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会员注册摘要：随着国内通货膨胀压力的增加，有学者提出了“通货膨胀不仅是货币现象，也是财政现象”的崭新论点，引起了广泛的争论。但是，缺乏考虑地域空间效应的计量验证。为此，本文利用2003-2010年的省级面板数据，采用空间面板分析我国财政社会保障支出对通货膨胀的影响，结果发现财政社会保障支出对通货膨胀具有负效应。具体来看，在考虑空间效应时，各地财政社会保障支出占地区GDP的比重每提高1个单位，可降低地区居民的消费价格指数0.3039个单位。
关键词：社会保障，财政支出，通货膨胀，空间面板回归
基金项目：国家社会科学基金重大项目“供应链视角下食品药品安全监管制度创新研究”(项目批准号：1&ZD052)以及中国人民大学科学研究基金(中央高校基本科研业务费专项资金资助)项目“环境友好型农业背景下食品质量安全的系统协调及体制创新研究”(编号：10NXJ020)。
自2003年以来，我国财政社会保障支出数额快速攀升，已从2655.9亿元增加至2010年的9081.4亿元，增长了2倍多。财政社会保障支出占GDP的比重也从不足1.96%增加至2.26%。与此同时，我国的消费者价格指数也震荡走高，通货膨胀压力明显。传统经济学理论认为，转移性支出是国民收入在社会成员间的无偿转移，不会直接增加社会总需求，对社会物价水平的影响也较为间接。财政社会保障支出作为一种转移性支出，它不以取得本年生产出来的商品和劳务作为报偿，因此，对通货膨胀水平没有显著的影响。但是实际上，财政社会保障支出与居民生活息息相关，其数额高低可能会通过多种渠道影响国民的生产和消费决策，从而对通货膨胀产生影响。
为了探究财政社会保障支出对我国通货膨胀有何种影响及其作用大小，本文将在前人研究的基础上，将各区域之间经济变量的空间相关性考虑进来，通过对2003-2010年省级面板数据进行空间计量来分析政府财政支出中的社会保障支出水平对通货膨胀的具体影响。
一、文献综述
货币主义认为，通货膨胀的最根本原因是货币供给量超过实际经济运行所需的量，从而通货膨胀的控制很大程度上依赖于货币政策运用。然而有学者认为通货膨胀不仅是一个货币现象，同时也是一个财政现象。但是在目前国内外的经济学研究中，关于社会保障支出与通货膨胀关系的研究相当缺乏。Feldstein(1974)将社会保障对储蓄的影响归结为资产替代效应和退休效应。Korlicoff(1979)则认为，社会保障还具有产出效应。社会保障对居民消费的影响在理论上不仅取决于资产替代效应和退休效应共同作用的净影响，还有产出效应共同作用的结果。Abel(1985)、Korlicoff(1987)等证明，在局部均衡模型中，当人们的预期寿命不确定时，社会保障水平的提高可以显著降低预防性储蓄，提高居民消费水平及个人福利。而Barro(1979)提出了遗产馈赠储蓄动机，用代际转移支付理论批驳了生命周期模型。Leung(2002)基于寿命的不确定和借贷限制的生命周期模型分析，认为社会保障对消费和储蓄的影响取决于个人财富是否在退休前消耗掉。可见，仅依靠理论研究无法具体考察社会保障支出对通货膨胀的影响。为了确定这种影响并提出相应的政策建议，采用实证的方法就颇有意义。
目前，已有的实证研究主要有三类，分别是横截面分析、时间序列分析和跨国比较分析。横截面数据分析主要是检验社会保障金和储蓄或消费的关系。时间序列分析主要是检验社会总消费与社会保障金总价值的时间序列数据的相关性。但众多学者的研究结果很不一致。跨国分析主要是比较不同国家的储蓄率，检验是否与政府提供的社会保障金有关。Feldstein(1980)的研究表明，社会保障金会对私人储蓄率产生负效应。但Barro(1979)的研究发现，估计中使用不同的方程和数据，结果有正值也有负值，此外，他还发现大多数情况下，社会保障金对私人储蓄率的影响在统计上不显著。近年来，我国学者也对财政支出的通货膨胀效应进行了研究。郭杰等(2008)通过对我国1985-2006年CPI和各项转移性支出的Granger因果分析，得出政府政策性补贴支出的增长率对CPI增长率的正向影响较为显著。赵文哲、周业安(2009)利用1992—2006年中国省级财政支出的分类数据研究了地方政府财政收支竞争与通货膨胀之间的相关性，认为财政支出与通货膨胀之间具有反向因果关系。
可见，虽有学者对社会保障水平对通货膨胀的影响做出了探索，但结论并不一致。并且，在对省级面板数据进行分析时，没有考虑各变量数据之间的空间相关性。实际上，地域间的经济地理行为的空间效应几乎不可避免，且离得越近、面积越小的地域之间的空间相关性越强。因此，在对面板数据进行计量分析时，须考虑数据之间的空间效应，才能更准确的测度财政社会保障支出对通货膨胀的影响。
二、计量分析
(一)数据说明
为了考察社会保障支出对通货膨胀的影响，我们选取我国29个省、市、自治区2003-2010年的宏观经济数据进行实证分析。从2003年开始，我国经济进入新一轮的景气周期，驱动经济增长的内生动力非常强劲，且各省普遍性的物价上涨基本都是于2003年开始的。数据主要来源于中经网统计数据库。本文选取环比CPI作为测度通货膨胀的指标。众多学者的研究认为2007年国家收支分类体系的变革导致的社会保障支出数据与之前的统计虽略有差异，但并不对实证分析结果产生实质影响，所以本文亦对此项数据采取统一回归、不加区分的态度。
(二)空间面板计量的模型设定
Anselin(1988)指出，如果数据之间有空间效应，则可以建立空间计量模型。这种空间效应可以通过计算因变量的Moran指数或者通过空间回归时R2的改进来侦察。如果变量之间有显著的空间依赖性，对空间数据的分析可以采用空间滞后模型(SLM)；如果模型的误差项存在空间相关性时可以采用空间误差模型(SEM)。在具体模型的选择上，可以根据Elhorst(2003)提出的空间面板估计的极大似然方法，由Log-Likelihood值的大小来确定：模型的Log-Likelihood值越大，选择该模型进行空间面板分析得到的结论也就越精确。
面板空间滞后模型为：
Yit=α+ρWYit+βXit+εit (1)
(2)
式(1)和(2)中，Yit为消费者物价指数CPI(上年=100)。Xit为回归模型的各解释变量，包括核心解释变量地方财政社会保障支出占该省GDP的比重(PSSE)和控制解释变量各省经济发展程度、农业发展状况、固定资产投资规模、经济开放程度。为了消除异方差，对部分数据进行对数处理：(1)各省人均GDP的自然对数(LN_GDP)；(2)农业发展率(PPIG)即各省第一产业增加值占该省GDP的比重；(3)各省固定资产投资总额的自然对数(LN_GIIFA)；(4)经济开放度(TDD)即各省进出口总额与GDP的比值。脚标i、t标示第i个地区第t个观测年底；α为截距项；ρ是表征空间依赖作用的空间回归系数；W是根据Lesage(1999)提出的一阶相邻函数矩阵来标示的空间权重矩阵，WYit为空间滞后因变量；εit和μit为服从正态分布的随机误差项向量。
(三)面板单位根检验和面板协整检验
在进行面板协整关系检验之前，需要对2003-2010年的面板数据进行单位根检验，以确定其平稳性。考虑到分析需要，本文仅对被解释变量和核心解释变量进行单位根检验。面板单位根检验的方法主要有LLC检验、IPS检验、ADF-Fisher检验和PP-Fisher检验。面板数据的单位根检验结果见表1，在1%的显著性水平下，LLC检验、ADF-Fisher检验和PP-Fisher检验都拒绝了原假设，可以认为面板数据的水平值都是平稳的，各变量的面板数据为I(0)过程，符合面板协整的前提。协整关系的检验主要由Pedroni(1999)提出的7个检验统计量和Kao(1999)提出的ADF统计量。本文使用Eviews 6.0软件，采用Pedroni检验法，发现大部分的统计量在10%的显著性水平上通过了检验，因此可以认为我国29个省市的CPI和PSSE之间存在显著的协整关系。
（作者： 大连市妇联妇女服务中心 栾永奎 中国人民大学农业与农村发展学院 胡适 刘同山 黄圣男 王志刚）