中国民生保障支出对经济增长的影响分析

○荆丽月

（南京财经大学公共管理学院 江苏 南京 210023）

一、引言

所谓民生问题，即有关国民的生计与生活问题，是指与人民群众住有所居、病有所医、学有所教、老有所养等有关生存和发展的问题。改革开放以来至1997年我国民生社会保障支出几乎呈现水平或者是小幅上涨趋势，1997年之后随着全面的医疗改革开展，我国的民生社会保障支出呈现的是指数式的增长，在2009年十一届全国人大二次会议上财政部首次提出“民生保障支出”，自此，民生保障支出随着财政支出的增长而不断上升。在民生保障支出不断增长的同时，我国的国内生产总值也呈现出高速增长的态势，从1978年3645.2亿元到1997年78973.0亿元，再到2011年的472881.6亿元，我国的经济增长一直保持在高水平状态，分析民生保障支出对经济增长的影响在此背景下应运而生。

目前学术界关于民生保障支出对经济增长的影响研究的较少，大多数关注于社会保障支出与经济增长的关系。如穆怀中（2001）通过研究国家福利和自保公助这两种不同模式的社会保障制度，比较了投资、私人消费、GDP、国内储蓄等相关因素对社会保障支出的影响，发现社会保障支出对人均GDP增长有推动作用；董拥军，邱长溶（2007）根据省际间的面板数据对我国社会保障支出与经济增长进行实证研究，研究结果显示由于省际之间经济发展以及社会保障水平发展的不协调从而造成了省际间的社会保障支出与经济增长之间存在着负相关；赵蔚蔚，杨庆运（2011）根据2000-2010年的数据，采用协整以及因果分析方法，对我国社会保障支出与经济增长关系进行实证研究，其研究结果表明，我国社会保障支出与经济增长之间存在着长期协整关系且具有双向因果关系。不同的学者由于选取的指标数据不一样，得出的结果也存在一定的差异，社会保障支出作为民生保障支出的一部分，其对经济增长的影响一定程度上影响着民生保障与经济发展，那么民生保障支出对经济的影响到底是怎样的呢，这正是本文要回答的问题。

二、民生保障支出对经济增长影响的实证研究

1、数据和变量的选取

目前我国关于“民生”问题还没有一个统一明确的定义，现代意义上的“民生”概念有广义和狭义之分，广义上的“民生”概念几乎可以延伸到经济、社会、政治、文化等任一领域，无所不包，甚至还可以包括历史观方面的问题。这样一来，由于不易操作和把握，反倒容易冲淡人们对于直接、切身、具体、真正的民生问题的关注和改善，使民生问题难以同改善民生的具体政策和措施有效地结合起来。我们所说的“民生”即与人民生活密切相关的社会民生，也即狭义的“民生”，民生在经济社会发展的不同阶段有不同的内涵和层次。改革开放之初，民生的基点是解决人民群众的温饱问题；在现阶段，我们重点要解决就业、教育、医疗、物价、社保、住房等问题，因此，本文以狭义的“民生”为基准，将民生保障支出归结为医疗卫生支出，社会保障和就业支出，以及住房保障支出四大类。

本文选取了1978—2011年的民生保障支出数据SS（注：2008年以前民生保障支出不包括住房保障支出；1997年以前的社会保障支出仅包括抚恤和社会福利支出。）和GDP数据作为分析变量，数据来源于《中国统计年鉴》《中国财政统计年鉴》《劳动与社会保障统计年鉴》等，为了减少变量时间序列中的异方差，本文对样本数据进行了对数变换即得到LNSS和LNGDP，对数变换不改变序列的平稳性。

2、序列的平稳性检验

由于大部分时间序列数据存在随机趋势，呈现非平稳性，为了防止在统计时出现“伪回归”现象，导致得出错误的结论，首先需要进行时间序列的平稳性检验。单位根检验有很多办法，本文采取ADF检验。ADF检验法通过以下模型进行分析：

其中α0为常数项，t为时间趋势项，m为滞后阶数，εt为残差项。该检验的零假设 H0：α2=0，备择假设 H1：α2≠0。如果 α2的ADF值大于临界值，则拒绝原假设H0接受新假设H1。LNSS与LNGDP的单位根检验结果如下。

由表1的结果可以看出，在任一临界值水平上，LNSS和LNGDP均是不平稳的，但是他们的一阶差分在5%和10%临界值下不存在单位根，是平稳序列，故原来的序列是一阶单整数列，即LNGDP~I（1），LNSS~I（1）。

表1 LNSS和LNGDP的ADF单位根检验

3、协整检验

既然可以确定两个时间序列都是一阶单整数列，接下来进一步检验LNSS和LNGDP这两个变量是否存在协整关系，即二者是否存在一种长期稳定的均衡关系。由于本文中只是涉及两个变量，因此，本文中采用协整的方法为两变量协整关系检验，简称E-G检验。下面对二者进行协整回归，于是得到等式（2）。

从回归方程（2）可以清楚的看出，在10%置信水平下，结果是显著的。但是，从上述模型的D.W.值可以看出，回归的模型可能存在自相关问题，故采用广义差分法进一步消除存在的自相关问题，重新回归结果式（3）。

此时，方程中所有的变量均为显著，并且此时D.W.值为2.06，故可以认为自相关问题基本已经消除。根据E-G两步法接下来需要对残差进行单位根检验，检验方程如下：

如果拒绝零假设ρ=0，则我们断定残差序列平稳，变量LNSS和LNGDP之间是协整的。通过对残差序列的检验我们得到结果如表2所示。

表2 残差E1的ADF单位根检验

由于ADF值-4.1025小于显著性水平为1%下的临界值-2.6649故可以认为残差序列是平稳序列，即序列LNSS和LNGDP存在协整关系，从表1和表2所得结果可以看出，我国民生保障支出与国内生产总值存在长期均衡关系，民生保障支出每增加一个百分点，国内生产总值将上升0.2562个百分点。

三、民生保障支出对经济增长的格兰杰因果关系检验

从上面的实证分析可知，民生保障支出和国内生产总值存在长期均衡关系，但是不能得知这种均衡关系的因果关系如何。接下来，在协整分析的基础上，采用格兰杰关系检验法检验我国民生保障支出和经济增长之间的因果关系。在滞后期1-4之间格兰杰因果关系检验的结果如下表所示：

表3 民生社会保障支出与国内生产总值之间的因果关系检验

从表中可以看出我国民生保障支出与国内生产总值之间在10%的置信水平上具有4年滞后期的双向因果关系。这明确表明我国民生保障支出的增加将引起国内生产总值的增加，民生保障支出并没有阻碍经济增长，而且还是经济增长的动因，民生保障是否健全将影响经济的发展。

四、结论与启示

由以上分析可知，我国民生保障支出与国内生产总值之间具有长期的协整关系，且存在双向的因果关系，即民生保障支出每增加1%，国内生产总值将上升25.62%。加大民生保障力度有助于推动经济的增长。

一个国家经济发展水平的高低直接决定该国的民生保障支出水平，民生保障支出对经济增长有着重要的推动作用，因此，为了保证民生支出与经济增长的良性循环，应该在扩大民生保障覆盖范围的基础上，逐步提高民生保障的水平，使民生保障支出与经济发展相适应。

[1]朱青：关注民生—财政支出结构调整的方向与途径[J].财贸经济，2008（7）.

[2]穆怀中：社会保障适度水平研究[J].经济研究，1997（2）.

[3]董拥军、邱长溶：我国社会保障支出与经济增长关系的实证[J].统计观察，2007（4）.

[4]赵蔚蔚、杨庆运：我国社会保障支出和经济增长的关系研究—基于公共财政视角[J].经济问题，2011（8）.

[5]熊冬洋：基于改善民生的财政支出结构优化分析[J].税务与经济，2010（2）.

[6]高铁梅：计量经济分析方法与建模—Eviews应用及实例[M].清华大学出版社，2006.

[7]潘省初：计量经济学中级教程[M].清华大学出版社，2009.