一、引言

湖南省正處于快速城市化和工業(yè)化進(jìn)程中，獨特的區(qū)位特征和經(jīng)濟發(fā)展政策，導(dǎo)致了湖南省的經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)出明顯的區(qū)域不平衡特點。經(jīng)濟發(fā)展影響居民可支配收入，進(jìn)而直接體現(xiàn)為居民的消費水平的地區(qū)差異問題。2008年到2016年，各市州居民人均消費支出的極差已從5617元增加到19246元，2016年，長沙市居民的人均消費支出為31826元，而湘西自治州的人均消費支出僅12580元，極值比高達(dá)2.53。社會保障財政支出，是政府調(diào)節(jié)居民收入、促進(jìn)社會公平性的重要手段，本應(yīng)起到調(diào)節(jié)收入、縮小差距的作用。但區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡導(dǎo)致社會保障資源分配的失衡。在一些經(jīng)濟發(fā)達(dá)的地區(qū)，政府財政實力充足，社會保障僅占公共財政支出的一小部分，而在經(jīng)濟欠發(fā)達(dá)的地區(qū)，公共財政尚且難以保障經(jīng)濟發(fā)展、基礎(chǔ)設(shè)施，社會保障就會成為政府的財政負(fù)擔(dān)。在這種情況下，社會保障難以實現(xiàn)其應(yīng)有職能，甚至?xí)^續(xù)拉大地區(qū)間的收入和消費差距，長此以往，不僅會危害湖南省長期的經(jīng)濟增長，還會激化社會矛盾，不利于社會安定。

本文將社會保障財政支出、居民消費水平與地區(qū)差異問題有機結(jié)合，首先研究湖南省各市州社會保障財政支出地區(qū)差異、居民消費水平地區(qū)差異狀況，再研究社會保障財政支出對居民消費影響的地區(qū)差異問題。提出完善向貧困地區(qū)、困難群體傾斜的社會保障財政投入的對策，實現(xiàn)均衡社會保障投入，提高社會保障投入效率，降低居民收入差距、消費差距的目的。

二、相關(guān)理論與文獻(xiàn)綜述

社會保障和居民消費是社會經(jīng)濟發(fā)展的重要課題，相關(guān)理論和研究十分豐富，基本是在消費的框架內(nèi)進(jìn)行。如凱恩斯的絕對收入假說，莫迪利亞尼的生命周期假說，以及后來的預(yù)防性儲蓄理論，認(rèn)為社會保障通過收入再分配，調(diào)節(jié)地區(qū)居民收入差距，擴大貧困地區(qū)居民的邊際消費能力；而且降低了人們對收入的不確定性預(yù)期，促進(jìn)居民消費。

基于這些理論的文獻(xiàn)研究主要是兩種觀點：第一種觀點認(rèn)為，社會保障的收入再分配功能增加了居民可支配收入，促進(jìn)了消費。Martin Feldstein(1974)提出社會保障對居民儲蓄產(chǎn)生資產(chǎn)的替代效應(yīng)和收入效應(yīng)，引入社會保障會有效降低居民儲蓄。Hubbard(1995)和Todd gormley(2006)的研究發(fā)現(xiàn)，社會保障通過降低居民不確定性預(yù)期，刺激消費行為。國內(nèi)研究也十分豐富，劉暢(2008)構(gòu)建政府財政支出和民間消費的關(guān)系等式，結(jié)合相對收入假說，得出通過提高社會保障水平拉動消費的結(jié)論，很多學(xué)者(冉凈斐，2004；張艷源，2010)持相同觀點。另一種觀點認(rèn)為，社會保障對消費有抑制作用。Kotlikoff(1979)采用橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行實證驗證，得出社會保障減少居民消費的結(jié)論。國內(nèi)方面，胡寶娣等(2010)采用協(xié)整分析的方法，得出我國財政社會保障支出對居民消費具有擠出效應(yīng)的結(jié)論，楊天宇(2007)，王曉霞等(2008)也支持這個觀點。

基于上述分析，提出三個假設(shè)：

假設(shè)一：各地區(qū)社會保障財政支出存在地區(qū)差異。

假設(shè)二：各地區(qū)居民消費支出存在地區(qū)差異。

假設(shè)三：各地區(qū)社會保障財政支出對居民消費支出的影響存在地區(qū)差異。

三、研究方法

(一)地區(qū)差異的測度方法

首先采用極值比、極差、標(biāo)準(zhǔn)差、變異系數(shù)、泰爾指數(shù)指標(biāo)，分析2008-2016年各市州的社會保障財政支出、人均居民消費支出的地區(qū)差異及變動趨勢。再采用泰爾指數(shù)分解的方法，將各地區(qū)差異進(jìn)一步分解為組內(nèi)差異和組間差異，分析出導(dǎo)致各差異的主要原因。

泰爾指數(shù)(Theil index)，是衡量個人之間或地區(qū)間收入差距或不平等度的指標(biāo)，通過考察人口和收入是否匹配，來判斷資源分配的公平性，泰爾指數(shù)越大，收入差距越大，越不公平。公式可以表示為：

其中，TH代表總體泰爾指數(shù)，Y為總體收入、Yi為第i組收入，P為總?cè)丝冢琍i為第i組人口。

泰爾指數(shù)最大的優(yōu)點，在于可以進(jìn)一步分解為組間和組內(nèi)差距，從而得到不同組別、不同層次的公平性：

如果定義第i地區(qū)內(nèi)的市州差異為：

則TH可以分解為：

各市州總體的差距(TH)則可以分解為每組內(nèi)的差異(TWR)和組間之間的差異(TBR)。

(二)地區(qū)社會保障財政支出與居民消費支出的數(shù)量關(guān)系模型

采用面板數(shù)據(jù)模型，分析社會保障財政占比對居民消費支出影響的地區(qū)差異。模型的一般形式為：

yit=αi+β1itx1it+β2itx2it…+μit(i=1，2，3…N，t=1，2，3…T)

yit為個體i在時間t上的被解釋變量的值，xit為個體i在時間t上的解釋變量的值，μit為隨機擾動項。

面板數(shù)據(jù)模型有3種類型，要通過檢驗確定模型的具體形式：

1.不變系數(shù)模型：

αi=αj=α，βi=βj=β

表示所有個體的參數(shù)都一致。

2.變截距模型：

αi≠αj，βi=βj=β

表示有個體影響、無結(jié)構(gòu)變化，不同個體的解釋變量的參數(shù)相同，截距項不同。

3.變系數(shù)模型：

αi≠αj，βi≠βj

表示有個體影響、及結(jié)構(gòu)變化，截距項αi和系數(shù)βi隨個體變化。

四、社會保障財政支出和居民消費水平的地區(qū)差異

(一)各市州社會保障財政支出的地區(qū)差異

采用“社會保障財政支出占比”作為衡量各市州社會保障財政支出的指標(biāo)，指人均社會保障財政支出與人均公共財政支出的比值。一方面反映了各市州政府的財政實力，社會保障對地方政府財政的負(fù)擔(dān)大?。涣硪环矫嬉卜从沉烁魇兄菡畬ι鐣Ｕ系闹匾暢潭群屯度肓Χ?。

利用極值比、極差、標(biāo)準(zhǔn)差、變異系數(shù)、泰爾指數(shù)方法，對湖南省各市州的社會保障財政支出狀況進(jìn)行分析。

表1 2008-2016年各市州社會保障財政比例

從表1可以看出，社會保障財政支出比例的地區(qū)差異程度呈現(xiàn)先增大后減小的趨勢。極值比、極差、變異系數(shù)都是在2014年之前總體處于上升趨勢，變異系數(shù)從2008年的0.1491上升到2014年的峰值0.1923，而從2015年開始輕微下降。在具體市州上，常德、益陽、岳陽的社會保障財政支出比例較大，長沙市在2008-2016年一直是社會保障財政負(fù)擔(dān)最小的城市。

表2 2008-2016年各市州社會保障財政支出比例的泰爾指數(shù)分解

從表2可以看出，2008-2016年的泰爾指數(shù)整體呈上升趨勢，表明社會保障財政支出的地區(qū)差異逐漸擴大。分解結(jié)果表明，組間差距從2008年的0.0024增長到2016年的0.0082，表明各地區(qū)之間的差距逐年擴大。組間貢獻(xiàn)率由2008年的27.75%增長到2016年的59.62%，表明社會保障財政支出比例泰爾指數(shù)的增長主要是由組間差距擴大引起的。

圖1 各地區(qū)社會保障財政支出的泰爾指數(shù)

從圖1整體來看，從2008年到2016年，各市州社會保障財政支出占比的泰爾指數(shù)呈現(xiàn)上升趨勢。具體來看，長株潭地區(qū)內(nèi)的社會保障財政支出地區(qū)差距最大，波動幅度也最大，湘南地區(qū)、大湘西地區(qū)以及環(huán)洞庭湖地區(qū)內(nèi)部的社會保障財政比例地區(qū)差距較小。

根據(jù)以上對各市州社會保障財政支出比例的分析，可以看出，2008-2016年各市州的地區(qū)社會保障財政支出存在顯著地區(qū)差異，假設(shè)一得到印證。

(二)各市州居民消費支出的地區(qū)差異

居民的收入差距、財富差距直接體現(xiàn)在消費水平的差距上，因此，本節(jié)以居民人均消費支出為指標(biāo)，分析湖南省各市州居民消費的地區(qū)差異。

表3 2008-2016年各市州居民人均消費支出

從表3可以看出，各市州居民人均消費支出的地區(qū)差異，整體呈現(xiàn)逐年增長的趨勢，極值比、極差、標(biāo)準(zhǔn)差和變異系數(shù)都證明了這個趨勢。極值比在9年內(nèi)波動上升，從2008年的1.7992增長到2016年的2.5299。極差和標(biāo)準(zhǔn)差從2008年起一直增長，極差從5617元擴大到19246元，標(biāo)準(zhǔn)差從2008年的1527元增長到4874元，2008-2016年居民消費地區(qū)差距擴大。

表4 2008-2016年各市州人均消費支出的泰爾指數(shù)

從表4可以看出，2008-2016年的泰爾指數(shù)整體呈上升趨勢，表明居民消費支出的地區(qū)差異逐漸擴大。分解結(jié)果表明，組間貢獻(xiàn)率占比較大，在80%左右波動，說明人均居民消費支出的地區(qū)差異主要是四個區(qū)域間的組間差異引起的。

圖2 各地區(qū)居民消費支出泰爾指數(shù)分解

從圖2整體來看，從2008年到2014年，各市州人均消費支出的泰爾指數(shù)呈現(xiàn)上升趨勢，從2014年起，泰爾指數(shù)開始緩慢下降。具體來看，長株潭地區(qū)內(nèi)的差距最大，波動幅度也最大。長沙的消費水平與株洲和湘潭的差距過于突出，導(dǎo)致地區(qū)內(nèi)差異波幅較大。湘南地區(qū)、大湘西地區(qū)以及環(huán)洞庭湖地區(qū)的泰爾指數(shù)較小，表明這三個地區(qū)內(nèi)部的差距較小。因此，居民消費支出的地區(qū)差異主要是長株潭地區(qū)與其他三個區(qū)域的地區(qū)間差異引起的。

根據(jù)以上分析，得出2008年到2016年各市州人均消費支出存在顯著的地區(qū)差異，假設(shè)二得到驗證。

五、社會保障財政支出對居民消費支出影響的地區(qū)差異

(一)變量選取

1.因變量(cyrate)：居民人均消費收入比。

2.自變量(shbz)：社會保障財政支出占比。

不僅反映各市州政府對社會保障財政投入的重視程度，也反映了各市州政府的社會保障財政負(fù)擔(dān)，由此得出的實證研究結(jié)論更具政策解讀性。

3.控制變量：

價格指數(shù)(price)、城市化率(urban)、基尼系數(shù)(jini)、泰爾指數(shù)(theil)。

(二)模型設(shè)定與檢驗檢驗

為了衡量各經(jīng)濟地區(qū)人均社會保障財政負(fù)擔(dān)對居民消費支出的不同影響，建立面板數(shù)據(jù)模型如下：

cyrateit=αit+β1itshbzit+β2iturbanit+β3itpriceit+β4itjiniit+β5ittheilit

需要通過檢驗確定模型的具體形式，檢驗結(jié)果如表5所示：

首先通過stata進(jìn)行固定效應(yīng)與混合回歸的檢驗，F(xiàn)檢驗結(jié)果表明固定效應(yīng)模型優(yōu)于混合回歸模型：

再進(jìn)行隨機效應(yīng)和混合回歸的檢驗，BP拉格朗日乘數(shù)檢驗結(jié)果表明，隨機效應(yīng)優(yōu)于混合回歸模型：

最后進(jìn)行固定效應(yīng)與隨機效應(yīng)的檢驗，Hausman檢驗結(jié)果表明，應(yīng)使用隨機效應(yīng)模型。

表5 模型各效應(yīng)檢驗結(jié)果

(三)模型參數(shù)估計

在建立各地區(qū)居民消費-社會保障財政占比關(guān)系模型后，本節(jié)將以“長株潭”、“環(huán)洞庭湖”、“湘南”和“大湘西”四個地區(qū)為研究對象，對社會保障財政負(fù)擔(dān)對居民消費支出的影響進(jìn)行實證分析。檢驗結(jié)果表明，應(yīng)使用隨機效應(yīng)模型估計，為消除異方差和序列相關(guān)的影響，本文選擇廣義最小二乘估計(GLS)估計方法進(jìn)行參數(shù)估計，回歸結(jié)果如下：

表6 各地區(qū)社會保障財政支出對居民消費的數(shù)量關(guān)系模型

“長株潭”地區(qū)的實證結(jié)果表明，社會保障財政支出占比(shbz)、城市化率(urban)對居民人平均消費傾向(cyrate)的影響是顯著的。為此可構(gòu)建“長株潭”地區(qū)社會保障財政支出占比對居民消費水平影響的數(shù)量關(guān)系模型：

cyrate= 0.0094+0.9203shbz+0.6747urban

“環(huán)洞庭湖”地區(qū)的實證結(jié)果表明，社會保障財政支出占比(shbz)、城市化率(urban)對居民人均消費支出有顯著的影響，各變量系數(shù)說明社會保障財政負(fù)擔(dān)抑制了居民消費，城市化水平促進(jìn)了居民消費傾向。為此構(gòu)建“環(huán)洞庭湖”地區(qū)社會保障財政負(fù)擔(dān)對居民消費水平影響的數(shù)量關(guān)系模型：

cyrate=0.9020-1.1885shbz+0.5970urban

“湘南”地區(qū)的實證結(jié)果表明，社會保障財政支出占比、城市化率、基尼系數(shù)對居民人均消費收入比有顯著的影響，變量系數(shù)說明社會保障財政投入和城市化率促進(jìn)了居民消費，而收入差距抑制了居民消費。為此構(gòu)建“湘南”地區(qū)社會保障財政支出占比對居民消費水平影響的數(shù)量關(guān)系模型：

cyrate=0.8772+0.5318shbz+0.9873urban-3.5611 jini

“大湘西”地區(qū)的實證結(jié)果表明，社會保障財政支出、城市化率、價格指數(shù)和基尼系數(shù)對居民人均消費收入比有顯著的影響。社會保障財政負(fù)擔(dān)、價格指數(shù)和基尼系數(shù)都抑制了居民消費。為此構(gòu)建“大湘西”地區(qū)社會保障財政負(fù)擔(dān)對居民消費水平影響的數(shù)量關(guān)系模型：

cyrate=0.2599-0.2382shbz-0.4681price-1.7422 jini

可見，在存在控制變量的情況下，不同地區(qū)社會保障財政占比對居民消費收入比的影響具有不同的效應(yīng)，具體表現(xiàn)在系數(shù)大小和系數(shù)正負(fù)上，充分說明湖南省各市州人均社會保障財政投入，對各地區(qū)人民平均消費傾向的影響存在顯著的地區(qū)差異，驗證了本文的假設(shè)3。

六、結(jié)論與建議

本文采用泰爾指數(shù)分解、面板數(shù)據(jù)估計的方法，研究了湖南省各市州社會保障財政支出的地區(qū)差異、人均消費支出的地區(qū)差異以及前者對后者影響關(guān)系的地區(qū)差異問題。主要研究結(jié)論與相關(guān)建議如下：

社會保障財政負(fù)擔(dān)與居民消費水平存在顯著的地區(qū)差異，經(jīng)濟發(fā)展較為薄弱的地區(qū)如常德、益陽、湘西，社會保障財政支出的負(fù)擔(dān)較大，居民消費水平較低；而城市化和工業(yè)化都處于較高水平的城市，政府的財政收入較為充裕，因此社會保障財政支出負(fù)擔(dān)較小，居民消費水平高。

泰爾指數(shù)分解結(jié)果表明，湖南省社會保障財政負(fù)擔(dān)差距的擴大要是由組間差距引起的，即長株潭地區(qū)與環(huán)洞庭湖、湘南、大湘西地區(qū)的差距，具體體現(xiàn)在政府的社會保障財政負(fù)擔(dān)和居民消費水平上。應(yīng)提高核心經(jīng)濟區(qū)的輻射效應(yīng)，帶動周邊經(jīng)濟的發(fā)展，同時加大扶貧工作，重視大湘西地區(qū)、湘南地區(qū)這些城市的經(jīng)濟發(fā)展，增加對其財政補貼。

各市州社會保障財政支出對居民消費支出的影響存在顯著的地區(qū)差異，具體表現(xiàn)在系數(shù)大小和系數(shù)正負(fù)上，“長株潭”地區(qū)和“湘南”地區(qū)，社會保障財政支出占比對居民人均消費起到促進(jìn)的作用，而在“環(huán)洞庭湖”和“大湘西”地區(qū)，社會保障財政負(fù)擔(dān)會顯著抑制居民人均消費支出。社會保障對長株潭地區(qū)居民的社會保障激勵的邊際效應(yīng)，低于經(jīng)濟欠發(fā)達(dá)的湘西地區(qū)，可以將社會保障資源適度從長株潭轉(zhuǎn)移到懷化、湘西自治州等欠發(fā)達(dá)的城市，提高社會保障投入效率。

就控制變量而言，城市化率在“長株潭”地區(qū)、“環(huán)洞庭湖”地區(qū)和“湘南”地區(qū)，都能顯著促進(jìn)居民平均消費傾向。湖南省的城市化進(jìn)程十分不均衡，2016年長沙的城市化率高達(dá)75.99%，而湘西自治州僅43.06%，因此在加快城市化進(jìn)程的同時也要注意均衡化發(fā)展?；嵯禂?shù)在經(jīng)濟欠發(fā)達(dá)的“湘南”地區(qū)和“大湘西”地區(qū)對居民消費傾向影響顯著，且都抑制了居民消費。基尼系數(shù)衡量了居民收入公平性，回歸結(jié)果表明，收入分配不公平對欠發(fā)達(dá)地區(qū)的居民消費有顯著的抑制作用，因此要促進(jìn)社會保障的收入再分配功能，提高社會保障投入效率，平衡地區(qū)政府的社會保障財政負(fù)擔(dān)，完善資源向貧困地區(qū)、困難群體適度傾斜的社會保障財政分配制度。