會保障規(guī)模與結構兩種研究視角下，被解釋變量的時間滯后項系數和空間滯后項系數均顯著為正，表明區(qū)域經濟增長存在明顯的循環(huán)累積時間效應，前期經濟增長會影響當期經濟增長，同時區(qū)域經濟增長存在空間溢出效應，省際間經濟增長具有明顯的空間依賴性，進一步驗證了空間相關性檢驗結果，表明某地區(qū)經濟增長會帶動相鄰地區(qū)經濟增長，表現為區(qū)域經濟增長的集聚特征。被解釋變量的時空滯后交互項系數為負值，并且通過5%的顯著性水平檢驗，表明區(qū)域經濟增長存在明顯的負時空效應，某地區(qū)在不同時期對相鄰地區(qū)經濟增長的影響方向是相反的，即某地區(qū)前一期經濟增長加快時，相鄰地區(qū)在當期經濟增長將放緩，這體現了地區(qū)之間經濟的競爭性，而且這種競爭具有滯后性[36]。

表2 基于社會保障規(guī)模視角的估計結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上顯著。Arellano-Bond括號外表示Z值，括號內表示P值；Sargan括號外表示chi2值，括號內表示P值

表3 基于社會保障結構視角的估計結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上顯著。Arellano-Bond括號外表示Z值，括號內表示P值；Sargan括號外表示chi2值，括號內表示P值

(三)時空效應分解

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直接來解釋經濟變量的含義。為此，本文采用動態(tài)空間面板模型偏微分方法，將核心解釋變量社會保障規(guī)模、結構及控制變量對被解釋變量的時空效應進行分解，劃分為長期、短期兩種時間效應以及直接效應、間接效應、總效應三種空間效應，最終形成六種時空效應，分別為短期直接效應、短期間接效應、短期總效應、長期直接效應、長期間接效應、長期總效應，在此基礎上加以分析，如表4和表5所示。

1.社會保障規(guī)模和結構的時空效應

在社會保障規(guī)模和結構兩種研究視角下，社會保障規(guī)模和結構對區(qū)域經濟增長的長期空間效應均不顯著，表明在長期當中，社會保障無論在規(guī)模上還是在結構上都對本地區(qū)和其他地區(qū)的經濟增長沒有空間溢出效應，在長期中社會保障對區(qū)域內和區(qū)域間經濟增長的作用效果并不明顯。

從短期來看，社會保障規(guī)模對區(qū)域經濟增長的空間溢出效應要比長期明顯。短期社會保障規(guī)模對區(qū)域經濟增長的直接效應為-0.0025，并且通過了5%的顯著性水平檢驗，表明在短期內本地區(qū)社會保障規(guī)模對區(qū)域內經濟增長具有一定的抑制作用，但作用效果較弱，意味著社會保障規(guī)模擴大時，區(qū)域內經濟增長具有減緩的趨勢。而短期社會保障規(guī)模對區(qū)域經濟增長的間接效應和總效應并未通過顯著性水平檢驗，表明短期內本地區(qū)社會保障規(guī)模并不能影響其他區(qū)域經濟增長。

從短期來看，社會保障結構同樣對區(qū)域經濟增長產生了空間溢出效應。具體到社會保障各項目而言，社會保險規(guī)模和社會優(yōu)撫規(guī)模的直接效應均為負值，分別通過了5%和1%的顯著性水平檢驗，表明社會保險規(guī)模和社會優(yōu)撫規(guī)模對區(qū)域內經濟增長具有抑制作用，并且社會優(yōu)撫規(guī)模對區(qū)域內經濟增長的抑制作用要強于社會保險規(guī)模，但是社會保險規(guī)模和社會優(yōu)撫規(guī)模間接效應和總效應均不顯著，意味著二者對其他地區(qū)的經濟增長并不能產生作用。社會福利規(guī)模和社會救濟規(guī)模在短期內對區(qū)域經濟增長的直接效應、間接效應和總效應并沒有通過顯著性水平檢驗。

從社會保障規(guī)模和結構對區(qū)域經濟增長分解后的時空效應來看，社會保障規(guī)模和結構無論從時間還是空間方面并沒有促進區(qū)域經濟的增長，反而在短期內對區(qū)域內經濟增長具有一定的抑制性，進一步驗證了趙建國和李佳[37]的研究結論。那么，導致這種時空效應特征的原因可能存在以下幾個方面：第一，社會保障規(guī)模擴大意味著政府公共支出增加，而政府干預過多可能對市場效率產生不利影響，政府支出對私人投資可能產生“擠出效應”[38]，進而阻礙經濟增長，因此，表現為社會保障在短期內對區(qū)域內經濟增長的抑制特征；第二，我國社會保障體系和制度并不完善，表現為多頭管理、體制分散，城鄉(xiāng)分割、區(qū)域分割，流動人口社會保障缺失[39]，導致了社會保障無法統(tǒng)籌管理，造成了勞動力不能合理流動，資源得不到優(yōu)化配置，因此，社會保障的區(qū)域間溢出效應并不顯著。

2.控制變量的時空效應

從表4和表5可知，控制變量的長期空間效應均不顯著，表明長期內控制變量對區(qū)域經濟增長的區(qū)域內和區(qū)域間溢出效應并不存在，但是短期內控制變量對區(qū)域經濟增長具有一定的空間效應。從具體的控制變量來看：第一，政府稅率。無論從社會保障規(guī)模還是結構，政府稅率的短期空間效應均未通過顯著性水平檢驗，表明政府稅率對區(qū)域經濟增長并沒有時空效應[40]。第二，人力資本。以各地區(qū)普通高校在校人數占地區(qū)人口比重來衡量的人力資本在短期內具有顯著的正向直接效應，而間接效應和總效應并不顯著，表明人力資本對本地區(qū)經濟增長具有促進作用，而對其他地區(qū)經濟增長的影響不明顯，這意味著本地區(qū)培養(yǎng)的人才更多服務于當地經濟，而人才等生產要素區(qū)域間溢出效果不明顯，這一結論與周文通[41]的研究一致。第三，經濟開放程度。在兩種研究視角下，經濟開放程度在短期內對區(qū)域經濟增長的直接效應和間接效應均通過了5%的顯著性水平檢驗，但存在負向的直接效應和正向的間接效應，表明經濟開放程度對本地區(qū)經濟增長具有抑制作用[42]，對其他地區(qū)經濟增長具有促進作用，可能的原因是開放型經濟促進了區(qū)域間各生產要素的流動，產生了區(qū)域間空間溢出。第四，城鎮(zhèn)化率?；谏鐣Ｕ弦?guī)模視角下的短期城鎮(zhèn)化率對區(qū)域經濟增長具有負向的直接效應，且通過了5%顯著性水平檢驗，而間接效應和總效應并不顯著，表明了城鎮(zhèn)化率對區(qū)域內經濟增長存在抑制作用，這與社會保障結構視角下的回歸結果一致，可能是由于“過度”和“弱質”的城鎮(zhèn)化也會帶來擠出效應、擁擠等問題而不利于經濟增長[43]。第五，資本形成率。在社會保障規(guī)模和結構兩種視角下，資本形成率短期空間效應均未通過顯著性檢驗，表明資本形成率對區(qū)域經濟增長的時空效應并不明顯。

表4 基于社會保障規(guī)模視角的時空效應分解

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上顯著

表5 基于社會保障結構視角的時空效應分解

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上顯著

五、結論與政策啟示

本文擴展了新古典經濟增長理論模型，探討了社會保障與區(qū)域經濟增長的作用機制，選取2001年-2014年中國31個省份社會保障及各項目支出數據，分別從社會保障規(guī)模與結構視角，引入時間滯后項、空間滯后項和時空滯后項，構建動態(tài)空間面板模型，分析社會保障規(guī)模、結構與區(qū)域經濟增長的相關關系，在此基礎上，利用偏微分方法將社會保障對區(qū)域經濟增長的時空效應進行了分解。本文主要研究結論如下：第一，根據理論模型分析發(fā)現，無論是社會保障規(guī)模還是結構，都與區(qū)域經濟增長存在相互關系。第二，在空間鄰接權重矩陣下，我國區(qū)域經濟增長存在較為顯著的空間相關性和空間異質性，同時存在較為顯著的正向時間效應，并且時間依賴作用較大；此外，區(qū)域經濟增長還存在時空效應，但表現為負值。第三，社會保障規(guī)模對區(qū)域經濟增長具有短期負向直接效應，而長期空間效應、短期間接效應和短期總效應不顯著；從社會保障結構來看，社會保險規(guī)模和社會優(yōu)撫規(guī)模對區(qū)域經濟增長均具有短期負向的直接效應，其他方面的效應并不顯著。第四，在控制變量中，在社會保障規(guī)模和結構視角下，人力資本對區(qū)域經濟增長具有短期正向的直接效應，經濟開放程度和城鎮(zhèn)化率具有短期負向的直接效應，經濟開放程度還具有短期正向的間接效應，而政府稅率和資本形成率對區(qū)域經濟增長的時空效應并不明顯。

無論是社會保障規(guī)模還是社會保障結構，對區(qū)域經濟增長均存在短期負向的區(qū)域內空間溢出效應，表明社會保障并未對區(qū)域經濟增長產生促進作用，反而對經濟增長具有抑制性，只是這種抑制作用不大，可能的原因來自于社會保障的“擠出效應”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)揮社會保障對區(qū)域經濟增長的時空效應。

第一，大力發(fā)展社會保障事業(yè)，處理好公平與效率問題。大力發(fā)展社會保障事業(yè)有利于人民群眾福利的提高，有利于公平與正義，但過度的社會保障存在“擠出效應”，反而抑制區(qū)域經濟增長，因此，在發(fā)展社會保障的同時要處理好公平與效率的關系，協(xié)調好社會保障與區(qū)域經濟增長之間的關系，促進二者良性循環(huán)。

第二，不斷完善社會保障體系，實現結構統(tǒng)籌發(fā)展。完善社會統(tǒng)籌與個人賬戶相結合的保障模式，開拓社會保障資金來源渠道，擴大社會保障覆蓋面，制訂適度的社會保障繳費比例，建立較為規(guī)范的社會保障轉移支付制度，加強社會保障協(xié)同管理，逐步完善社會保險、社會福利、社會救濟和社會優(yōu)撫統(tǒng)籌發(fā)展的社會保障體系。

第三，打破社會保障區(qū)域壁壘，促進區(qū)域協(xié)調發(fā)展。目前社會保障仍然存在區(qū)域發(fā)展不均衡、城鄉(xiāng)差異較大等現象，社會保障區(qū)域壁壘較強，為此在財政社會保障支出時應該更多的偏向中西部地區(qū)和農村地區(qū)，以彌補這些地區(qū)經濟發(fā)展相對落后、財政相對薄弱的問題，進而促進區(qū)域之間和城鄉(xiāng)之間社會保障的協(xié)調發(fā)展。

第四，加強要素區(qū)域間的流動，發(fā)揮區(qū)域間空間溢出效應。破除區(qū)域壁壘，實現要素在不同區(qū)域間的自由流動，要加大教育投入，不斷積累人力資本，緩解外貿對經濟增長的壓力，挖掘新的經濟增長動能，加強新型城鎮(zhèn)化建設，實現公共服務均等化，適當引入市場競爭機制，提高資源配置效率，更大限度地發(fā)揮要素對區(qū)域經濟增長的時空效應。

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責任編輯 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，經濟學博士，青島科技大學經濟與管理學院講師，研究方向為國民經濟學及品牌經濟學；劉華軍，經濟學博士，山東財經大學經濟學院教授，研究方向為低碳經濟。

教育部人文社會科學研究青年基金項目“新型城鎮(zhèn)化背景下城鄉(xiāng)社會保障非均衡及統(tǒng)籌發(fā)展路徑研究”(15YJC790068)；山東省社科規(guī)劃研究項目“山東省城鄉(xiāng)社會保障非均衡及統(tǒng)籌發(fā)展路徑研究”(14DJJJ03)；青島市哲學社會科學規(guī)劃項目“青島市城鄉(xiāng)社會保障非均衡及統(tǒng)籌發(fā)展路徑研究”(QDSKL1601133)

2016-11-22

F812．45

A

1671-7023(2017)02-0055-12