孫文基，李建強(qiáng)

（蘇州大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 蘇州 215021）

財(cái)政性社會(huì)保障支出、收入分配與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證檢驗(yàn)

孫文基，李建強(qiáng)

（蘇州大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 蘇州 215021）

文章在通過基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)對(duì)中國1978～2008年城鄉(xiāng)收入分配不平等測算的基礎(chǔ)上，使用基于VAR的Granger因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)等方法研究財(cái)政性社會(huì)保障支出、城鄉(xiāng)收入分配與經(jīng)濟(jì)增長之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。

動(dòng)態(tài)效率；城鄉(xiāng)基尼系數(shù)；城鄉(xiāng)泰爾指數(shù)

1 理論分析

1.1 凱恩斯主義視野下的社會(huì)保障

凱恩斯主義認(rèn)為社會(huì)生產(chǎn)能力決定的供給往往大于社會(huì)真實(shí)有效的需求，經(jīng)濟(jì)的增長是由需求決定的。因此，這里我們主要從需求角度分析社會(huì)保障與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。我們借鑒楊天宇（2002）將收入分配引入乘數(shù)理論中的思路，設(shè)C和Y代表總消費(fèi)和國民收入，a、b、c分別表示低收入階層、中等收入階層和高收入階層在國民收入分配中所占份額，可以刻畫出一個(gè)社會(huì)收入分配的格局。

其中α是常數(shù)表示全社會(huì)必要的自發(fā)消費(fèi)支出，即收入為0時(shí)舉債或動(dòng)用儲(chǔ)蓄也必須要有的基本生活消費(fèi)。β1、β2和β3分別表示低收入階層、中等收入階層和高收入階層的邊際消費(fèi)傾向。根據(jù)邊際效用遞減規(guī)律，我們知道不同收入階層的邊際消費(fèi)傾向也是不同的，這里有 β1＞β2＞β3，那么全社會(huì)的邊際消費(fèi)傾向β和支出乘數(shù)k分別為

對(duì)于一定時(shí)期的一個(gè)社會(huì)而言，不同收入階層的邊際消費(fèi)傾向是固定不變的，則（3）式就反映了如果國民收入分配差距過大，即中低收入階層在國民收入分配中所占份額小于高收入階層，全社會(huì)邊際消費(fèi)傾向要下降，支出乘數(shù)也要下降?？梢姡杖敕峙湓讲黄降龋瑔?dòng)內(nèi)需就越困難。但是，只要政府通過社會(huì)保障在不同收入階層之間進(jìn)行再分配調(diào)整，就能使全社會(huì)邊際消費(fèi)傾向和支出乘數(shù)不同程度的上升。當(dāng)然，對(duì)于不確定條件下，偏愛穩(wěn)定消費(fèi)流的居民會(huì)更積極地選擇儲(chǔ)蓄，以防患于未然。此時(shí)，社會(huì)保障對(duì)居民的消費(fèi)更具有調(diào)節(jié)作用。

布蘭查德和費(fèi)希爾（1996）構(gòu)建一個(gè)絕對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)為常數(shù)的效用函數(shù)來說明不確定性對(duì)居民消費(fèi)行為的影響。假定消費(fèi)者面臨如下的跨時(shí)優(yōu)化決策問題

其中，A表示居民資產(chǎn)，C表示居民消費(fèi)，Y表示居民收入，α表示絕對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)。假設(shè)居民生存T期，主觀時(shí)間貼現(xiàn)率等于利率，并都為0，居民收入不確定，服從隨機(jī)游走。

聯(lián)立（4）式和（5）式可解得

（6）式表明在不確定條件下，居民消費(fèi)水平是財(cái)富、收入和不確定性的函數(shù)。政府提供的社會(huì)保障能夠分散或化解居民所面臨的不確定性，提高居民消費(fèi)水平。

1.2 新古典主義視野下的社會(huì)保障

與凱恩斯主義不同，新古典主義認(rèn)為供給等于需求，長期經(jīng)濟(jì)處于均衡狀態(tài)，生產(chǎn)能力決定經(jīng)濟(jì)增長。這里，我們考察一個(gè)簡單的經(jīng)濟(jì)社會(huì)，在產(chǎn)品市場上t期的總需求為Yt，投資為It，消費(fèi)為Ct，s表示儲(chǔ)蓄率并假定這一儲(chǔ)蓄率在一定時(shí)期內(nèi)保持不變。

產(chǎn)品市場上的總供給完全由物質(zhì)資本所決定，Ytp表示潛在生產(chǎn)能力，A表示資本生產(chǎn)率，投資的回報(bào)是一個(gè)長期過程，因此A是小于1的常數(shù)，Kt表示物質(zhì)資本，d表示折舊率。

總供給等于總需求時(shí)，經(jīng)濟(jì)達(dá)到均衡即Ytp=Yt，此時(shí)資本增長率kt也是經(jīng)濟(jì)增長率。聯(lián)立（7）-（10）式解得

（11）式說明收入分配差距的拉大在某種程度上有利于社會(huì)資本的積累和經(jīng)濟(jì)增長，社會(huì)保障通過影響消費(fèi)者的預(yù)算約束來影響消費(fèi)者的儲(chǔ)蓄行為，可能會(huì)降低經(jīng)濟(jì)增長率。顯然，過度的社會(huì)保障不利于經(jīng)濟(jì)增長，建立與一國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展相適應(yīng)的、能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的社會(huì)保障制度，是社會(huì)保障制度的基本要求。當(dāng)然，物質(zhì)資本僅僅是經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)長期增長的一個(gè)方面，新增長學(xué)派則提出社會(huì)保障通過影響父母和子女在當(dāng)期和未來的福利，改變消費(fèi)者的生育行為和人力資本投資行為，從而影響經(jīng)濟(jì)中的人口增長和人力資本積累。

2 數(shù)據(jù)與測度方法

由于在中國的收入差距中，最重要的是城鄉(xiāng)收入差距，占全部收入差距的50%以上（World Bank，1997；陳宗勝、周云波，2002；李實(shí)、岳希明，2004），城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大還是中國收入差距擴(kuò)大的重要原因，這與發(fā)達(dá)國家收入差距擴(kuò)大的原因顯著不同（Wu、Perloff，2004）。 因此，本文選擇中國城鄉(xiāng)收入差距反映中國收入分配差距。但是，關(guān)于中國城鄉(xiāng)收入差距的估計(jì)，學(xué)術(shù)界至今并沒有得到一致的認(rèn)識(shí)，多數(shù)研究以城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)民人均純收入之比作為城鄉(xiāng)居民收入差距的代表，這里為了全面衡量城鄉(xiāng)居民收入差距，我們選用城鄉(xiāng)間泰爾指數(shù)、城鄉(xiāng)間基尼系數(shù)和城鄉(xiāng)人均名義收入比三個(gè)指標(biāo)。

城鄉(xiāng)泰爾指數(shù)T=Tr+Tu

農(nóng)村地區(qū)的泰爾要素Tr=(Yr/Y)log[(Yr/Y)/(Pr/P)]

城鎮(zhèn)地區(qū)的泰爾要素Tu=(Yu/Y)log[(Yu/Y)/(Pu/P)]

其中，Yr是農(nóng)村居民的總收入，Pr是農(nóng)村居民的總?cè)丝?，Yu是城鎮(zhèn)居民的總收入，Pu是城鎮(zhèn)居民的總?cè)丝?，Y是全國居民總收入，P是全國居民的總?cè)丝凇?/p>

城鄉(xiāng)人均收入比R=Yau/Yar，城鄉(xiāng)基尼系數(shù)Gur=[(R-1)Pu(1-Pu)]/[(R-1)Pu+1]，其中，Pu為城市人口與全國人口比，Yau為城市居民人均可支配收入，Yar為農(nóng)村居民人均純收入。

圖1和圖2描繪了1978～2008年中國城鄉(xiāng)收入分配差距。如圖所示，1978～1984年城鄉(xiāng)收入分配差距整體呈下降趨勢，1984年之后城鄉(xiāng)收入分配差距逐步拉大，整體呈現(xiàn)出上升趨勢。

財(cái)政性社會(huì)保障支出是政府財(cái)政用于社會(huì)保障方面的支出，反映了政府對(duì)居民收入分配干預(yù)調(diào)控的程度，主要包括撫恤和社會(huì)福利救濟(jì)費(fèi)、社會(huì)保障補(bǔ)助支出、行政事業(yè)單位離退休支出。這里，我們用財(cái)政性社會(huì)保障支出增長率來表示，而經(jīng)濟(jì)增長由GDP增長率來刻畫。本文變量1978～2008年期間的數(shù)據(jù)都來源于 《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2007》、《新中國55年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，除了2007年和2008年的財(cái)政性社會(huì)保障支出數(shù)據(jù)由《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2008》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2009》中的社會(huì)保障和就業(yè)數(shù)據(jù)補(bǔ)充。變量的基本情況如表1所示。

3 基于VAR模型的實(shí)證分析

傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)計(jì)量方法是以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)來描述變量關(guān)系的模型。遺憾的是，經(jīng)濟(jì)理論通常不足以對(duì)變量之間的動(dòng)態(tài)聯(lián)系提供一個(gè)嚴(yán)密的說明。相反，向量自回歸VAR模型推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)動(dòng)態(tài)性分析，可以預(yù)測相互聯(lián)系的時(shí)間序列系統(tǒng)，分析隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)沖擊，解釋各種經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)變量形成的影響。

3.1 單位根檢驗(yàn)和滯后階數(shù)的選擇

VAR模型要求模型中每一個(gè)變量都必須具有平穩(wěn)性，否則變量之間必須具有協(xié)整關(guān)系，同時(shí)考慮到非平穩(wěn)變量之間存在偽回歸問題，因此我們首先分別采用ADF和DFGLS方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，來判斷數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性和模型的穩(wěn)定性。表2檢驗(yàn)結(jié)果顯示：兩種檢驗(yàn)方法都一致拒絕了變量非平穩(wěn)的假設(shè)，可以認(rèn)為所有變量均是平穩(wěn)變量。

表1 原始變量主要統(tǒng)計(jì)性質(zhì)

表2 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表3 滯后階數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

表4 模型自相關(guān)與異方差檢驗(yàn)

表5 格蘭杰因果檢驗(yàn)

關(guān)于滯后階數(shù)的選擇，我們使用從一般到特殊的方法，從較大的滯后階開始，通過信息準(zhǔn)則來判斷。表3檢驗(yàn)結(jié)果顯示，多數(shù)信息準(zhǔn)則一致表明滯后階數(shù)應(yīng)選取為2。

3.2 模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在實(shí)際應(yīng)用中，由于VAR模型是一種非理論性的模型，它無需對(duì)變量作任何先驗(yàn)性約束，因此在分析VAR模型時(shí)，往往不對(duì)變量進(jìn)行結(jié)構(gòu)分析，主要側(cè)重變量之間動(dòng)態(tài)關(guān)系分析。當(dāng)然，VAR模型質(zhì)量的優(yōu)劣直接決定后面格蘭杰因果關(guān)系分析和脈沖響應(yīng)分析等是否真實(shí)有效。平穩(wěn)變量構(gòu)成的模型一定是穩(wěn)定的模型，但穩(wěn)定的模型不一定由平穩(wěn)變量構(gòu)成，也可能由非平穩(wěn)變量（存在協(xié)整關(guān)系）構(gòu)成。因此，由表2可知我們構(gòu)建的模型一定是穩(wěn)定的。表4檢驗(yàn)結(jié)果表明根據(jù)所建模型能夠比較好的反映變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，具有穩(wěn)健性。

3.3 格蘭杰因果關(guān)系分析

由表5的檢驗(yàn)結(jié)果可知：首先，城鄉(xiāng)收入分配都不是經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因。這與我們當(dāng)前經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)很吻合，說明改革開放30年來，中國經(jīng)濟(jì)增長主要?jiǎng)恿碜酝顿Y的高漲，而不是由城鄉(xiāng)收入分配所決定的消費(fèi)需求。其次，在5%的顯著水平下，城鄉(xiāng)收入分配和經(jīng)濟(jì)增長都是財(cái)政性社會(huì)保障支出的Granger原因。在10%的顯著水平下，經(jīng)濟(jì)增長是城鄉(xiāng)收入分配的Granger原因。這表明，經(jīng)濟(jì)增長有助于財(cái)政性社會(huì)保障支出增加，同時(shí)也帶來城鄉(xiāng)收入分配不平等，而城鄉(xiāng)收入分配不平等促使財(cái)政性社會(huì)保障支出必須增加。這完全符合市場經(jīng)濟(jì)下財(cái)政彌補(bǔ)市場缺陷的本質(zhì)要求。但是，財(cái)政性社會(huì)保障支出對(duì)城鄉(xiāng)收入分配不平等的影響不確定，Gini指標(biāo)反映沒有Granger影響，而Theil和Ration指標(biāo)反映具有Granger影響，這表明一方面中國財(cái)政性社會(huì)保障支出在再分配領(lǐng)域中起到的作用很小，政府對(duì)社會(huì)保障的投入力度和覆蓋范圍還有待提高，另一方面也揭示出中國城鄉(xiāng)收入分配不平等格局背后存在著具體復(fù)雜的因素，并非單單依靠政府對(duì)再分配的調(diào)節(jié)就能解決的。初次分配可能是造成當(dāng)前收入分配不平等格局的主要原因。（安體富、任強(qiáng)，2008）

3.4 脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)刻畫的是，在誤差項(xiàng)上加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對(duì)于內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來值所帶來的影響。它能夠比較直觀的刻畫出變量之間的動(dòng)態(tài)交互作用及效應(yīng)。本文分別給出相關(guān)變量一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊，響應(yīng)標(biāo)準(zhǔn)差通過蒙特卡羅模擬1000次得到的脈沖響應(yīng)圖。圖形中間的實(shí)線為脈沖響應(yīng)函數(shù)，兩條虛線為正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的置信帶。具體結(jié)果如下：

第一，圖3、圖4與圖5形狀相似，從圖中可以看出，當(dāng)在本期給經(jīng)濟(jì)增長一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差正向沖擊時(shí)，Gini、Theil和Ratio的響應(yīng)都是逐漸增強(qiáng)的，中間小幅波動(dòng)，隨后穩(wěn)定在一定水平。這表明改革開放30年中國經(jīng)濟(jì)增長確實(shí)帶來一定程度的城鄉(xiāng)收入分配不平等。

第二，圖6、圖7與圖8形狀相似，從圖中可以看出，經(jīng)濟(jì)增長對(duì)城鄉(xiāng)收入分配不平等的沖擊作用表現(xiàn)為 “先揚(yáng)后抑”的特點(diǎn)。當(dāng)在本期分別給Gini、Theil和Ratio一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差正向沖擊時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長的響應(yīng)前6期都表現(xiàn)出正向增加態(tài)勢，此后緩慢衰退，第15期幾乎沒有影響。這說明改革初期，一定收入分配差距對(duì)經(jīng)濟(jì)增長還是起到激勵(lì)作用，均貧可能是最大的社會(huì)不公平。總體來看，城鄉(xiāng)收入分配沒有制約經(jīng)濟(jì)增長。

第三，圖9、圖10與圖11形狀相似，從圖中可以看出，不論用Gini、Theil還是Ratio來衡量城鄉(xiāng)收入分配不平等，財(cái)政性社會(huì)保障支出對(duì)其影響都是正向沖擊，并且長期保持在一定水平上。這說明改革開放30年，中國財(cái)政社會(huì)保障支出并沒有真正解決城鄉(xiāng)收入分配不平等問題，反而在一定程度上還加劇這種不平等程度。這與劉志英 （2006）、趙福昌（2005）、鄭功成（2000）以及唐堯（2006）等學(xué)者的研究結(jié)論完全一致。

4 結(jié)論

通過上述分析，我們可以發(fā)現(xiàn)：第一，中國30年的經(jīng)濟(jì)增長確實(shí)帶來城鄉(xiāng)收入分配不平等，但是城鄉(xiāng)收入分配不平等對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長的影響不顯著。這說明中國經(jīng)濟(jì)是以投資驅(qū)動(dòng)的持續(xù)高增長，投資不僅通過乘數(shù)效應(yīng)創(chuàng)造了需求，也通過“鐵公基”式建設(shè)提高了社會(huì)潛在生產(chǎn)能力，使得以效率為主基調(diào)的高增長過程中伴隨出現(xiàn)的各種不協(xié)調(diào)、不平衡、甚至是反差，并沒有阻礙經(jīng)濟(jì)增長。

第二，城鄉(xiāng)收入分配和經(jīng)濟(jì)增長都顯著影響財(cái)政性社會(huì)保障支出。這說明中國經(jīng)過30年經(jīng)濟(jì)的高增長，一方面為社會(huì)保障制度的建立提供了現(xiàn)實(shí)的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)和物質(zhì)條件；另一方面，這種高增長模式不僅日漸乏力，也帶來了一系列嚴(yán)重的社會(huì)民生問題。中國要保持經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長，就需要強(qiáng)有力的社會(huì)保障制度作保證，客觀上也對(duì)社會(huì)保障產(chǎn)生了巨大的需求。

第三，財(cái)政性社會(huì)保障支出對(duì)城鄉(xiāng)收入分配不平等并沒有形成預(yù)期影響。這說明，首先，一方面形成城鄉(xiāng)收入分配不平等的因素是錯(cuò)綜復(fù)雜的，有由國情決定并較長期存在的因素如歷史、自然等條件影響下地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，有一定時(shí)期內(nèi)客觀必然性的原因如經(jīng)濟(jì)發(fā)展的階段、經(jīng)濟(jì)體制和結(jié)構(gòu)調(diào)整帶來的不平等，也有各種不合理因素造成的如制度不完善、政策執(zhí)行不到位以及分配監(jiān)管不力等 （謝旭人等，2006）。另一方面不能將城鄉(xiāng)收入分配不平等問題的解決簡單地寄托于財(cái)政性社會(huì)保障支出。城鄉(xiāng)收入分配不平等不僅是收入分配的差距，更是權(quán)力與尊嚴(yán)的差距，不是通過財(cái)政建立社會(huì)保障系統(tǒng)就可以輕易解決的，而且政府對(duì)分配過程的過分介入有時(shí)會(huì)帶來負(fù)面影響。其次，中國的財(cái)政性社會(huì)保障支出規(guī)模和結(jié)構(gòu)有待進(jìn)步改革和完善。當(dāng)然，財(cái)政性社會(huì)保障支出的結(jié)構(gòu)和規(guī)模的確定，是遵循著客觀因素和條件。理論與實(shí)踐的分析表明，任何社會(huì)制度都是一個(gè)隨著社會(huì)的發(fā)展變化不斷地修正和完善的動(dòng)態(tài)的過程，社會(huì)保障也必須隨著一國社會(huì)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展所處的階段不同而不斷地進(jìn)行改革和調(diào)整，以消除弊端及其對(duì)經(jīng)濟(jì)的負(fù)面作用，才能成為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的推動(dòng)力。社會(huì)保障能否成為通向收入分配與經(jīng)濟(jì)增長“雙贏的橋梁”，取決于社會(huì)保障制度設(shè)計(jì)是否合理與適度，而改革是使社會(huì)保障制度趨向合理的惟一途徑和發(fā)展方向。

[1]Martin Feldstein.Social Security Pension Reform in China[J].China Economic Review,1999,10.

[2]Zhang jie,Zhang Junsen.Social Security and Endogenous Growth[J].Journal of Public Economics,1995,58.

[3]Abhijit V.Banerjee,Esther Duflo.Inequality and Growth:What Can the Data Say?[J].Journal of Economic Growth,2003,8.

[4]Alesina A.,D.Rodrik.Distributive Politics and Economic Growth[J].Quarterly Journal of Economics,1994,2.

[5]Barro R.J.Inequality and Growth in a Panel of Countries[J].Journal of Economic Growth,2000,5(1).

[6]Benabou R.Unequal Socities:Income Distribution and the Social Contract[J].American Economic Review,2000,90(1).

[7]Persson T.,G.Tabellini.Is Inequality Harmful for Growth?Theory and Evidence[J].American Economic Review,1991,48.

[8]高霖宇.社會(huì)保障對(duì)收入分配的調(diào)節(jié)效應(yīng)研究[M].北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2009.

[9]蔡昉，萬廣華.中國轉(zhuǎn)軌時(shí)期收入差距與貧困[M].北京：社會(huì)科學(xué)文獻(xiàn)出版社，2006.

[10]龔剛.當(dāng)代中國經(jīng)濟(jì)——第三種聲音[M].北京：高等教育出版社，2008.

[11]楊天宇.收入分配與乘數(shù)效應(yīng)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)家,2002(2).

[12]柳欣，王晨.內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長與財(cái)政、貨幣政策——基于VAR模型的實(shí)證分析[J].南開經(jīng)濟(jì)研究，2008，（6）.

F812

A

1002-6487（2011）02-0112-04

孫文基（1963-），男，江蘇揚(yáng)州人，博士，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：現(xiàn)代財(cái)政理論與政策。

李建強(qiáng)（1980-），男，山西大同人，博士研究生，講師，研究方向：公共經(jīng)濟(jì)理論與政策。

（責(zé)任編輯/易永生）