儒家傳統(tǒng)文化信念與社會(huì)保障的短期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)

儒家傳統(tǒng)文化信念與社會(huì)保障的短期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)

一研究問(wèn)題的提出完善和完善社會(huì)保障制度是構(gòu)建和諧社會(huì)的重要組成部分。如何有效利用巨大的社會(huì)援助需求，建立適合中國(guó)國(guó)情的長(zhǎng)期可持續(xù)社會(huì)保障體系，已成為中國(guó)政府和學(xué)術(shù)界必須解決的問(wèn)題。而其中的核心就在于如何有效規(guī)避傳統(tǒng)的社會(huì)保障制度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的不利影響,1更好地化解“保民生”與“促增長(zhǎng)”之間的矛盾,形成一種促增長(zhǎng)→政府財(cái)力增加→加大民生投入的良性發(fā)展模式。本文旨在從傳統(tǒng)文化信念入手,探究確保社會(huì)保障制度長(zhǎng)期可持續(xù)發(fā)展的有效途徑。社會(huì)保障對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響機(jī)制較為復(fù)雜,家庭內(nèi)部不同代際主體的行為互動(dòng)模式在其中扮演著極為關(guān)鍵的角色(Barro,1974;KaganovichandZilcha,1999;ZhangandZhang,2004;EhrlichandKim,2005),而傳統(tǒng)文化信念則從根本上決定了家庭內(nèi)部成員的行為動(dòng)機(jī)和特征,因而會(huì)對(duì)社會(huì)保障的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)產(chǎn)生非常重要的影響。特別地,強(qiáng)調(diào)家庭和諧以及內(nèi)部成員行為互助的儒家傳統(tǒng)文化信念有利于強(qiáng)化家庭內(nèi)部成員的利他主義精神,也提供了一種有別于其他養(yǎng)老模式的家庭養(yǎng)老保障機(jī)制,有助于形成一種物質(zhì)資本和人力資本的內(nèi)生積累機(jī)制(郭慶旺等,2007),遏制社會(huì)保障對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的不利影響。令人遺憾的是,迄今為止,還鮮有這方面較有力的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。本文試圖彌補(bǔ)這一缺陷,對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)做出有益補(bǔ)充。為此,我們以跨國(guó)面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ),在一個(gè)相對(duì)統(tǒng)一的分析框架內(nèi)就儒家傳統(tǒng)文化信念對(duì)社會(huì)保障的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的影響及其作用機(jī)理進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)。本文其余部分的結(jié)構(gòu)安排如下:第二部分構(gòu)建一個(gè)簡(jiǎn)單的分析框架刻畫(huà)儒家傳統(tǒng)文化信念對(duì)社會(huì)保障的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的影響機(jī)理;第三部分建立一個(gè)用于經(jīng)驗(yàn)分析的計(jì)量模型,并給出簡(jiǎn)要的數(shù)據(jù)描述;第四部分給出具體的結(jié)果;第五部分進(jìn)一步就儒家傳統(tǒng)文化信念對(duì)社會(huì)保障的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的影響機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn);最后給出本文的主要結(jié)論與政策建議。二儒家傳統(tǒng)文化信念對(duì)社會(huì)保障的影響機(jī)理分析框架構(gòu)建本節(jié)通過(guò)簡(jiǎn)要梳理已有的研究文獻(xiàn),剖析社會(huì)保障的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)機(jī)制以及儒家傳統(tǒng)文化信念下家庭內(nèi)部不同代際主體的行為互動(dòng)特征,構(gòu)建一個(gè)簡(jiǎn)單的分析框架,刻畫(huà)儒家傳統(tǒng)文化信念對(duì)社會(huì)保障的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的影響機(jī)理。2(一)社會(huì)保障對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)主體物質(zhì)資本積累效應(yīng)的影響長(zhǎng)期以來(lái),社會(huì)保障對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響及其作用機(jī)制一直備受學(xué)術(shù)界的關(guān)注。早期研究主要是在新古典增長(zhǎng)理論框架內(nèi),重點(diǎn)關(guān)注社會(huì)保障通過(guò)影響居民儲(chǔ)蓄進(jìn)而影響物質(zhì)資本積累和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用機(jī)制。Feldstein(1974)利用一個(gè)簡(jiǎn)單的生命周期理論模型指出,社會(huì)保障主要通過(guò)資產(chǎn)替代效應(yīng)和引致退休效應(yīng)影響居民儲(chǔ)蓄和物質(zhì)資本積累,其中資產(chǎn)替代效應(yīng)會(huì)抑制居民儲(chǔ)蓄,引致退休效應(yīng)則會(huì)增加居民儲(chǔ)蓄,因而社會(huì)保障對(duì)居民儲(chǔ)蓄和物質(zhì)資本積累的最終影響取決于這兩種效應(yīng)的大小對(duì)比。在此基礎(chǔ)上,Feldstein(1974)進(jìn)一步利用美國(guó)的時(shí)序數(shù)據(jù)進(jìn)行了研究,發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)替代效應(yīng)明顯強(qiáng)于引致退休效應(yīng),社會(huì)保障對(duì)居民儲(chǔ)蓄和物質(zhì)資本積累具有顯著的抑制作用,不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。此后的大量經(jīng)驗(yàn)研究也得到了類(lèi)似結(jié)論(Feldstein,1980、1996;EhrlichandZhong,1998;Samwick,2000)。不過(guò),也有一些研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)保障對(duì)居民儲(chǔ)蓄的影響并不顯著(LeimerandLesnoy,1982)。值得注意的是,Feldstein(1974)強(qiáng)調(diào)的資產(chǎn)替代效應(yīng)和引致退休效應(yīng)主要?dú)w因于民間經(jīng)濟(jì)主體的利己主義動(dòng)機(jī)。但在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中,民間經(jīng)濟(jì)主體還廣泛存在著利他主義精神,同樣會(huì)對(duì)社會(huì)保障的物質(zhì)資本積累效應(yīng)產(chǎn)生直接影響。事實(shí)上,Barro(1974)在一個(gè)疊代模型(OLG)框架內(nèi)引入父母的利他主義動(dòng)機(jī)和代際間收入轉(zhuǎn)移(遺贈(zèng))機(jī)制,認(rèn)為具有利他主義精神的父母為了彌補(bǔ)子女因繳納社會(huì)保障稅造成的福利損失,會(huì)增加儲(chǔ)蓄并以遺產(chǎn)的方式留給子女,因而社會(huì)保障不會(huì)改變民間經(jīng)濟(jì)主體的預(yù)算約束,對(duì)物質(zhì)資本積累和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是中性的。Laitner(1988)在Barro(1974)的模型基礎(chǔ)上,進(jìn)一步考慮了子女對(duì)父母贍養(yǎng)行為的利他主義動(dòng)機(jī),發(fā)現(xiàn)社會(huì)保障對(duì)物質(zhì)資本積累和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用。近年來(lái),學(xué)術(shù)界逐漸擯棄了新古典增長(zhǎng)模型,轉(zhuǎn)而主要以?xún)?nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論為基礎(chǔ),著重考察社會(huì)保障通過(guò)影響人力資本積累進(jìn)而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)特別是長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用機(jī)制的影響。Zhang(1995)以及Glomm和Kaganovich(2003)在一個(gè)內(nèi)生增長(zhǎng)理論框架內(nèi)考慮了父母的利他主義精神,認(rèn)為社會(huì)保障對(duì)人力資本積累進(jìn)而對(duì)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用。不過(guò),他們的研究完全忽略了父母未來(lái)養(yǎng)老需要這一利己主義動(dòng)機(jī)。Ehrlich和Zhong(1998)在引入父母的利己主義動(dòng)機(jī)后發(fā)現(xiàn),社會(huì)保障會(huì)削弱父母對(duì)子女贍養(yǎng)的依賴(lài),因而利己主義動(dòng)機(jī)較強(qiáng)的父母將會(huì)減少對(duì)子女的教育投入從而抑制人力資本積累和長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。Kemnitz和Wigger(2000)同樣考慮了父母的利己主義動(dòng)機(jī),但得到了完全相反的結(jié)論——社會(huì)保障將退休老年人的養(yǎng)老金支付水平與下一代收入水平緊密地聯(lián)系在一起,父母為獲取更好的養(yǎng)老保障將會(huì)加大對(duì)子女的教育力度,因而有利于人力資本積累和長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。Kaganovich和Zilcha(1999)綜合考慮了父母的利他主義和利己主義動(dòng)機(jī),同樣發(fā)現(xiàn)社會(huì)保障有助于人力資本積累和長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。目前,這方面的經(jīng)驗(yàn)研究還相對(duì)較少且沒(méi)有給出一致結(jié)論。Zhang和Zhang(2004)以64個(gè)國(guó)家1960～2000年的面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ),在較好地解決了內(nèi)生性問(wèn)題后發(fā)現(xiàn),社會(huì)保障對(duì)人力資本積累和長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的促進(jìn)作用。Ehrlich和Kim(2005)基于57個(gè)國(guó)家1960～1992年面板數(shù)據(jù)的研究則發(fā)現(xiàn),社會(huì)保障對(duì)人力資本積累具有顯著的抑制作用,家庭內(nèi)部代際間的收入轉(zhuǎn)移并不能完全抵消這一不利影響,因而總體上不利于長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。(二)傳統(tǒng)文化信念與家庭養(yǎng)老需求由上述分析可以清晰地發(fā)現(xiàn),盡管學(xué)術(shù)界對(duì)于社會(huì)保障的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)遠(yuǎn)未形成一致看法,但普遍認(rèn)識(shí)到家庭內(nèi)部不同代際主體的動(dòng)機(jī)和行為互動(dòng)特點(diǎn)對(duì)于社會(huì)保障的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)至關(guān)重要。如圖1所示,社會(huì)保障主要通過(guò)兩種機(jī)制(即物質(zhì)資本積累和人力資本積累機(jī)制)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生影響。其中,物質(zhì)資本積累機(jī)制(見(jiàn)圖1中社會(huì)保障→居民儲(chǔ)蓄→物質(zhì)資本積累→經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)這一機(jī)制鏈條)的關(guān)鍵在于社會(huì)保障對(duì)居民儲(chǔ)蓄行為的影響,而這主要取決于民間經(jīng)濟(jì)主體利己主義動(dòng)機(jī)驅(qū)動(dòng)下的資產(chǎn)替代效應(yīng)和引致退休效應(yīng)的相對(duì)強(qiáng)弱,3以及利他主義精神帶來(lái)的遺產(chǎn)和贍養(yǎng)等家庭內(nèi)部的代際間收入轉(zhuǎn)移模式。人力資本積累機(jī)制(見(jiàn)圖1中社會(huì)保障→子女教育→人力資本積累→經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)這一機(jī)制鏈條)的核心在于社會(huì)保障對(duì)父母的子女教育行為的影響,進(jìn)而取決于父母的利他主義精神(即希望子女能夠更好地成長(zhǎng))以及出于自身未來(lái)養(yǎng)老需要(家庭養(yǎng)老機(jī)制)這一利己主義動(dòng)機(jī)的強(qiáng)弱。但令人遺憾的是,已有研究完全忽視了造成家庭內(nèi)部不同代際主體動(dòng)機(jī)和行為差異的根本原因——傳統(tǒng)文化信念在其中扮演的角色。正如黃少安與孫濤(2005)指出的,道德習(xí)慣和家庭倫理等傳統(tǒng)文化信念作為一種非正規(guī)制度,較正規(guī)制度而言,會(huì)對(duì)人們的行為方式產(chǎn)生更長(zhǎng)久的影響。與其他文化傳統(tǒng)如基督教文化不同,起源于中國(guó)并對(duì)東亞地區(qū)乃至世界產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響的儒家傳統(tǒng)文化更加強(qiáng)調(diào)家庭和諧以及內(nèi)部成員的行為互助,對(duì)人們的家庭觀(guān)念進(jìn)而對(duì)家庭行為具有極為深刻的影響。如圖1所示,概括起來(lái),在儒家傳統(tǒng)文化居主流地位的國(guó)家和地區(qū),家庭內(nèi)部成員的動(dòng)機(jī)和行為具有如下3個(gè)鮮明特點(diǎn):(1)父母具有很強(qiáng)的利他主義精神,更加希望自己的子女能夠“出人頭地”、過(guò)得幸福;(2)父母對(duì)家庭養(yǎng)老的依賴(lài)性很強(qiáng),更希望子女能夠?yàn)樽约旱酿B(yǎng)老提供物質(zhì)和精神上的支持;(3)子女具有很強(qiáng)的“孝敬父母”的道德信念,能夠較好地履行贍養(yǎng)父母的義務(wù),從而提供了一種很好的家庭養(yǎng)老保障機(jī)制。4這樣的動(dòng)機(jī)和行為特點(diǎn)不僅會(huì)對(duì)居民儲(chǔ)蓄也會(huì)對(duì)家庭教育產(chǎn)生深刻影響,進(jìn)而通過(guò)物質(zhì)資本和人力資本積累機(jī)制對(duì)社會(huì)保障的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)產(chǎn)生重要作用:5一方面,更強(qiáng)的利他主義精神將促使父母增加儲(chǔ)蓄以給自己子女留下更多遺產(chǎn),同時(shí)也有助于削弱資產(chǎn)替代效應(yīng)對(duì)居民儲(chǔ)蓄產(chǎn)生的負(fù)面影響,因而有助于促進(jìn)物質(zhì)資本積累;另一方面,更強(qiáng)的利他主義精神也會(huì)促使父母更為關(guān)注子女教育,而且家庭養(yǎng)老保障機(jī)制的良好運(yùn)轉(zhuǎn)也有助于強(qiáng)化父母出于自身未來(lái)養(yǎng)老需要這一利己主義動(dòng)機(jī),促使父母更加重視子女教育,因而有利于人力資本積累(郭慶旺等,2007)。有鑒于此,可以預(yù)期儒家傳統(tǒng)文化信念通過(guò)影響家庭內(nèi)部成員的動(dòng)機(jī)及其行為互動(dòng)模式,有助于遏制社會(huì)保障對(duì)物質(zhì)資本和人力資本積累進(jìn)而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的不利影響。需要特別指出的是,儒家傳統(tǒng)文化信念對(duì)社會(huì)保障的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的影響主要依賴(lài)于家庭這一社會(huì)單元。事實(shí)上,家庭形成(即人們通過(guò)結(jié)婚、生育從而組建一個(gè)完整的家庭)是儒家傳統(tǒng)文化信念發(fā)揮作用的起點(diǎn)和前提(見(jiàn)圖1中家庭形成→家庭觀(guān)念→家庭行為這一機(jī)制鏈條)——只有在家庭得以良好形成的基礎(chǔ)上,家庭內(nèi)部不同代際主體的動(dòng)機(jī)和行為互動(dòng)才會(huì)發(fā)生作用,儒家傳統(tǒng)文化信念對(duì)社會(huì)保障的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的影響機(jī)制鏈條才會(huì)完整。換言之,儒家傳統(tǒng)文化信念主要依附于家庭發(fā)揮作用。在下文的分析中,我們將依據(jù)這一特點(diǎn)來(lái)設(shè)計(jì)計(jì)量方法捕捉儒家傳統(tǒng)文化信念對(duì)社會(huì)保障的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的影響。三儒家傳統(tǒng)文化信念對(duì)社會(huì)保障的影響分析在前文分析的基礎(chǔ)上,我們利用跨國(guó)數(shù)據(jù)就儒家傳統(tǒng)文化信念對(duì)社會(huì)保障的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的影響進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)分析。本節(jié)首先給出計(jì)量模型設(shè)定以及數(shù)據(jù)的簡(jiǎn)要描述。(一)傳統(tǒng)文化信念對(duì)社會(huì)保障的影響考慮到不同國(guó)家和地區(qū)的地理環(huán)境、資源稟賦和社會(huì)制度等差異很大,這些難以準(zhǔn)確度量的因素都會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生不同程度的影響,而且一些共同因素如世界范圍內(nèi)的經(jīng)濟(jì)危機(jī)也會(huì)對(duì)各國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)造成影響。此外,現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是一個(gè)動(dòng)態(tài)過(guò)程,不僅取決于當(dāng)前因素還與過(guò)去因素有關(guān),即可能存在著路徑依賴(lài)問(wèn)題。因此,本文采取如下形式的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型:Gyit=∑Mj=1αjGyit?j+βSit+γSit×Dit+μZit+fi+ft+εit(1)Gyit=∑j=1ΜαjGyit-j+βSit+γSit×Dit+μΖit+fi+ft+εit(1)其中,Gyit為人均產(chǎn)出增長(zhǎng)率。為了更好地捕捉儒家傳統(tǒng)文化信念對(duì)社會(huì)保障短期和長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的影響,我們不僅考慮了1年人均產(chǎn)出增長(zhǎng)率,還特別考慮了5年人均產(chǎn)出增長(zhǎng)率。Gyit-j為人均產(chǎn)出增長(zhǎng)率的滯后項(xiàng),M為最大滯后階數(shù)。fi為個(gè)體效應(yīng),用以捕捉地理環(huán)境、資源稟賦和社會(huì)制度等地區(qū)異質(zhì)性因素的影響。ft為時(shí)間效應(yīng),用以捕捉共同沖擊的影響。εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。Sit為社會(huì)保障支出比率即社會(huì)保障支出與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比值,用以捕捉社會(huì)保障的影響。本文更為關(guān)心是儒家傳統(tǒng)文化信念對(duì)社會(huì)保障的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的影響,但這面臨著如何度量傳統(tǒng)文化信念的問(wèn)題。顯然,很難給出一個(gè)令人完全信服的直接度量指標(biāo)(Paldam,2002)。為此,我們借助代理變量加以刻畫(huà)。具體而言,借鑒Treisman(2000)和Paldam(2002)的做法,我們采取所謂的傳統(tǒng)文化地區(qū)方法(culturalareaapproach),將樣本國(guó)家和地區(qū)劃分為兩種類(lèi)型即儒家傳統(tǒng)文化居主流地位的國(guó)家和地區(qū)以及其他傳統(tǒng)文化居主流地位的國(guó)家和地區(qū),引入儒家傳統(tǒng)文化地區(qū)啞變量Dit(即儒家傳統(tǒng)文化居主流地位的國(guó)家和地區(qū)取值為1,其他國(guó)家和地區(qū)為0)與社會(huì)保障支出比率的乘積項(xiàng)Sit×Dit來(lái)捕捉儒家傳統(tǒng)文化信念對(duì)社會(huì)保障的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的影響。6不過(guò),這樣的做法可能無(wú)法完全排除其他因素的干擾。因此,我們進(jìn)一步依據(jù)儒家傳統(tǒng)文化信念影響社會(huì)保障經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的作用機(jī)制特點(diǎn)來(lái)設(shè)計(jì)檢驗(yàn)方法。正如前文指出的,儒家傳統(tǒng)文化信念主要依附于家庭來(lái)發(fā)揮作用——家庭形成越好,儒家傳統(tǒng)文化信念對(duì)社會(huì)保障經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的作用機(jī)制鏈條才越完整(見(jiàn)圖1),影響才會(huì)越突出。因此,我們考慮引入社會(huì)保障支出比率、儒家傳統(tǒng)文化地區(qū)啞變量和家庭形成變量Fit三者的乘積項(xiàng)Sit×Dit×Fit,以排除其他非傳統(tǒng)文化因素的影響,更好地捕捉儒家傳統(tǒng)文化信念通過(guò)家庭對(duì)社會(huì)保障的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的影響。借鑒Ehrlich和Kim(2005)的做法,我們選取凈結(jié)婚率(即(結(jié)婚人數(shù)—離婚人數(shù))/15歲以上人口數(shù))作為家庭形成Fit的測(cè)度指標(biāo)。此外,我們也嘗試?yán)蒙蕘?lái)刻畫(huà)家庭形成狀況。為了確保主要結(jié)論的穩(wěn)健性,我們還需要控制住其他因素的影響。具體而言,我們考慮如下一組控制變量Zit:(1)0～14歲人口存活率,用以捕捉少兒存活率對(duì)家庭決策進(jìn)而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響;(2)人口老齡化程度,用65歲及以上人口占總?cè)丝诒戎丶右远攘?以捕捉人口老齡化進(jìn)程對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響;(3)物質(zhì)資本投資率,即物質(zhì)資本投資占產(chǎn)出的比值;(4)人力資本投資水平,利用中學(xué)入學(xué)率加以度量(EhrlichandKim,2005);7(5)勞動(dòng)力變量,用以捕捉勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn),包括就業(yè)率、勞動(dòng)參與率變化以及地區(qū)間勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響,由于缺乏失業(yè)率和勞動(dòng)參與率較為完整的數(shù)據(jù),我們用勞動(dòng)力與總?cè)丝诘谋戎祦?lái)近似代替;(6)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平,用實(shí)際人均產(chǎn)出(以1990年為基期)加以度量,以捕捉可能存在的經(jīng)濟(jì)收斂效應(yīng);(7)經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度,用各地區(qū)進(jìn)出口總額占產(chǎn)出的比值加以度量;(8)財(cái)政收入比率,即財(cái)政收入占產(chǎn)出的比率,用以度量各地區(qū)經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)。為了捕捉上述變量可能存在的非線(xiàn)性影響,我們均取自然對(duì)數(shù)。(二)經(jīng)濟(jì)變量的基本統(tǒng)計(jì)描述本文使用的面板數(shù)據(jù)涵蓋了42個(gè)國(guó)家和地區(qū)1980～2005年的數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)主要來(lái)源于聯(lián)合國(guó)(UN)、世界銀行(WB)、國(guó)際貨幣基金組織(IMF)、經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織(OECD)、國(guó)際勞工組織(ILO)、亞洲發(fā)展銀行(ADB)、Summers-Heston(1991)和MortalityDatabase等數(shù)據(jù)庫(kù)。由于一些發(fā)展中國(guó)家和地區(qū)相關(guān)數(shù)據(jù)的可獲得性較差,因此本文使用的面板數(shù)據(jù)為非平衡面板數(shù)據(jù)。8在這42個(gè)國(guó)家和地區(qū)中,我們認(rèn)為受儒家傳統(tǒng)文化信念影響較大的國(guó)家和地區(qū)主要有7個(gè),包括中國(guó)、日本、韓國(guó)、泰國(guó)、新加坡、馬來(lái)西亞和中國(guó)香港地區(qū),因而設(shè)定它們?yōu)槿寮覀鹘y(tǒng)文化地區(qū)。表1給出了主要經(jīng)濟(jì)變量的基本統(tǒng)計(jì)描述。由表1可知,樣本期內(nèi)1年人均產(chǎn)出增長(zhǎng)率的均值為2.45%,其中最小值為拉脫維亞1992年的-34.04%,最大值為中國(guó)1994年的35.9%。5年人均產(chǎn)出增長(zhǎng)率的均值為11.08%,其中最小值為拉脫維亞1990～1994年的-47.30%,最大值為中國(guó)1992～1996年的162.21%。5年人均產(chǎn)出增長(zhǎng)率的標(biāo)準(zhǔn)差是1年人均產(chǎn)出增長(zhǎng)率的5倍,表明樣本期內(nèi)的各個(gè)國(guó)家和地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差距隨著時(shí)間推移在持續(xù)擴(kuò)大。社會(huì)保障支出比率的均值為16.92%,其中最小值為新加坡1997年的0.15%,最大值為瑞典1993年的36.2%。除了日本以外,其他儒家文化居主流地位的國(guó)家和地區(qū)的社會(huì)保障支出比率都小于7%,遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于歐美國(guó)家的社會(huì)保障支出水平。四社會(huì)保障對(duì)短期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響在具體估算動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型(1)時(shí),我們需要仔細(xì)校正內(nèi)生性問(wèn)題:(1)因變量滯后項(xiàng)的引入將帶來(lái)內(nèi)生性問(wèn)題(ArellanoandBover,1995;BlundellandBond,1998);(2)社會(huì)保障和物質(zhì)資本投資等解釋變量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間可能存在著雙向影響,從而引發(fā)內(nèi)生性問(wèn)題;(3)盡管我們?cè)谀Ｐ?1)中盡可能地考慮了各種影響因素,但不可避免地會(huì)存在遺漏變量,從而引發(fā)內(nèi)生性問(wèn)題。這使得通過(guò)構(gòu)造外部工具變量來(lái)校正內(nèi)生性問(wèn)題變得異常復(fù)雜,因此,我們采用Arellano和Bover(1995)以及Blundell和Bond(1998)提出的系統(tǒng)廣義矩估計(jì)(GMM)加以估算。正如Judson和Owen(1999)指出的,盡管系統(tǒng)GMM主要是針對(duì)微觀(guān)面板數(shù)據(jù)模型而提出的,但在解決樣本期跨度較大、主體個(gè)數(shù)相對(duì)較少的宏觀(guān)面板數(shù)據(jù)模型的內(nèi)生性問(wèn)題仍具有巨大優(yōu)勢(shì)。9模型1即1年人均產(chǎn)出增長(zhǎng)方程包含因變量的最大滯后階數(shù)為1期,模型2即5年人均產(chǎn)出增長(zhǎng)方程包含因變量的最大滯后階數(shù)為2期。模型1a將社會(huì)保障支出比率、勞動(dòng)力變量、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平設(shè)為內(nèi)生變量,將物質(zhì)資本投資率設(shè)定為前定變量,其他變量則為外生變量,模型1b進(jìn)一步將社會(huì)保障支出比率與凈結(jié)婚率的乘積項(xiàng)設(shè)定為前定變量。模型2a和2b將人力資本投資水平設(shè)定為前定變量,其他變量設(shè)定與模型1a和1b保持一致。10此外,我們也嘗試在模型1c和2c中利用生育率來(lái)刻畫(huà)家庭形成狀況。表2給出各模型的估算和檢驗(yàn)結(jié)果。11表2中Arellano-BondAR(1)和AR(2)檢驗(yàn)表明,各模型殘差序列均存在顯著的1階自相關(guān)但不存在2階自相關(guān),意味各模型設(shè)定是可取的。進(jìn)一步,由Hansen過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)可知,各模型構(gòu)造的工具變量也是有效的。不過(guò),需要注意的是,相對(duì)于樣本量而言,我們構(gòu)造的工具變量數(shù)目較多,這會(huì)造成自由度的較大損失,在一定程度上弱化Hansen過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn),使之缺乏足夠的可信度。但正如Bond(2002)所指出的,內(nèi)生性問(wèn)題會(huì)導(dǎo)致OLS估算產(chǎn)生向上偏差,組內(nèi)估算會(huì)產(chǎn)生向下偏差,這意味著滯后1期因變量影響系數(shù)的真實(shí)值應(yīng)該介于OLS和組內(nèi)估算之間。以此為標(biāo)準(zhǔn),可以看出各模型的估算結(jié)果總體上較好。由模型1a的估算結(jié)果可知,社會(huì)保障對(duì)短期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有負(fù)面影響但并不顯著。儒家傳統(tǒng)文化信念沒(méi)有顯著改變社會(huì)保障對(duì)短期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響,體現(xiàn)在社會(huì)保障支出比率與儒家傳統(tǒng)文化啞變量乘積項(xiàng)的回歸系數(shù)不具有統(tǒng)計(jì)顯著性。這一結(jié)論得到了社會(huì)保障支出比率、儒家傳統(tǒng)文化啞變量和凈結(jié)婚率三者乘積項(xiàng)回歸結(jié)果的進(jìn)一步佐證(見(jiàn)模型1b)。12不過(guò),當(dāng)我們以出生率來(lái)刻畫(huà)家庭形成狀況時(shí),社會(huì)保障支出、儒家傳統(tǒng)文化啞變量和出生率三者乘積項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著為正(見(jiàn)模型1c),意味著出生率越高,儒家傳統(tǒng)文化信念越有助于遏制社會(huì)保障對(duì)短期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的不利影響。社會(huì)保障支出比率在模型2a中的回歸系數(shù)為負(fù)值且具有較好的統(tǒng)計(jì)顯著性,表明社會(huì)保障對(duì)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的負(fù)面影響。社會(huì)保障支出比率與儒家傳統(tǒng)文化啞變量乘積項(xiàng)的回歸系數(shù)為正,意味著儒家傳統(tǒng)文化信念有助于遏制社會(huì)保障對(duì)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的不利影響,但這一影響并不顯著且力度很小。不過(guò),與我們的理論預(yù)期相符,在引入家庭形成以排除其他非傳統(tǒng)文化因素的影響后,儒家傳統(tǒng)文化信念的積極影響變得更加突出也更為顯著,體現(xiàn)在社會(huì)保障支出比率、凈結(jié)婚率與儒家傳統(tǒng)文化啞變量三者乘積項(xiàng),以及社會(huì)保障支出比率、生育率與儒家傳統(tǒng)文化啞變量三者乘積項(xiàng)的回歸系數(shù)均顯著為正(見(jiàn)模型2b和2c)。這也很好地驗(yàn)證了儒家傳統(tǒng)文化信念主要是通過(guò)家庭來(lái)發(fā)揮作用:只有當(dāng)家庭得以良好形成,儒家傳統(tǒng)文化信念的作用機(jī)制鏈條才會(huì)完整,才會(huì)更好地強(qiáng)化父母的利他主義精神以及未來(lái)養(yǎng)老需要的“利己主義”動(dòng)機(jī),激勵(lì)父母增加儲(chǔ)蓄、加大對(duì)子女的教育力度,有效遏制社會(huì)保障對(duì)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的負(fù)面影響。五儒家傳統(tǒng)文化信念對(duì)社會(huì)保障的增長(zhǎng)效應(yīng)如前文所述,社會(huì)保障主要通過(guò)兩種機(jī)制(即物質(zhì)資本和人力資本積累機(jī)制)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生影響,而儒家傳統(tǒng)文化信念對(duì)這兩種機(jī)制均具有直接影響。為了澄清儒家傳統(tǒng)文化信念對(duì)社會(huì)保障的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的影響機(jī)理,本節(jié)進(jìn)一步考察儒家傳統(tǒng)文化信念對(duì)社會(huì)保障物質(zhì)資本積累和人力資本積累效應(yīng)的影響。表3給出相應(yīng)的系統(tǒng)GMM估算結(jié)果。13(一)社會(huì)保障支出比率與儒家傳統(tǒng)文化回歸在考察儒家傳統(tǒng)文化信念對(duì)社會(huì)保障物質(zhì)資本積累效應(yīng)的影響時(shí),我們以物質(zhì)資本投資率作為被解釋變量,并分別考慮當(dāng)年物質(zhì)資本投資率和5年移動(dòng)平均物質(zhì)資本投資率,控制變量包括0～14歲人口存活率、人口老齡化程度、勞動(dòng)力變量、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、財(cái)政收入比率和物價(jià)指數(shù),并取自然對(duì)數(shù)。模型3a和3b將經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、勞動(dòng)力變量、物價(jià)指數(shù)設(shè)定為內(nèi)生變量,社會(huì)保障支出比率及其與凈結(jié)婚率的乘積項(xiàng)為前定變量,其他變量為外生變量。模型4a和4b除了將勞動(dòng)力變量設(shè)定為前定變量外,其他變量性質(zhì)的設(shè)定與模型3a和3b相同。由Arellano-Bond1階和2階自相關(guān)檢驗(yàn)以及Hansen過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)可以看出,各模型的設(shè)定總體較好。而且,滯后1期因變量的回歸系數(shù)也較為合理,處于組內(nèi)回歸和OLS回歸結(jié)果之間。由模型3a和4a的估算結(jié)果可以看出,社會(huì)保障對(duì)短期和長(zhǎng)期物質(zhì)資本積累具有負(fù)的影響但并不顯著。社會(huì)保障支出比率與儒家傳統(tǒng)文化啞變量乘積項(xiàng)的回歸系數(shù)均為正值,表明儒家傳統(tǒng)文化信念有助于遏制社會(huì)保障對(duì)短期和長(zhǎng)期物質(zhì)資本積累的不利影響,但這些影響并不顯著。不過(guò),在考慮了家庭形成后,儒家傳統(tǒng)文化信念的積極影響變得更加突出也更為顯著,體現(xiàn)在社會(huì)保障支出比率、凈結(jié)婚率與儒家傳統(tǒng)文化啞變量三者乘積項(xiàng)的回歸系數(shù)均顯著為正(見(jiàn)模型3b和4b)。這與我們的理論預(yù)期保持了很好的一致性:在家庭得以良好形成的基礎(chǔ)上,儒家傳統(tǒng)文化信念會(huì)促使具有較強(qiáng)利他主義精神的父母增加儲(chǔ)蓄并以遺產(chǎn)方式轉(zhuǎn)移給子女,也有助于削弱資產(chǎn)替代效應(yīng)對(duì)居民儲(chǔ)蓄產(chǎn)生的負(fù)面影響,從而有助于遏制社會(huì)保障對(duì)長(zhǎng)期物質(zhì)資本積累的不利影響。(二)模型估計(jì)結(jié)果在儒家傳統(tǒng)文化信念對(duì)社會(huì)保障人力資本積累效應(yīng)的影響方程中,我們分別以1年中學(xué)入學(xué)率和5年中學(xué)入學(xué)率作為被解釋變量,控制變量包括0～14歲人口存活率、人口老齡化程度、勞動(dòng)力變量、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度、公共教育支出比率(即公共教育支出與GDP的比值)以及女性勞動(dòng)力比重(即女性勞動(dòng)力與勞動(dòng)力總數(shù)的比值),并取自然對(duì)數(shù)。模型5a和5b以及模型6a和6b將勞動(dòng)力變量、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平設(shè)定為內(nèi)生變量,其他變量為外生變量。由Arellano-Bond1階和2階自相關(guān)檢驗(yàn)以及Hansen過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)可以看出,各模型設(shè)定較好。而且,滯后1期因變量的回歸系數(shù)處于組內(nèi)回歸和OLS回歸結(jié)果之間。由模型5a和6a的估算結(jié)果可以看出,社會(huì)保障對(duì)短期和長(zhǎng)期人力資本投資分別具有正影響和負(fù)影響,但都不具有統(tǒng)計(jì)顯著性。一方面,儒家傳統(tǒng)文化信念并沒(méi)有顯著改變社會(huì)保障對(duì)短期人力資本投資的影響,體現(xiàn)在社會(huì)保障支出比率與儒家傳統(tǒng)文化啞變量的乘積項(xiàng),以及社會(huì)保障支出比率、凈結(jié)婚率與儒家傳統(tǒng)文化啞變量三者乘積項(xiàng)的回歸系數(shù)在模型5a和5b中都不具有統(tǒng)計(jì)顯著性;另一方面,社會(huì)保障支出比率與儒家傳統(tǒng)文化啞變量的乘積項(xiàng)在模型6a中的回歸系數(shù)為正值但并不顯著,社會(huì)保障支出比率、凈結(jié)婚率與儒家傳統(tǒng)文化啞變量三者乘積項(xiàng)在模型6b中的回歸系數(shù)則顯著為正,表明在考慮了家庭形成后,儒家傳統(tǒng)文化信念有助于遏制社會(huì)保障對(duì)長(zhǎng)期人力資本積累的不利影響。這與我們的理論預(yù)期保持了較好的一致性。此外,對(duì)比模型3b和模型5b的估算結(jié)果可知,儒家傳統(tǒng)文化信念對(duì)社會(huì)保障短期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的影響主要是通過(guò)物質(zhì)資本積累機(jī)制發(fā)揮作用,體現(xiàn)在社會(huì)保障支出比率、凈結(jié)婚率與儒家傳統(tǒng)文化啞變量三者乘積項(xiàng)對(duì)短期物質(zhì)資本積累的影響更為顯著。與此相對(duì)應(yīng)的是,儒家傳統(tǒng)文化信念對(duì)社會(huì)保障長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)