中國民生保障支出對經濟增長的影響分析

○荊麗月

（南京財經大學公共管理學院 江蘇 南京 210023）

一、引言

所謂民生問題，即有關國民的生計與生活問題，是指與人民群眾住有所居、病有所醫、學有所教、老有所養等有關生存和發展的問題。改革開放以來至1997年我國民生社會保障支出幾乎呈現水平或者是小幅上漲趨勢，1997年之后隨著全面的醫療改革開展，我國的民生社會保障支出呈現的是指數式的增長，在2009年十一屆全國人大二次會議上財政部首次提出“民生保障支出”，自此，民生保障支出隨著財政支出的增長而不斷上升。在民生保障支出不斷增長的同時，我國的國內生產總值也呈現出高速增長的態勢，從1978年3645.2億元到1997年78973.0億元，再到2011年的472881.6億元，我國的經濟增長一直保持在高水平狀態，分析民生保障支出對經濟增長的影響在此背景下應運而生。

目前學術界關于民生保障支出對經濟增長的影響研究的較少，大多數關注于社會保障支出與經濟增長的關系。如穆懷中（2001）通過研究國家福利和自保公助這兩種不同模式的社會保障制度，比較了投資、私人消費、GDP、國內儲蓄等相關因素對社會保障支出的影響，發現社會保障支出對人均GDP增長有推動作用；董擁軍，邱長溶（2007）根據省際間的面板數據對我國社會保障支出與經濟增長進行實證研究，研究結果顯示由于省際之間經濟發展以及社會保障水平發展的不協調從而造成了省際間的社會保障支出與經濟增長之間存在著負相關；趙蔚蔚，楊慶運（2011）根據2000-2010年的數據，采用協整以及因果分析方法，對我國社會保障支出與經濟增長關系進行實證研究，其研究結果表明，我國社會保障支出與經濟增長之間存在著長期協整關系且具有雙向因果關系。不同的學者由于選取的指標數據不一樣，得出的結果也存在一定的差異，社會保障支出作為民生保障支出的一部分，其對經濟增長的影響一定程度上影響著民生保障與經濟發展，那么民生保障支出對經濟的影響到底是怎樣的呢，這正是本文要回答的問題。

二、民生保障支出對經濟增長影響的實證研究

1、數據和變量的選取

目前我國關于“民生”問題還沒有一個統一明確的定義，現代意義上的“民生”概念有廣義和狹義之分，廣義上的“民生”概念幾乎可以延伸到經濟、社會、政治、文化等任一領域，無所不包，甚至還可以包括歷史觀方面的問題。這樣一來，由于不易操作和把握，反倒容易沖淡人們對于直接、切身、具體、真正的民生問題的關注和改善，使民生問題難以同改善民生的具體政策和措施有效地結合起來。我們所說的“民生”即與人民生活密切相關的社會民生，也即狹義的“民生”，民生在經濟社會發展的不同階段有不同的內涵和層次。改革開放之初，民生的基點是解決人民群眾的溫飽問題；在現階段，我們重點要解決就業、教育、醫療、物價、社保、住房等問題，因此，本文以狹義的“民生”為基準，將民生保障支出歸結為醫療衛生支出，社會保障和就業支出，以及住房保障支出四大類。

本文選取了1978—2011年的民生保障支出數據SS（注：2008年以前民生保障支出不包括住房保障支出；1997年以前的社會保障支出僅包括撫恤和社會福利支出。）和GDP數據作為分析變量，數據來源于《中國統計年鑒》《中國財政統計年鑒》《勞動與社會保障統計年鑒》等，為了減少變量時間序列中的異方差，本文對樣本數據進行了對數變換即得到LNSS和LNGDP，對數變換不改變序列的平穩性。

2、序列的平穩性檢驗

由于大部分時間序列數據存在隨機趨勢，呈現非平穩性，為了防止在統計時出現“偽回歸”現象，導致得出錯誤的結論，首先需要進行時間序列的平穩性檢驗。單位根檢驗有很多辦法，本文采取ADF檢驗。ADF檢驗法通過以下模型進行分析：

其中α0為常數項，t為時間趨勢項，m為滯后階數，εt為殘差項。該檢驗的零假設 H0：α2=0，備擇假設 H1：α2≠0。如果 α2的ADF值大于臨界值，則拒絕原假設H0接受新假設H1。LNSS與LNGDP的單位根檢驗結果如下。

由表1的結果可以看出，在任一臨界值水平上，LNSS和LNGDP均是不平穩的，但是他們的一階差分在5%和10%臨界值下不存在單位根，是平穩序列，故原來的序列是一階單整數列，即LNGDP~I（1），LNSS~I（1）。

表1 LNSS和LNGDP的ADF單位根檢驗

3、協整檢驗

既然可以確定兩個時間序列都是一階單整數列，接下來進一步檢驗LNSS和LNGDP這兩個變量是否存在協整關系，即二者是否存在一種長期穩定的均衡關系。由于本文中只是涉及兩個變量，因此，本文中采用協整的方法為兩變量協整關系檢驗，簡稱E-G檢驗。下面對二者進行協整回歸，于是得到等式（2）。

從回歸方程（2）可以清楚的看出，在10%置信水平下，結果是顯著的。但是，從上述模型的D.W.值可以看出，回歸的模型可能存在自相關問題，故采用廣義差分法進一步消除存在的自相關問題，重新回歸結果式（3）。

此時，方程中所有的變量均為顯著，并且此時D.W.值為2.06，故可以認為自相關問題基本已經消除。根據E-G兩步法接下來需要對殘差進行單位根檢驗，檢驗方程如下：

如果拒絕零假設ρ=0，則我們斷定殘差序列平穩，變量LNSS和LNGDP之間是協整的。通過對殘差序列的檢驗我們得到結果如表2所示。

表2 殘差E1的ADF單位根檢驗

由于ADF值-4.1025小于顯著性水平為1%下的臨界值-2.6649故可以認為殘差序列是平穩序列，即序列LNSS和LNGDP存在協整關系，從表1和表2所得結果可以看出，我國民生保障支出與國內生產總值存在長期均衡關系，民生保障支出每增加一個百分點，國內生產總值將上升0.2562個百分點。

三、民生保障支出對經濟增長的格蘭杰因果關系檢驗

從上面的實證分析可知，民生保障支出和國內生產總值存在長期均衡關系，但是不能得知這種均衡關系的因果關系如何。接下來，在協整分析的基礎上，采用格蘭杰關系檢驗法檢驗我國民生保障支出和經濟增長之間的因果關系。在滯后期1-4之間格蘭杰因果關系檢驗的結果如下表所示：

表3 民生社會保障支出與國內生產總值之間的因果關系檢驗

從表中可以看出我國民生保障支出與國內生產總值之間在10%的置信水平上具有4年滯后期的雙向因果關系。這明確表明我國民生保障支出的增加將引起國內生產總值的增加，民生保障支出并沒有阻礙經濟增長，而且還是經濟增長的動因，民生保障是否健全將影響經濟的發展。

四、結論與啟示

由以上分析可知，我國民生保障支出與國內生產總值之間具有長期的協整關系，且存在雙向的因果關系，即民生保障支出每增加1%，國內生產總值將上升25.62%。加大民生保障力度有助于推動經濟的增長。

一個國家經濟發展水平的高低直接決定該國的民生保障支出水平，民生保障支出對經濟增長有著重要的推動作用，因此，為了保證民生支出與經濟增長的良性循環，應該在擴大民生保障覆蓋范圍的基礎上，逐步提高民生保障的水平，使民生保障支出與經濟發展相適應。

[1]朱青：關注民生—財政支出結構調整的方向與途徑[J].財貿經濟，2008（7）.

[2]穆懷中：社會保障適度水平研究[J].經濟研究，1997（2）.

[3]董擁軍、邱長溶：我國社會保障支出與經濟增長關系的實證[J].統計觀察，2007（4）.

[4]趙蔚蔚、楊慶運：我國社會保障支出和經濟增長的關系研究—基于公共財政視角[J].經濟問題，2011（8）.

[5]熊冬洋：基于改善民生的財政支出結構優化分析[J].稅務與經濟，2010（2）.

[6]高鐵梅：計量經濟分析方法與建模—Eviews應用及實例[M].清華大學出版社，2006.

[7]潘省初：計量經濟學中級教程[M].清華大學出版社，2009.