社会治理支出与经济增长：抑制还是促进？.pdf

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第36卷第1期经济与管理研究V01．36NO．12015年1月ResearchonEconomicsandManagementJan．2015社会治理支出与经济增长：抑制还是促进?杨浩南锐内容提要：本文基于1990-2012时间序列数据，对社会治理支出与经济增长进行Johansen协整和Granger因果检验，并进行了脉冲响应分析和方差分解。为了弥补时间序列数据只包含时间和指标两维信息的缺陷，进一步基于2000-2012年中国31省域面板数据，对二者进行了面板数据单位根检验、协整检验和固定效应变系数模型估计分析。研究结果表明，社会治理支出会促进经济增长，而经济增长对社会治理支出促进作用十分有限，各省域社会治理支出对经济增长促进作用不尽相同。关键词：社会治理经济增长时间序列面板数据中图分类号：F061．2；C916文献标识码：A文章编号：1000—7636(2015)O1—0106一O8引言进入新世纪后，社会治理一直是政界和学界关注的热点。党和政府对社会治理的认识也经历了一个逐步深化的过程。2013年11月，党的十八届三中全会明确提出，要创新社会治理，提高社会治理水平，加快形成科学有效的社会治理体制，逐步实现治理体系和治理能力的现代化，确保社会既充满活力又和谐有序。而从实践来看，中国进入了社会转型期，社会矛盾频发，社会问题呈复杂几何式增长，社会治理的难度逐渐增大。因而，提高社会治理水平就成为当务之急。而中国现阶段社会治理还是政府主导型的，社会治理支出在很大程度上直接影响社会治理的水平。那么，社会治理支出的增加，会抑制还是促进经济增长?经济增长会抑制还是促进社会治理支出呢?二者之间具体是一种什么样的关系呢?对于这些问题的回答，关系到社会治理支出的规模和结构的制定，对于社会治理水平的提升具有重要意义。本文旨在基于时间序列和面板数据两个维度来探讨社会治理支出与经济增长之间的关系。目前，国内外学界直接对社会治理支出与经济增长之间关系进行研究的文献非常少，为数不多的研究也是基于定性研究方法，从宏观角度阐述二者之间的关系，普遍认为社会治理支出水平增加，会提升社会治理水平，从而促进经济发展；经济增长反过来会为社会治理支出提供物质基础。与之相关的定量研究，国内外学界主要是将社会治理支出作为公共支出的组成部分，探讨公共支出与经济增长的关系。国外学者对此问题主要围绕两方面展开：一是公共支出是否能促进经济增长?巴罗(Barro，1990)认为收稿日期：2014—09—15基金项目：国家社会科学基金重大项目“新型城镇化背景下的社会管理转型升级研究”(13&ZD039)；国家社会科学基金重点项目“中国社会管理指数测算模型构建及应用研究”(12AGL0007)作者简介：杨浩北京师范大学政府管理学院博士研究生，北京，100875；南锐中国矿业大学(北京)文法学院讲师，北京，100083。①社会治理概念是党的十八大之后逐渐提出的，现阶段，其内涵基本与社会管理是一脉相承的，本文将二者视为同一概念。106 ResearchonEconomicsandManagement(No．1，2015){经济与管理研究(2015年第1期)只有生产性公共支出能促进经济增长，而消费性公共支出会降低经济增长的速度，而兰道(Landau，1986)等学者则对上述结论持怀疑态度，研究了消费性支出是否对经济增长具有正向效应，并提出并不是所有消费性公共支出都对经济增长有抑制作用；二是公共支出与经济增长是否存在稳健统计关系?福斯特(Folster)等人展开了长达1O年的争论。国内学界对此研究相对较晚，主要是围绕公共支出促进还是抑制经济增长问题展开，如庄子银和邹薇(2003)认为公共支出对经济增长有抑制作用；而庄腾飞(2006)则认为转型经济时期的中国，公共支出、政府消费性支出都对经济增长有显著正向作用⋯。一、变量的选取与研究思路(一)变量的选取本文研究主要涉及到两个变量：社会治理支出和经济增长。具体变量选取如下：目前，国内外学术界普遍认为经济增长是指一个国家或地区在一定时期内的产品和劳务数量的增加，或国民产出的增加，通常以GDP、GNP来表示，本文将以GDP来衡量经济增长水平。为了消除人口规模的影响，本文以人均GDP(记为GDP)衡量经济增长水平。对于社会管理支出，目前学界并没有专门指标进行衡量，因而要想寻求到合适的指标来衡量，就需从社会治理的内涵和范畴出发①。由于社会治理包括的内容众多，涉及的领域十分庞杂，因而学界对社会治理的内涵及范畴界定存在一定的争议。本文认为新型城镇化背景下的社会治理的内涵、范畴要立足于维护秩序、改善民生和保障权利三方面。具体来说，秩序维护需从两方面进行：一是对扰乱社会秩序的非正常社会事务的管理，如刑事犯罪、火灾、交通事故等，这表现为公共安全的管理；二是对有可能影响到社会秩序的流动人口和特殊人群进行管理，主要表现为社会保障的管理。民生改善也表现在两方面：一是对普通民众的生活环境和条件进行的改善，主要体现在公共服务管理方面，二是对劳动人口(含流动人口)和特殊人群的生活环境和条件的改善，主要体现在社会保障管理方面。而权利保障也是两方面的：一是对民众生存、生活等民生权利的保障，主要体现在公共服务管理、社会保障管理方面；二是对民众的政治权利的保障，主要体现在社会参与管理方面。当前阶段，社会治理重点领域主要是社会保障、公共安全、公共服务和社会参与四方面。所以从某种程度上讲，社会治理支出就是政府在这四方面支出水平的总和，其中社会参与支出往往渗透在其他三方面，难以有效区分。按照官方统计年鉴口径，公共安全和社会保障(含就业)支出规模是定期公布的，数据可以直接获取，而公共服务支出则并没有直接给出。本文立足于公共服务的民生性和普遍性，选取公共教育、公共文化、科学技术、医疗卫生、公共就业五方面支出来衡量公共服务支出水平，而这五方面的支出规模也是定期公布的②。同样道理，为了消除人口规模的影响，本文以人均社会治理支出(记为SHGL)来衡量社会治理支出水平。与此同时，为消除异方差和数据波动的影响，对变量GDP、SHGL进行对数化处理，分别记为lnGDP、lnSHGL。(二)研究思路由于中国省域间社会治理支出的结构和水平，以及经济发展速度与质量的差异，对社会治理支出与经济增长关系的研究仅仅考虑时间序列模型，会在很大程度上导致忽略了个体差异。反之，如果仅仅考虑面板数据，又会在一定程度上造成无法动态反应经济增长变化趋势问题。为了克服以上两种分析模型的不足，本文在实证研究部分，从两方面进行：一是基于时间序列考察二者之间的关系，注重凸显社会治理支出水平变化过程中经济增长①受篇幅所限，对社会管理支出的内涵和范畴界定此处略过。②由于统计口径不一致，2006年以前公共安全支出主要从武装警察支出和公检法司支出两方面衡量，社会保障支出则是从抚恤、社会福利救济支出和社会保障补助支出两方面衡量。107 经济与管理研究(2ois年第1期)1ResearchonEconomicsandManagement(No．1，2015)的动态变化趋势及程度；二是基于面板数据考察二者之间的关系，注重在分析中把握社会治理支出水平和经济增长水平的区域差异，从而尽可能保证研究结果的可靠性。二、基于时问序列的社会治理支出与经济增长关系的实证分析在时间序列分析上，基于1990-2012时问序列数据，对社会治理支出与经济增长进行Johansen协整和Granger因果检验，并在此基础上，进行脉冲响应分析和方差分解。(一)变量的平稳性检验变量平稳性检验是后续实证研究的前提。本文采用的平稳性检验方法是DF—GLS单位根检验①。检验结果表明，序列InGDP和lnSHGL在1％、5％和10％的显著水平上均是非平稳序列，而其一阶差分序列在1％、5％和10％的显著水平上都是I(1)序列，即一阶单整序列，符合协整检验和VAR模型构建的前提。(二)协整检验与Granger因果检验本文协整检验采用Johansen极大似然法，对滞后期非常敏感，因而有必要先确定滞后阶数。由于本文的数据样本相对较小，同时模型滞后期过大会导致自由度减小，直接影响模型参数估计的有效。本文将最大滞后期定为2阶，通过比较0—2阶模型的LogL，LR，FPE，AIC，SC和HQ值，将模型的滞后阶数定义为2阶，见表1。表1Johansen极大似然法协整检验结果|||ll豫孰0渔警|检验结果表明，在蕊篙5％的显著性水平下，没有协整关系0．708724．693415．49470．001624．664814．26460．0008没有协整关系的零假至多1个协整关系0．00140．02863．84150．86570．02863．84150．8657设被拒绝，至多一个协整关系的零假设被接注：表示在5％的显著性水平下拒绝原假设。受，因而变量lnGDP表2Granger因果检验的结果和lnSHGL之间存在协整关系，表明它们之曩l囊|墓雳l磐；￡_：F彝0鹰iijj管_i垂堙#暴垂间具有长期稳定关系。但这并不能说明二lnSHGL不是lnGDP的Granger原因3．91880．0412拒接原假设者之间具有因果关系。再进行Granger因果lnGDP不是lnSHGL的Granger原因0．497l0．6174接受原假设检验，见表2。检验结果表明，当滞后期为2阶时，在5％的显著性水平下，社会治理支出是经济增长的Granger原因，经济增长不是社会治理支出的Granger原因，二者之间是单向因果关系。由此可以得出这样的结论：就中国现阶段而言，社会治理支出水平对推动经济增长有积极的促进作用，而经济增长对社会治理支出水平的促进作用却不是很明显。从经济学角度分析，社会治理支出水平对推动经济增长有积极的促进作用，是由于社会治理支出的特性所致。按照支出性质划分，社会治理支出属于政府公共支出，主要用于对商品和劳务的购买，以及政府对居民的转移支付。对商品和劳务的购买，会在很大程度上产生需求，刺激消费，促进就业，按照三部门经济理论，这是会促进国内生产总值的增加，进而带来经济的增长；政府给居民的转移支付大多是救济性收入及津贴，而这部分绝大部分居民还是主要用于消费，这同样会形成对产品的需求，进而促进经济增长。①DF—GLS单位根检验法是退势版的ADF检验，由Elliot，RothenbergandStock于1996年提出，能有效避免ADF检验和PP检验的功效较低(易犯第Ⅱ类错误)，也被誉为目前最有功效的单位根检验(陈强，2010)。108 ResearchonEconomicsandManagement(No．1，2015)I经济与管理研究(2015年第1期)至于经济增长对社会治理支出水平的贡献作用不大，则主要是由中国现阶段公共支出结构和社会治理阶段性造成的。按照正常情况，经济增长了，财政收支规模较大，社会治理支出水平理应持续增长。但事实上，长期以来，中国社会治理以维稳为首要目标，相对忽视公共服务的提供和人的权利保障，社会治理层次和阶段较低，政府对社会治理支出优先保障在维稳方面，而对公共服务的支出相对不足，公共支出结构不合理，使得经济增长对社会治理支出水平的正向刺激作用十分有限。(三)脉冲响应函数与方差分解对于VAR模型，可利用脉冲响应函数和方差分解来分析模型中每个内生变量对它自身以及其他内生变量的扰动所作出的反应，进而了解模型的动态特征。脉冲响应函数分析和方差分解都是建立在VAR模型的基础上，因而首先需要构建VAR模型，并进行参数估计。建模结果显示，lnGDP、lnSHGL双变量的VAR模型的各项指标良好，其中两个方程的拟合优度均在90％以上，AIC和sc值均较小，模型结果稳定。这不仅验证了lnGDP和lnSHGL存在长期稳定关系，也符合脉冲响应函数分析和方差分解的前提条件。(1)社会治理支出对自身冲击的影响。不论是长期还是短期，社会治理支出对其自身的响应程度较为强烈，一直呈现正向响应，上升趋势明显。这表明当前阶段，社会治理支出水平与其滞后值具有较强的关联度。因而在加强和创新社会治理过程中，不仅要重视支出水平的提高，还应重视支出的连续性和持续性。(2)经济增长对社会治理支出的影响。在短期内(第1—3期)，经济增长水平对社会治理支出水平的正向响应比较显著；从第4期开始，这种正向响应呈现较大幅度下降趋势；第8期之后，虽然呈现出较为稳定的正向响应，但这种正向响应作用很不明显。这表明在短期内，经济增长对社会治理支出有一定的促进作用，但中后期，这种促进作用十分有限。(3)社会治理支出对经济增长冲击的影响。不论是短期还是长期，经济增长对社会治理支出的响应程度较为强烈，呈现持续正向响应，上升趋势明显。但相比较而言，短期内正向促进作用更为明显，中长期促进作用趋缓。这表明，当前阶段，受社会治理支出的政府公共支出性质等因素影响，社会治理支出水平对经济增长有持续的促进作用，尤其是短期，这种作用更为明显。(4)经济增长对自身冲击的影响。在短期内(第1—2期)，经济增长对其自身的响应程度较为强烈，呈现上升趋势；但从第2期后半段开始，这种正向响应呈现下降趋势，且下降幅度较大，持续到第8期，这种正向响应就十分微弱，而后呈现出稳态收敛迹象。这表明在短期内，经济增长水平与其滞后值存在一定的关联，但中后期，这种关联逐步减弱，直至趋于稳定。具体的脉冲响应函数图因为篇幅所限未列出。方差分解结果表明，社会治理支出水平在第1期只受自身波动的影响，经济增长水平对其影响从第2期开始显现，但这种影响非常微弱，最高才达到1．70％，基本可以忽略。相比较而言，经济增长水平从第1期开始就受到自身波动和社会治理支出水平波动冲击的影响，第1期，两者的影响程度相当，不过从第2期开始，社会治理支出水平对经济增长的影响逐步增加，而自身对经济增长水平则逐步减弱，到第12期时，社会治理支出水平对经济增长的影响非常明显，高达92．43％，而自身对经济增长的影响则较弱，为7．57％。因而，不难看出，随着时间的推移，社会治理支出水平对经济增长的影响非常强烈，这进一步验证了脉冲响应函数的结果。方差分解表略。实证结果表明，社会治理支出对经济增长有较为明显的促进作用，但是也应该看到，在公共收入规模一定的情况下，社会治理支出水平是有临界值的，若超过了临界值，过度的支出水平会极大加重纳税人负担，致使劳动者积极性下降，政府公共支出结构的失衡，从而影响社会就业、经济发展和社会稳定；同时，公共支出过度向社会治理倾斜，势必造成其他方面支出不足，影响到整个经济社会的协调发展。109 经济与管理研究(2o15年第1期)}ResearchonEconomicsandManagement(No．1．2015)三、基于面板数据的社会治理支出与经济增长关系的实证分析依据数据的可获得性，本文以中国31省域为截面单元，样本区间为2000-2012年，对面板数据分别进行单位根检验、协整检验和固定效应变系数模型估计①。(一)面板数据的单位根检验依据单位根不同，面板数据单位根检验分为同质单位根检验、异质单位根检验两种，常用方法有LLC检验、Breitung检验、IPS检验、Fisher—ADF检验、Fisher—PP检验等。本文将采用这五种方法进行检验。检验结果显示，在5％的显著性水平下，面板数据lnGDP、lnSHGL均为一阶单整。这一结果说明，lnGDP与lnSHGL之间可能存在长期稳定关系。要进一步验证二者之间的关系，还须进行面板数据的协整检验。(二)面板数据的协整检验常用的面板数据的协整检验有Pedroni检验、Kao检验、Fisher检验等几种。其中Pedroni协整检验法可以允许截距和时间趋势，适用于非平衡面板数据，相比其他检验方法有很大的改进，应用也相对较为广泛。本文也将采用Pedroni协整检验法。Pedroni检验构建了7个统计量对原假设进行检验，其中4个统计量是用联合组内尺度描述，主要有Panelv—Statistic、Panelrho—Statistic、PanelPP．Statistic、PanelADF—Statistic，用来检验同质性面板数据的协整关系，另外3个统计量是用组间尺度来描述的，主要有Grouprho．Statistic、GroupPP—Statistic、GroupADF—Statistic，用来检验异质性面板数据的协整关系。具体检验结果见表3。表3面板数据的协整检验表3检验结果显示，在5％的显著性水平下，只有Group纺量|纺誊：P营i劈硷慧rho．Statistic没有通过检验，其余均通过检验。与此同时，本文面板数据具有小样本性质，在小样本模型中，主要是参照PanelADF．Statistic和GroupADF—Statistic的检验结果。这一检验结果表明，lnGDP与lnSHGL之间存在协整关系，并可以判断出中国经济增长与社会治理支出水平之间存在长期稳定的均衡关系。(三)面板数据模型1．模型形式设定检验面板数据模型主要有混合回归模型、变截距模型及变系数模型，三种模型对于样本数据的参数估计存在较大差别，因而在对面板数据模型进行估计之前，需要对所建立的模型形式进行检验，即检验样本数据符合哪一种模型。模型形式设定检验的方法是协方差分析检验，对于含有N个截面成员的面板数据模型：Y=Ot+／3l1打+／322+⋯+卢鼬+n其中i=1，2，⋯Nt：1，2，⋯检验以下两个原假设：H0：卢l=／32：⋯=Ⅳ；Hl：Ol1=Ol2=⋯=OlⅣ，卢l=／32：⋯=／3Ⅳ若接受假设H，则认为样本数据符合模型3，即混合回归模型，无须进一步检验；若拒绝假设H，则须继续检验假设H。。若拒绝假设H。，则认为样本数据符合模型1，即变系数模型；反之，则认为符合模型2，即变截距模型。①本文对面板数据的实证研究借鉴了朱孔来教授的分析框架，在此表示感谢。详见文献[13]。1l0 ResearchonEconomicsandManagement(No．1，2015)1经济与管理研究(2o15年第1期)该检验主要通过构造F统计量来实现。模型形式检验有如下两个F检验统计量：(S一S。)／[(N～1)(K+1)]～一F[(N一1)(+1)，Ⅳ一Ⅳ(K+1)]s／『Ⅳ一Ⅳ(K+1)](S一S)／[(N—1)]～一F[(N一1)K，NT～Ⅳ(K+1)]S，／『Ⅳ一Ⅳ(K+1)]其中，Ⅳ是截面成员个数，是每个截面成员的样本观测时期数，K是非常数项解释变量的个数，S、S、S，分别代表模型1、模型2、模型3的回归残差平方和⋯。通过Eviews7．2软件计算得知，S=2．303299；S：=3．820446；S3=61．32476。并在此基础上得出，F=145．633996；F，=7．487041。通过查F分布表，在5％的显著性水平下，F2>F(60，341)=1．32，所以拒绝Ho；F>F(30，341)=1．46，所以拒绝H，。因此，模型应采用固定效应变系数模型。2．固定效应变系数模型估计本文在上述已经讨论过，社会治理支出水平对推动经济增长有积极促进的作用，而经济增长对社会治理支出水平的作用却不是很明显，因而这里分析时，将变量InGDP作为因变量，lnSHGL作为白变量(解释变量)。构建的变系数模型如下：lnDGP=OL+fllnSHGLl+e(i：1，2，⋯31；t=2000，2001，⋯2012)其中为模型的截距项，为解释变量系数，e为随机扰动项。固定效应变系数面板数据模型估计结果见表4。表4固定效应变系数模型估计结果链--爱露i瓯曩_pl地区l_ll0|0一l|0北京1．08860．598718．25290．0000湖北一0．29920．743826．11020．o00o天津一0．60060．824523．75990．0000湖南一0．16230．717626．71930．0000河北0．33980．675422．64680．0000广东0．167l0．730720．93240．0000山西一0．30780．719225．50980．0000广西一0．41880．726926．81360．0000内蒙古一0．91230．833433．92720．0000海南0．81980．550221．99760．0000辽宁一0．40240．762523．49840．0000重庆一0．05020．692224．54310．0000吉林一0．46510．750125．69040．0000四川0．62620．584525．38970．0000黑龙江0．15500．665020．70530．0000贵州一0．96210，736728．28450．0000上海1．69720．538315．37410．0000云南一0．25910．659121．82220．0000江苏0．29610．728l25．50860．0000西藏一0．10800．575821．36540．0000浙江0．32360．716022．22330．0000陕西一0．62080．755629．39320．0000安徽0．11080．658125．45700．0000甘肃0．02080．615523．62040．o000福建0．15070．730422．48920．0000青海一0．05600．618626．38300．0000江西一0．15700．698125．61960．0000宁夏一0．92480．772727．24360．0000山东0．20650．738024．96i00．0000新疆0．56680．581520．98540．0000河南0．13760．686226．29010．0000均值0．6898与此同时，该模型的拟合优度为0．9879，F统计量为537．7193，远远大于临界值，说明该模型拟合程度较 经济与管理研究(2015年第1期)lResearchonEconomicsandManagement(No．1，2015)高。DW检验值为1．3433，说明残差无严重序列相关。从统计学理论意义上说，该模型整体效果较好。由于本文通过最小二乘法对回归系数进行的估计，因而从经济意义上看，回归系数就是社会治理支出水平对经济增长的弹性。依据表4的结果，可以看出：(1)全国各省域弹性系数(回归系数)的均值为0．6898，这表明，中国社会治理支出每增长1％，可以维持6．898％的经济增长水平；(2)全国31省域的回归系数均通过了5％显著性检验，且社会治理支出对经济增长的弹性系数均为正。这表明各省域社会治理支出对经济增长促进作用较为明显。(3)省际间弹性系数的差异也较为明显，这表明中国31省域社会治理支出的结构和侧重点不同，对经济增长水平的促进作用也不尽相同。如内蒙古、天津、宁夏、辽宁、陕西、吉林、湖北、山东、广东、福建、江苏等地社会治理支出对经济增长促进作用较大，而上海、海南、西藏、新疆、四川和北京等地社会治理支出对经济增长促进作用较小。四、结论与建议(一)主要结论1．基于时间序列，通过Johansen检验、Granger因果检验、脉冲响应函数和方差分解等分析方法，表明社会治理支出与经济增长具有长期稳定关系，且存在单向因果关系，即社会治理支出对推动经济增长有积极的促进作用，而经济增长对社会治理支出的作用却不是很明显。从经济学角度看，这可能是由于社会治理支出的公共支出特性所致，也受到中国现阶段公共支出结构和社会治理阶段性的影响。2．基于面板数据，通过面板数据单位根检验、协整检验和固定效应变系数模型估计等分析方法，表明中国3l省域社会治理支出与经济增长之间存在协整关系，社会治理支出对经济增长的弹性系数均为正，进一步验证了社会治理支出对经济增长促进作用较为明显。不过由于中国31省域社会治理支出的规模和结构不同，对经济增长水平的促进作用也不尽相同。(二)政策建议基于上述主要结论，本文提出如下政策建议：1．增加社会治理支出规模，发挥社会治理支出对经济增长的乘数效应。实证检验结果表明，不论是从全国范围来看，还是从各省域来看，社会治理支出对经济增长促进作用较为明显。因而，在当前阶段，要充分把握这一规律，在政府财力和社会承受力的范围内，增加社会治理相关支出规模，实现跨地域、跨部门资源的合理配置，最大限度发挥社会治理支出对经济增长的乘数效应。2．完善社会治理支出结构，提高社会治理支出对经济增长的贡献度。实证结果表明，社会治理支出的结构不仅会影响社会治理支出对经济增长的促进作用，而且也会使得社会治理支出对经济增长水平的促进作用不尽相同。因而，在当前阶段，要充分把握社会治理支出对经济增长有着明显促进作用这一规律，加快公共财政体制改革的步伐，根据社会治理的新特征，不断完善社会治理支出结构，实现财政资金从生产性、营利性领域退出，回归公共服务定位，提高社会治理支出对经济增长的贡献度。3．提升社会治理水平，实现社会治理支出与经济增长的良性循环。实证检验结果表明，社会治理支出与经济增长存在单向因果关系，并没有形成双向促进的良l生循环机制，很大原因在于当前中国社会治理还是以维稳为主要目标，管理水平和层次较低造成的。因而，在当前阶段，要积极转变维稳的传统社会治理思维，实现服务导向的社会治理转型升级，提升社会治理的层次和水平，实现社会治理支出与经济增长互相促进、互相补充的良性循环机制。l12 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