社会保障促进了区域经济增长吗——基于时空效应及分解的动态空间面板模型分析

吕承超，刘华军,

青岛科技大学 经济与管理学院，山东 青岛 266061，山东财经大学 经济学院，山东 济南 250014

社会保障促进了区域经济增长吗
——基于时空效应及分解的动态空间面板模型分析

吕承超，刘华军,

青岛科技大学 经济与管理学院，山东 青岛 266061，山东财经大学 经济学院，山东 济南 250014

本文利用2001年-2014年我国31个省份社会保障支出数据，基于社会保障规模和结构视角，引入时间滞后、空间滞后和时空滞后因素构建动态空间面板模型，分析社会保障对区域经济增长的时空效应，并对时空效应进行偏微分分解。实证研究发现，我国区域经济增长不仅存在正的空间依赖性和正的时间依赖性，还存在负的时空依赖性。社会保障规模和结构对区域经济增长的长期空间效应和短期间接效应并不显著，社会保障规模、社会保险规模和社会优抚规模对区域经济增长均具有较为显著的短期负向直接效应。控制变量中，人力资本和城镇化率对区域经济增长分别具有短期正向和负向的直接效应，经济开放程度对区域经济增长具有短期负向直接效应和短期正向间接效应。

社会保障；区域经济增长；动态空间面板模型

一、引言

社会保障通过国家立法手段合理配置公共资源，保证劳动者在面临失业、年老、患病、生育、工伤及自然灾害等状态时基本生活不受影响，保障无收入和低收入人群能够维持基本生存，以期维护社会公平与福利，提高国民生活质量。社会保障是国民收入再分配的一种制度设计，主要包括社会保险、社会福利、社会救济和社会优抚等项目，通过制度和经济手段来解决社会问题[1]。社会保障的有效实施将会影响经济社会的各个层面，改变消费者的预算收入约束和社会福利函数，影响微观主体的消费、储蓄、投资等经济决策，进而改变资本、人力等宏观经济部门变量，最终影响区域经济增长。然而，20世纪70年代后，伴随着西方主要发达国家陷入“滞涨”，失业率上升，通货膨胀严峻，经济增长开始放缓，人口老龄化速度加剧，政府财政负担增加，人们开始重新审视社会保障对经济增长的作用。有关社会保障与经济增长的关系研究，开始引起学术界的广泛关注。国外学者们从微观和宏观等多种视角，对社会保障与经济增长关系进行了研究，二者到底呈现正相关、负相关还是不相关关系，得出了不同的研究结论。

自改革开放以来，我国对社会保障制度进行了积极探索，社会保障取得了长足发展。随着我国经济的快速增长，财政社会保障支出的规模在不断扩大，从2001年3 015.29亿元增加到2014年35 814.85亿元，年均增长20.97%，远高于经济增长速度(图1描述了我国社会保障支出及各项目支出历年增长情况，以2001年为基期100)。然而在发展的同时，我国现行的社会保障仍然存在覆盖面不够宽、基金筹集困难、多头管理、体制分散等方面的问题，若处理不当，很可能会影响国民经济发展和社会稳定。社会保障与经济增长的关系研究同样引起了我国学者的重视。

社会保障为经济发展提供必要的制度保障，同时经济可持续发展是社会保障的重要基础。社会保障存在适度发展问题，一方面要与社会的“需求”和“供给”相匹配、均衡发展，另一方面也要适应经济发展水平的需要。社会保障需要平衡公平与效率的关系，那么我国社会保障是否促进了区域经济增长？二者之间究竟存在什么关系？关于上述问题的研究，对于我国新常态背景下新型城镇化建设以及经济发展具有重要的现实意义，对于丰富社会保障与经济增长相关理论具有重要的研究价值。

图1 社会保障及各项目支出增长情况(单位：亿元)

二、文献综述

社会保障与经济增长作用机制的研究。第一，基于物质资本角度展开的研究。部分学者基于新古典增长模型认为社会保障对物质资本产生作用，进而影响经济增长。早期研究多从储蓄和遗传角度探讨社会保障对经济增长的影响[2][3]。社会保障私有化改革产生替代效应和收入效应，进而影响储蓄和经济增长[4]。社会保障水平与投资储蓄率之差呈正相关，这是造成当前中国“投资不足型”失衡问题的关键[5]。贾俊雪等认为传统文化信念通过物质资本积累机制对社会保障的短期经济增长效应产生影响[6]。郭凯明和龚六堂认为社会保障通过替代家庭养老来促进经济增长[7]。第二，基于人力资本角度展开的研究。国外部分学者认为社会保障有利于教育投资，能够提高人力资本，进而促进经济增长[8][9]，Ehrlich和Kim引入人力资本理论证实了社会保障阻碍了经济增长[10]。而国内部分学者并没有得到社会保障对人力资本产生作用的显著结论[11][12]。在现收现付社会保障体制下，社会保障缴费率上升将降低人力资本投资，反而阻碍经济增长[13]。

社会保障对区域经济增长作用效果的研究。不同的学者基于各自角度得到了相反的结论。第一，抑制论的研究。社会保障的提高降低了居民消费水平，不利于经济增长[14]，Feldstein验证了美国社会保障对经济增长的抑制作用[15]。我国社会保障支出与经济增长呈现负相关关系[16]，社会保障没能有效发挥经济“助推器”的作用[17]，中部地区社会保障对经济的贡献呈现“塌陷”状态[18]。第二，促进论的研究。社会保障有利于提供良好的社会环境，激发劳动者工作热情和创业精神，有利于促进资本形成[19]，提高居民消费水平[20]，从而促进经济增长[21][22][23]。赵蔚蔚和杨庆运通过因果分析和协整检验发现社会保障支出与经济增长相互促进的关系[24]。

随着新经济地理学和空间计量经济学的发展，学者们发现经济变量之间并非是孤立的，不同地区之间经济变量相互影响，存在空间溢出效应，既包括区域内空间溢出效应，也包括区域间空间溢出效应*多数学者仅将区域间溢出效应作为空间溢出效应，而本文认为区域内溢出效应也是空间溢出效应的一种类型，这样能更清晰地表达区域内和区域间空间溢出问题。。同时，经济变量之间在时间上也并非是离散的，当期经济变量可能受前期经济变量的影响，从而变量之间存在时间依赖特征，这为本文研究带来了重要启示。从已有关于社会保障和经济增长关系的研究来看，更多的倾向于定性分析，而缺乏系统的实证研究；更多地建立在空间均质和空间独立的前提下，而未考虑时间和空间因素的影响，因此，现有研究可能存在时间、空间的遗漏变量和内生性问题，可能导致估计结果有偏。为此，本文扩展新古典经济增长模型，探讨社会保障与经济增长作用机制，基于社会保障规模和结构视角，引入财政社会保障支出数据，综合考虑时间滞后、空间滞后和时空滞后因素，构建动态空间面板模型实证检验社会保障对区域经济增长的时空效应，并采用偏微分方法对时空效应进行分解，分别解释各因素对区域经济增长的时间效应、空间效应和时空效应。

三、理论模型与计量模型设定

(一)理论模型

1.基础模型

本文借鉴并扩展Barro[25]、Davoodi和Zou[26]的经济增长理论模型，采用柯布道格拉斯生产函数形式，引入私人资本和公共资本，并将公共资本划分为社会保障提供的公共资本部分和其他公共资本部分，则人均产出水平可以表示为：

y=Ahαrβkγ

(1)

其中，y表示人均产出，A表示技术进步，h表示人均社会保障公共资本*本文假设社会保障公共资本均由公共财政支出形成，不考虑资本折旧因素。，r表示人均其他公共资本，k表示人均私人资本。令g为人均公共资本，则g=h+r。α、β、γ分别表示不同资本的产出弹性，并且α∈(0,1)，β∈(0,1)，γ∈(0,1)。假定经济生产规模报酬不变，则α+β+γ=1。

假设消费者是理性经济人，且无限期寿命，则消费者的效用函数设定为：

(2)

其中，θ表示边际效用弹性系数，且θ>0；c表示人均消费。那么，当贴现率为ρ时，消费者的总效用贴现可以表示为：

(3)

假设地方政府实施平衡预算政策，按照税率为δ一次性向企业征收比例税，并且所得税收全部用于公共投资；同时，公共资本部分还来源于中央转移支付，并且中央转移支付与地方经济增长具有正相关关系[27]。假设中央转移支付与地方经济增长相关系数为η，则g=(δ+η)y=h+r。为简化分析，假定折旧率为0，则人均私人资本k变化为：

(4)

式(4)可以看做经济资源的约束条件，当经济均衡时，构建“当前值汉密尔顿函数”为：

(5)

其中，λ为资本的影子价格，则动态最优化一阶条件为：

(6)

(7)

在g=(δ+η)y=(δ+η)Ahαrβkγ、α+β+γ=1的条件下，由式(6)和式(7)可得：

c-θ=λ

(8)

(9)

当经济处于均衡状态时，人均产出增长率与人均消费增长率一致，则：

(10)

由式(10)可以得到：

2.进一步拓展与解释

社会保障一般包含社会保险、社会福利、社会救济和社会优抚等项目。其中，社会保险是社会保障的核心内容，社会福利是国家向社会成员提供的物质和精神产品或服务，社会救济是国家向低收入或遭受灾害的群体提供的无偿产品或服务，社会优抚是国家向特殊工作群体及家属提供优抚安置的保障。因此，人均社会保障公共资本主要由四大类保障项目所构成：

h=s1+s2+s3+s4+s5

(11)

其中，s1、s2、s3、s4、s5分别表示人均社会保险公共资本、人均社会福利公共资本、人均社会救济公共资本、人均社会优抚公共资本和人均其他社会保障公共资本。将式(11)带入式(10)可得：

(12)

由式(12)可以得到：

(二)计量模型设定

经济增长处于动态变化之中，某一因素的变化将引起其他因素的改变，并导致前一因素影响加强，经济沿着初始因素变动的方向发展，并通过回波效应与扩散效应*回波效应，即劳动力、资金、技术等生产要素受收益差异的影响，由落后地区向发达地区流动，导致地区间发展差距的进一步扩大。由于回波效应的作用并不是无节制的，地区间发展差距的扩大也是有限度的，当发达地区发展到一定程度后，由于人口稠密、交通拥挤、污染严重、资本过剩，自然资源相对不足等原因，使其生产成本上升，外部经济效益逐渐变小，从而减弱了经济增长的势头。这时，发达地区生产规模的进一步扩大将变得不经济，资本、劳动力、技术就自然而然地向落后地区扩散，这一过程称之为扩散效应。形成循环累积因果关系[28]，最终使得前期经济增长影响当期经济增长。为此，本文引入动态要素来探讨经济变量的时间效应。此外，区域经济增长并非孤立的，受内因和外因的影响，其中内因主要包括区域供求因素和自身结构等，外因主要包括不同区域之间生产要素流动和贸易往来，因此，区域经济增长具有空间溢出效应，并且空间数据往往具有空间自相关和空间依赖性的现象[29]。本文引入空间要素探讨经济变量的空间效应。

在此基础上，构建动态空间面板模型探讨社会保障支出与区域经济增长的时空关系。动态空间面板模型主要包含三种类型：空间误差模型(Spatial Error Model， SEM )、空间滞后模型(Spatial Lag Model，SLM)和空间杜宾模型(Spatial Durbin Model，SDM)。其中，空间杜宾模型既考虑了被解释变量的空间相关性，又考虑了解释变量的空间相关性，同时引入解释变量和被解释变量空间滞后项，因此，本文选用空间杜宾模型。进一步考虑区域经济增长的时间依赖性和空间依赖性，引入被解释变量的时间滞后项、空间滞后项以及时空滞后项，构建动态空间杜宾模型分别检验社会保障规模、社会保障结构与区域经济增长的时间效应、空间效应和时空效应[30]。本文借鉴Elhorst[31]的研究，构建动态空间面板模型，如下所示：

Yt=τYt-1+ρWYt+ηWYt-1+Xtβ1+WXtβ2+vt

(13)

其中，Yt为被解释变量，为N×1向量，Yt-1代表被解释变量滞后一期；Xt为解释变量，包括核心解释变量和控制变量，为N×K矩阵；W为空间权重矩阵，vt为模型误差项，包含个体效应和时间效应；τ、ρ、η分别表示被解释变量时间滞后项Yt-1系数、被解释变量空间滞后项WYt系数、被解释变量时空滞后项WYt-1系数，β1、β2分别表示解释变量Xt系数、解释变量空间滞后项WXt系数。不同于传统OLS回归系数的解释，当空间面板模型ρ≠0时，则WYt、WYt-1、WXt、Xt的回归系数并不能直接衡量解释变量对被解释变量的时空效应，而需要对模型进行分解。本文采用偏微分方法对时空效应进行分解。式(13)可以进一步化简为：

Yt=(I-ρW)-1(τ+ηW)Yt-1+

(I-ρW)-1(Xtβ1+WXtβ2)+(I-ρW)-1vt

(14)

由式(14)可以推导出短期效应和长期效应：

(15)

(16)

其中，式(15)和式(16)分别表示短期效应和长期效应[32]。其中，短期效应包括短期直接效应和短期间接效应，二者加总为短期总效应，表示短期总体空间溢出效应；短期效应矩阵对角线上元素代表短期直接效应，表示短期本区域解释变量对本区域被解释变量的影响，可以认为是短期区域内空间溢出效应；非对角线上元素代表短期间接效应，表示短期本区域解释变量对其他区域被解释变量的影响，可以看做是短期区域间空间溢出效应。同理，长期效应包含长期直接效应和长期间接效应，二者加总为长期总效应，表示长期总体空间溢出效应；长期效应矩阵对角线上元素代表长期直接效应，表示长期本区域解释变量对本区域被解释变量的影响，可以认为是长期区域内空间溢出效应；非对角线上元素代表长期间接效应，表示长期本区域解释变量对其他区域被解释变量的影响，可以看做是长期区域间空间溢出效应。

(三)变量选取

1.被解释变量

agdp代表被解释变量，表示区域经济增长，以人均地区生产总值增长率来测度。人均地区生产总值以地区生产总值与地区人口数量的比值来表示。

2.核心解释变量

社会保障规模(ass)以人均社会保障支出占人均地区公共财政支出的比例来度量。社会保障结构包括社会保险规模(asi)、社会福利规模(asw)、社会救济规模(asa)、社会优抚规模(asc)和其他社会保障规模*为避免模型共线性问题，本文并未将人均其他社会保障公共资本规模作为解释变量。。社会保障各项目规模以各项目支出占人均地区公共财政支出比例来度量，例如社会保险规模以人均社会保险支出占人均地区公共财政支出比例来度量，其他项目规模测算方法类似。

3.控制变量

政府税率表示为tax，以地区公共财政收入占地区生产总值的比重来衡量；人力资本(hum)，以各地区普通高校在校人数占地区人口比重来衡量；经济开放程度(ope)，以地区进出口总额与地区生产总值比重来度量；城镇化率(cit)，以地区城市人口占总人口比重来表示；资本形成率(inv)，以资本形成总额占地区生产总值比重来衡量。本文没有选取更多的控制变量主要基于以下考虑：过多的控制变量可能导致多重共线性的问题；模型中引入区域经济增长的时间滞后期，可以考虑没有纳入控制变量的因素对经济增长的影响。

(四)空间相关性检验与空间权重矩阵构建

为了保证空间计量模型的可行性，需要对经济变量进行空间相关性检验。本文引用Moran’sI指数对区域经济增长进行全局空间相关性检验，公式如下所示：

(17)

为了方便分析并简化模型，本文仅考虑邻接空间权重矩阵，当空间单元i和j相邻时，矩阵元素wij取值为1，当不相邻时取值为0。地理距离空间权重矩阵和经济距离空间权重矩阵分析方法一致，结论类似于邻接权重矩阵分析结果，本文不做赘述。

(五)数据来源

本文考虑《中国民政统计年鉴》2001年前后数据统计口径差异，因此选取2001年-2014年31个省份相关数据，以31个省份数据加总作为全国总量数据。其中，社会福利支出、社会救济支出、社会优抚支出和其他社会保障支出来源于历年《中国民政统计年鉴》，社会保险支出来源于历年《中国劳动统计年鉴》。社会保障总支出为社会保险支出、社会福利支出、社会救济支出、社会优抚支出和其他社会保障支出的加总数据，人均社会保障支出为各省份社会保障支出与人口比值。各省份人口数量、地区生产总值、地区公共财政收入和支出、普通高校在校人数、进出口总额、城镇化率、资本形成率等数据均来源于《中国统计年鉴》。相关数据以2001年为基期，以历年居民消费价格指数折算成实际值进行测算。

四、经验检验与实证结果分析

(一)空间相关性检验结果

本文采用Moran’sI指数检验考察期内各省份区域经济增长空间相关性，结果如表1所示。图2描述了指数的演变趋势。在邻接空间权重矩阵下，区域经济增长的Moran’sI指数值在考察期内均为正，并且均通过了1%的显著性水平，表明31个省份区域经济增长具有显著的空间正相关性，即区域经济增长较快的省份相对集聚，区域经济增长较慢的省份相对集聚，这一结论验证了潘文卿[33]、刘华军[34]的研究。从指数的演变趋势来看，以2005年为拐点，2001年-2005年区域经济增长Moran’sI指数处于较高水平，2005年后Moran’sI指数逐年下降，直至2014年的0.378，表明区域经济增长总体呈现较强的空间相关性，但近年来这种效应在逐渐减弱。

表1 区域经济增长Moran’s I指数

为进一步考察区域经济增长的空间集聚特征，本文绘制了Moran散点图(限于篇幅，仅绘制了2014年Moran散点图)，如图3所示。在邻接空间权重矩阵下，有22个省份位于一、三象限，有9个省份位于二、四象限，说明区域经济增长存在高度的空间集聚特征，因此，在研究社会保障与区域经济增长时必须考虑空间因素影响，否则可能造成估计结果偏误。

图2 区域经济增长Moran’s I指数趋势图

图3 2014年区域经济增长Moran散点图

(二)估计结果

本文基于社会保障规模和社会保障结构两种研究视角，分别以社会保障规模和社会保障结构为被解释变量来建立动态空间面板模型进行估计。为了保证回归结果的稳健性，本文在两种研究视角下，分别构建了无时空效应模型(普通面板模型)、时间效应模型(动态面板模型)、空间效应模型(空间面板模型)、时空效应模型(动态空间面板模型)进行回归，估计结果如表2和表3所示。虽然在进行时空效应分解时，主要依据分解后的解释变量短期和长期的直接效应、间接效应和总效应对被解释变量作用效果进行分析，但是分解前的模型选择和回归结果依然重要，二者是进行效应分解的基础，决定了效应分解的准确性。在估计过程中，本文采用Hausman检验选择固定效应(FE)和随机效应(RE)，采用Wald检验和LR检验选择空间误差模型(SEM)、空间滞后模型(SLM)和空间杜宾模型(SDM)，最终综合评估回归结果的R2、赤池信息准则(AIC)和自然对数似然函数值(Log likelihood)来对模型进行选择。

无时空效应模型中，通过Hausman检验采用固定效应；时间效应模型采用两步法系统GMM估计，并且通过了扰动项无自相关检验和工具变量过度识别检验；空间效应模型中，通过Wald检验和LR检验选择空间杜宾模型(SDM)，通过Hausman检验采用随机效应，应用极大似然估计方法进行估计；时空效应模型中，最终选择空间杜宾模型(SDM)的固定效应，并且采用极大似然估计方法进行估计。从四大模型回归结果来看，无时空效应面板数据模型虽然具有较为显著的回归系数，但未考虑时空因素，可能造成模型内生性问题，导致结果有偏；引入时间因素并且采用系统GMM估计在一定程度上解决了内生性问题，但模型未考虑空间溢出效应；而引入空间要素的空间面板模型也具有局限性，未考虑时间滞后和时空滞后交互项。动态空间面板模型既考虑时间滞后、空间滞后，又考虑时空滞后交互项，可以解决遗失变量和内生性问题，采用极大似然估计方法进行无偏估计，进一步解决内生性问题[35]。此外，从回归结果来看，动态空间面板模型的R2和Log likelihood值均大于其他模型，AIC值小于其他模型，表明该模型拟合效果最优，最终本文选择时空效应的动态空间面板模型，并以此为解释模型进行时空效应分解。

根据表2和表3的估计结果，在社会保障规模与结构两种研究视角下，被解释变量的时间滞后项系数和空间滞后项系数均显著为正，表明区域经济增长存在明显的循环累积时间效应，前期经济增长会影响当期经济增长，同时区域经济增长存在空间溢出效应，省际间经济增长具有明显的空间依赖性，进一步验证了空间相关性检验结果，表明某地区经济增长会带动相邻地区经济增长，表现为区域经济增长的集聚特征。被解释变量的时空滞后交互项系数为负值，并且通过5%的显著性水平检验，表明区域经济增长存在明显的负时空效应，某地区在不同时期对相邻地区经济增长的影响方向是相反的，即某地区前一期经济增长加快时，相邻地区在当期经济增长将放缓，这体现了地区之间经济的竞争性，而且这种竞争具有滞后性[36]。

表2 基于社会保障规模视角的估计结果

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的显著性水平上显著。Arellano-Bond括号外表示Z值，括号内表示P值；Sargan括号外表示chi2值，括号内表示P值

表3 基于社会保障结构视角的估计结果

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的显著性水平上显著。Arellano-Bond括号外表示Z值，括号内表示P值；Sargan括号外表示chi2值，括号内表示P值

(三)时空效应分解

由于表2和表3中ρ值均显著不为零，因此不能用上述回归系数直接来解释经济变量的含义。为此，本文采用动态空间面板模型偏微分方法，将核心解释变量社会保障规模、结构及控制变量对被解释变量的时空效应进行分解，划分为长期、短期两种时间效应以及直接效应、间接效应、总效应三种空间效应，最终形成六种时空效应，分别为短期直接效应、短期间接效应、短期总效应、长期直接效应、长期间接效应、长期总效应，在此基础上加以分析，如表4和表5所示。

1.社会保障规模和结构的时空效应

在社会保障规模和结构两种研究视角下，社会保障规模和结构对区域经济增长的长期空间效应均不显著，表明在长期当中，社会保障无论在规模上还是在结构上都对本地区和其他地区的经济增长没有空间溢出效应，在长期中社会保障对区域内和区域间经济增长的作用效果并不明显。

从短期来看，社会保障规模对区域经济增长的空间溢出效应要比长期明显。短期社会保障规模对区域经济增长的直接效应为-0.0025，并且通过了5%的显著性水平检验，表明在短期内本地区社会保障规模对区域内经济增长具有一定的抑制作用，但作用效果较弱，意味着社会保障规模扩大时，区域内经济增长具有减缓的趋势。而短期社会保障规模对区域经济增长的间接效应和总效应并未通过显著性水平检验，表明短期内本地区社会保障规模并不能影响其他区域经济增长。

从短期来看，社会保障结构同样对区域经济增长产生了空间溢出效应。具体到社会保障各项目而言，社会保险规模和社会优抚规模的直接效应均为负值，分别通过了5%和1%的显著性水平检验，表明社会保险规模和社会优抚规模对区域内经济增长具有抑制作用，并且社会优抚规模对区域内经济增长的抑制作用要强于社会保险规模，但是社会保险规模和社会优抚规模间接效应和总效应均不显著，意味着二者对其他地区的经济增长并不能产生作用。社会福利规模和社会救济规模在短期内对区域经济增长的直接效应、间接效应和总效应并没有通过显著性水平检验。

从社会保障规模和结构对区域经济增长分解后的时空效应来看，社会保障规模和结构无论从时间还是空间方面并没有促进区域经济的增长，反而在短期内对区域内经济增长具有一定的抑制性，进一步验证了赵建国和李佳[37]的研究结论。那么，导致这种时空效应特征的原因可能存在以下几个方面：第一，社会保障规模扩大意味着政府公共支出增加，而政府干预过多可能对市场效率产生不利影响，政府支出对私人投资可能产生“挤出效应”[38]，进而阻碍经济增长，因此，表现为社会保障在短期内对区域内经济增长的抑制特征；第二，我国社会保障体系和制度并不完善，表现为多头管理、体制分散，城乡分割、区域分割，流动人口社会保障缺失[39]，导致了社会保障无法统筹管理，造成了劳动力不能合理流动，资源得不到优化配置，因此，社会保障的区域间溢出效应并不显著。

2.控制变量的时空效应

从表4和表5可知，控制变量的长期空间效应均不显著，表明长期内控制变量对区域经济增长的区域内和区域间溢出效应并不存在，但是短期内控制变量对区域经济增长具有一定的空间效应。从具体的控制变量来看：第一，政府税率。无论从社会保障规模还是结构，政府税率的短期空间效应均未通过显著性水平检验，表明政府税率对区域经济增长并没有时空效应[40]。第二，人力资本。以各地区普通高校在校人数占地区人口比重来衡量的人力资本在短期内具有显著的正向直接效应，而间接效应和总效应并不显著，表明人力资本对本地区经济增长具有促进作用，而对其他地区经济增长的影响不明显，这意味着本地区培养的人才更多服务于当地经济，而人才等生产要素区域间溢出效果不明显，这一结论与周文通[41]的研究一致。第三，经济开放程度。在两种研究视角下，经济开放程度在短期内对区域经济增长的直接效应和间接效应均通过了5%的显著性水平检验，但存在负向的直接效应和正向的间接效应，表明经济开放程度对本地区经济增长具有抑制作用[42]，对其他地区经济增长具有促进作用，可能的原因是开放型经济促进了区域间各生产要素的流动，产生了区域间空间溢出。第四，城镇化率。基于社会保障规模视角下的短期城镇化率对区域经济增长具有负向的直接效应，且通过了5%显著性水平检验，而间接效应和总效应并不显著，表明了城镇化率对区域内经济增长存在抑制作用，这与社会保障结构视角下的回归结果一致，可能是由于“过度”和“弱质”的城镇化也会带来挤出效应、拥挤等问题而不利于经济增长[43]。第五，资本形成率。在社会保障规模和结构两种视角下，资本形成率短期空间效应均未通过显著性检验，表明资本形成率对区域经济增长的时空效应并不明显。

表4 基于社会保障规模视角的时空效应分解

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的显著性水平上显著

表5 基于社会保障结构视角的时空效应分解

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的显著性水平上显著

五、结论与政策启示

本文扩展了新古典经济增长理论模型，探讨了社会保障与区域经济增长的作用机制，选取2001年-2014年中国31个省份社会保障及各项目支出数据，分别从社会保障规模与结构视角，引入时间滞后项、空间滞后项和时空滞后项，构建动态空间面板模型，分析社会保障规模、结构与区域经济增长的相关关系，在此基础上，利用偏微分方法将社会保障对区域经济增长的时空效应进行了分解。本文主要研究结论如下：第一，根据理论模型分析发现，无论是社会保障规模还是结构，都与区域经济增长存在相互关系。第二，在空间邻接权重矩阵下，我国区域经济增长存在较为显著的空间相关性和空间异质性，同时存在较为显著的正向时间效应，并且时间依赖作用较大；此外，区域经济增长还存在时空效应，但表现为负值。第三，社会保障规模对区域经济增长具有短期负向直接效应，而长期空间效应、短期间接效应和短期总效应不显著；从社会保障结构来看，社会保险规模和社会优抚规模对区域经济增长均具有短期负向的直接效应，其他方面的效应并不显著。第四，在控制变量中，在社会保障规模和结构视角下，人力资本对区域经济增长具有短期正向的直接效应，经济开放程度和城镇化率具有短期负向的直接效应，经济开放程度还具有短期正向的间接效应，而政府税率和资本形成率对区域经济增长的时空效应并不明显。

无论是社会保障规模还是社会保障结构，对区域经济增长均存在短期负向的区域内空间溢出效应，表明社会保障并未对区域经济增长产生促进作用，反而对经济增长具有抑制性，只是这种抑制作用不大，可能的原因来自于社会保障的“挤出效应”及体制的不完善，为此，本文提出以下政策建议，以期更好地发挥社会保障对区域经济增长的时空效应。

第一，大力发展社会保障事业，处理好公平与效率问题。大力发展社会保障事业有利于人民群众福利的提高，有利于公平与正义，但过度的社会保障存在“挤出效应”，反而抑制区域经济增长，因此，在发展社会保障的同时要处理好公平与效率的关系，协调好社会保障与区域经济增长之间的关系，促进二者良性循环。

第二，不断完善社会保障体系，实现结构统筹发展。完善社会统筹与个人账户相结合的保障模式，开拓社会保障资金来源渠道，扩大社会保障覆盖面，制订适度的社会保障缴费比例，建立较为规范的社会保障转移支付制度，加强社会保障协同管理，逐步完善社会保险、社会福利、社会救济和社会优抚统筹发展的社会保障体系。

第三，打破社会保障区域壁垒，促进区域协调发展。目前社会保障仍然存在区域发展不均衡、城乡差异较大等现象，社会保障区域壁垒较强，为此在财政社会保障支出时应该更多的偏向中西部地区和农村地区，以弥补这些地区经济发展相对落后、财政相对薄弱的问题，进而促进区域之间和城乡之间社会保障的协调发展。

第四，加强要素区域间的流动，发挥区域间空间溢出效应。破除区域壁垒，实现要素在不同区域间的自由流动，要加大教育投入，不断积累人力资本，缓解外贸对经济增长的压力，挖掘新的经济增长动能，加强新型城镇化建设，实现公共服务均等化，适当引入市场竞争机制，提高资源配置效率，更大限度地发挥要素对区域经济增长的时空效应。

[1]吕承超、白春玲：《中国社会保障发展空间差距及随机收敛研究》，载《财政研究》2016年第11期。

[2]Laitner J. Bequests, “Gifts, and social security”，Review of Economic Studies,1988,55(2).

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责任编辑 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

吕承超，经济学博士，青岛科技大学经济与管理学院讲师，研究方向为国民经济学及品牌经济学；刘华军，经济学博士，山东财经大学经济学院教授，研究方向为低碳经济。

教育部人文社会科学研究青年基金项目“新型城镇化背景下城乡社会保障非均衡及统筹发展路径研究”(15YJC790068)；山东省社科规划研究项目“山东省城乡社会保障非均衡及统筹发展路径研究”(14DJJJ03)；青岛市哲学社会科学规划项目“青岛市城乡社会保障非均衡及统筹发展路径研究”(QDSKL1601133)

2016-11-22

F812．45

A

1671-7023(2017)02-0055-12