供給側改革背景下財政社會保障支出對就業影響的非對稱效應*
—— 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，山西 晉中 030600 ）

供給側改革背景下財政社會保障支出對就業影響的非對稱效應*
—— 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，山西 晉中 030600 ）

國內經濟增長速度下降以及人口紅利逐步消減，調動生產要素的積極性是供給側改革的核心[1]，勞動是生產要素的一部分，因此合理發揮社會保障對就業的促進作用至關重要。以中國31個省1998-2014年的面板數據為樣本，對東、中、西部地區進行分組回歸，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的非對稱效應：經濟發展水平越高，正向促進作用越明顯。

財政社會保障支出；就業；面板數據；門檻效應

一、引言

自2008年國際金融危機以來，各國發展環境發生了復雜的變化，全球經濟結束了大穩定的“舊常態”，轉而進入了“新常態”。新常態下，中國面臨著經濟增長速度放緩、生產效率低下以及生產要素供給不足（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/總人口。逐漸下降，總人口平均增長率由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，在供給側改革的背景下，調動生產要素的積極性是供給側改革的核心，勞動力作為生產要素的一部分，政府有必要采取提高就業率的相關措施。

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

二、文獻綜述

社會保障對穩定社會、促進國民經濟的發展起著重要作用，充分就業是宏觀經濟政策的目標之一，二者構成了中國最基本的民生問題。

早在1987年，美國學者戈登（Gordon）[2]通過OLS對美國亞利桑那州的數據進行分析發現，政府轉移支付對社區平均就業量具有重要的影響。彼得（Peter）[3]等在實證分析英國54個區的橫截面數據的基礎上，研究發現財政支出和稅收可促進就業的增加。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年的時間序列數據分析得出政府支出的增加將會降低失業率。馬克（Mark）[6]運用隨機因素模型對美國公共開支和就業之間的關系進行研究，結果發現政府支出可提高就業。霍爾（Hall）[7]通過分析美國針對殘疾人的醫療保險和補助數據，發現財政的補助減少了殘疾人進入市場就業的概率。

我國社會保障起步較晚，并且學者們大多從理論的角度研究社會保障和就業之間的關系。楊德志(1991)[8]根據就業和失業保險是社會保障的重要組成部分，提出就業和失業與社會制度的相關性弱，而與發達商品經濟運行波動相關性強的結論。劉晶(2003)[9]探討了社會保障和就業的相關關系，提出社會保障和就業相互影響，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。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性支出，導致資本存量的減少，最終導致就業的減少。與此同時，方紅生(2010)[13]通過對財政政策的穩定效應進行研究，最后得出短期內社會保障支出會阻礙就業的增加。林治芬(2005)[14]運用簡單的統計計算分析了社會保障與就業之間的聯動關系。張欣(2007)[15]以產出為媒介，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之間的關系研究中。劉新(2010)[17]首次將面板數據單位根和協整檢驗用于研究社會保障支出與就業的關系，揭示了中國各省的異質性。從已有文獻可以看出，學者們大多從理論方面來研究社會保障支出對就業的影響作用，2005年之前幾乎沒有學者從實證方面對二者的關系進行研究。劉新等采用面板數據研究了中國東、中、西部地區財政社會保障和就業支出對就業的異質性，表明財政社會保障和就業支出基于經濟的發展對就業產生非線性作用，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用到很多領域,但目前國內尚無人用于研究地方財政社會保障支出與就業的關系，因此在劉新等人研究結果的基礎上，以我國31個省份1998-2014年的財政社會保障和就業支出，經濟發展以及就業率等省際面板數據為研究對象，對東、中、西部地區進行分組回歸，并借鑒Hansen的面板門限模型來研究財政社會保障和就業支出對就業的門限效應，通過對模型進行估計，得出具體的分段拐點，為市場和政府調動勞動要素積極性提供堅實的理論基礎，進而為供給側改革的順利進行提供保障。

三、方法

（一）指標選取和數據來源

1.指標選取

研究財政社會保障和就業支出對就業的非對稱效應，首先需要建立正確的就業影響模型，明確二者之間的關系，然后選取恰當的指標對二者的關系進行研究分析。通過對希勒布蘭德（Hillebrand）[19]、巴格奇（Bagchi）[20]等文獻的梳理，本文從就業率、財政社會保障和就業支出、經濟發展水平、資本、消費、人力資本存量、城鎮化率考慮，構建就業影響模型。

(1) 被解釋變量的選取(emp)

劉新和劉星（2010）、王毅豐（2014）[21]選取年末從業人員人數作為就業的代表變量，其存在一定的不合理之處：我國各地區的總人口基數不同，運用從業人口的絕對數無法進行地區之間的比較，因此本文借鑒李娜和袁志剛（2015）采用的代表就業的指標——就業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支出對就業的非對稱效應，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、行政事業單位離退休經費，2007年起統稱為財政社會保障和就業支出，因此文章中1998年-2006年財政社會保障和就業支出的數據為撫恤和社會福利救濟支出、社會保障補助支出、行政事業單位離退休經費三者之和2007年-2014年的數據為財政社會保障和就業支出。

(3) 控制變量的選取

影響就業的因素很多，為獲得更穩健的估計，采用資本k、消費cpi、人力資本human、城鎮化率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

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

2.數據來源

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

（二）計量模型的建構方法的簡單介紹

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，不需要設定非線性的具體形式，可以通過樣本數據的內生性來確定門限值、參數估計值以及置信區間；二是在樣本數量有限的情況下，可以使用自舉法（Bootstrap）重復抽取樣本，進而提高參數估計的有效性和檢驗的顯著性。

表2 各指標的描述性統計量

Hansen將面板門限模型的具體形式設定為：

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支出對就業的非線性影響，將人均GDP設定為門檻變量，最終將模型可設定為：

單一門檻：

雙重門檻：

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

四、實證檢驗與結果分析

（一）單位根檢驗與協整檢驗

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高于被解釋變量的單整階數時，則可對變量進行協整檢驗①如果基于單位根檢驗的結果發現變量之間是同階單整的，那么可進行協整檢驗，如果變量的個數多于兩個，即解釋變量個數多于一個，被解釋變量的單整階數不能高于任何一個解釋變量的單整階數。當解釋變量的單整階數高于被解釋變量的單整階數時，則必須至少有兩個解釋變量的單整階數高于被解釋變量的單整階數。。由表3估計結果顯示可對變量進行協整檢驗，本文采用Kao檢驗和Pedroni檢驗，檢驗結果如下表所示。

表3 面板數據單位根檢驗結果

表4 Kao檢驗和Pedroni檢驗結果

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

（二）東、中、西地區的分組回歸結果

中國各個地區經濟發展水平處于不同的階段，東部、中部以及西部地區的人均GDP存在較大的差異，財政社會保障和就業支出對就業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支出對就業的影響。

由表5估計結果可知，Hausman檢驗的統計結果P值較小，因此支持面板模型設定為固定效應模型。

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

表5 分組回歸結果

表5 分組回歸結果

就東部地區而言，財政社會保障和就業支出對東部地區就業率的促進作用較明顯，且促進效果大于全國水平、中部地區以及西部地區，這與我國東部地區較為完善的社會保障體系息息相關；消費水平、固定資本形成總額對東部地區的就業率也產生正向的促進作用，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，我國東部地區的就業率也隨之增加；人力資本的提高促使勞動力的質量得以提升，與以往相比，同樣多的人數可完成更多的工作，因此在經濟發達的東部地區，人力資本的提高在一定程度上降低了就業率；東部地區經濟發達，進城務工人員較多，使得勞動力市場達到飽和，因此城鎮化率和就業率呈負相關關系。

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

對西部地區而言，財政社會保障和就業支出對就業率有促進作用，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；消費水平的提高創造了更多了就業崗位，因此消費水平對就業率產生促進作用；在經濟欠發達的西部地區，人力資本的提高促使勞動力的質量得以提升，進而滿足西部地區經濟發展對高素質勞動力的需求，因此人力資本與就業呈正向關系；西部地區城鎮化的發展可提供較多的就業崗位，減少人員的外出流動，促進更多的人員就業，因此城鎮化的發展促進了西部地區就業的增加。

（三）門限模型檢驗及估計結果

（1）門限效應檢驗結果

鑒于樣本的觀測時間不長，觀測對象的數量有限，為了提高門限效應顯著性檢驗的有效性，我們使用自舉法重復抽樣300次，根據面板門限模型估計方法以及財政社會保障和就業支出對就業的地區效應，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，得到門限效應檢驗結果，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不顯著的原假設。表7為單一門檻和雙重門檻的門檻估計值以及95%置信區間。兩個門檻估計值是似然比檢驗統計量LR為零時γ的取值，兩個估計值的置信區間指所有LR值小于5%顯著性水平下的臨界值γ構成的區間，原假設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間的構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，繪制出似然比函數圖，繪制結果如圖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。結合實際情況和表5的分組回歸結果，最終選擇雙重門檻門限模型。

表6 門限效應檢驗

表7 門檻估計值和置信區間

圖1 單一門檻的估計值和估計區間

圖2 雙重門檻的估計值和估計區間

（2）門檻模型估計結果

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

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支出對就業的門限效應非常顯著：當人均GDP小于19181時，財政社會保障和就業支出對就業呈現出抑制作用，但影響程度較小；當人均GDP介于19181-39984之間時，二者開始呈現正向關系，即當財政社會保障和就業支出增加一單位時，就業率上升0.21%；當人均GDP大于39984時，財政社會保障和就業支出對就業的帶動作用最大，當財政社會保障和就業支出增加一單位時，就業率上升3.428%。

表8 面板門限系數估計結果

對照1998-2014年中國31個省（市、自治區）的人均GDP可知，伴隨著對外開放程度的提高，經濟的發展，教育水平的提高等，中國各地區的人均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個省（市、自治區）歸類于上述估計出來的3個區間，劃分結果見表9、表10。

表9、表10把人均GDP的門檻效應與各地區經濟發展水平結合在一起考察，由表9結果顯示，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的高水平區間，大部分省份處于人均GDP的中、低水平區間，其中中西部大部分省份處于人均GDP的低水平區間，意味著中國大部分省份的財政社會保障和就業支出對就業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。表10結果顯示，2014年，東部地區大部分省份以及中、西部地區部分省份已邁入人均GDP的高水平區間，中、西部大部分省份的人均GDP已經入中間水平，意味著各個地區的財政社會保障和就業支出對就業表現出正相關的作用，政府加大財政社會保障和就業支出可提高各地區就業率，增加勞動力供給，更好的貫徹與落實供給側政策。

表9 基于1998-2014年人均GDP均值的門檻地區分組

表10 基于2014年人均GDP的門檻地區分組

五、討論

表5的分組回歸結果顯示，無論從全國范圍看還是分地區分析，財政社會保障和就業支出對就業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)等學者的研究結果一致；而用Hansen面板門限模型估計出來結果，表8顯示，財政社會保障和就業支出對就業的影響并非呈現出絕對的正向促進作用或是絕對的負向抑制作用，這與我國學者目前研究的結果都不相同，其主要原因歸結于經濟發展所處的發展的階段不同。

當人均GDP處于第一門檻值之下時，財政社會保障和就業支出對就業的抑制作用大于促進作用，其原因有：當經濟欠發達時，對人力資本的投入不足，勞動者的人力資本存量較低，企業雇傭勞動者時又承擔著為勞動者繳納部分養老保險基金的責任，造成企業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，根據邊際生產力的理論，企業會增加對資本等生產要素的投入，相反卻減少勞動力的需求，進而降低就業率；當經濟發展水平較低時，社會保障體系不完善，勞動者處于失業狀態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，失業者會選擇繼續失業，部分勞動者則會放棄現有工作，從而降低了社會就業率。

隨著經濟的發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，勞動生產率提高，此時企業雇傭勞動力的邊際效益大于邊際成本，因此企業將會增加對勞動力的需求，為勞動者提供更多的崗位，提高了社會的就業率；此外，完善的社會保障體系使得失業者獲得的政府補助與勞動者工作所得收入相當的情況變得不可能，因此失業者為增加收入將會積極尋找工作，而勞動者則會繼續從事工作。

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

表10以2014年為例，從靜態的角度對中國31個省（市、自治區）進行分組，分組結果顯示了中國東部地區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間，意味著目前政府提高財政社會保障和就業支出可更好的調動勞動者加入工作的積極性。

綜合表9、表10分析，隨著經濟的發展，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支出對就業的抑制作用，并且促進作用將會越來越明顯。

六、結論與政策建議

在國內經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驗性事實統計觀察的基礎上，利用1998—2014年31個省的面板數據，對東、中、西部地區進行分組回歸，并結合運用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支出與就業的門限效應，驗證了財政社會保障和就業支出對就業的非對稱效應，并估計出了具體的分段拐點以及各區間二者的變動關系，得出以下結論：

1.從歷史的角度看，財政社會保障和就業支出對就業的影響在不同的經濟發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支出對就業的影響表現為負作用，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間，意味著財政社會保障和就業支出對就業表現出正向作用，在供給側改革的背景下，政府可通過財政社會保障和就業支出來調動勞動者從事生產的積極性。

總體來看，當前中國財政社會保障和就業支出對就業有促進作用，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支出對就業的促進作用沒有發揮成應有的作用，意味著我國社會保障體系雖具有一定的規模，但仍不完善。調動生產要素的積極性是供給側改革的核心，勞動是生產要素的一部分，為進一步發揮財政社會保障和就業支出對就業的促進作用，提出以下政策建議：

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

2.在堅持“低標準”原則的同時，還應兼顧“廣覆蓋”，打破城鄉二元經濟結構，將社會保障覆蓋到城鄉各個地方，做到“不歧視，不忽略”——不歧視農村地區，不忽略靈活就業人員、農民工、務工人員。

3.針對中、西部地區財政社會保障和就業支出對就業促進作用不明顯的情況，應加大中央政府對中、西部地區地方政府的轉移支付力度，以“保證貧困地區人們基本生活，促進貧困地區發展，縮小我國各地區社會保障支出差異”為線索，促進各地區的共同發展。

4.充分利用勞動力資源，發展教育事業，完善教育制度，有重點的扶持落后地區。

5.遵循市場為導向的基礎上，加大對中、西部地區企業的補助，制定相應的優惠政策，調動企業的生產積極性，進而為勞動者提供更多的就業崗位和就業機會。

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［責任編輯：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

山西省社科聯重點項目“山西加快供給側結構性改革中人力資本效應分析”（項目編號：SSKLZDKT2016051）資助。

邱榮燕(1993—)，女，山西臨汾人，太原理工大學統計學碩士研究生，主要研究方向為經濟計量模型構建與應用；曹薇(1983—)，女，山西臨汾人，太原理工大學碩士生研究導師，博士，研究方向為經濟統計、復雜系統建模。