社会保障与经济增长:基于拟自然实验的分析
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摘要
20世纪八九十年代大量发展中国家陆续建立了社会保障制度,以此为契机,本文对社会保障制度的经济影响进行拟自然实验分析。特别地,本文利用114个发展中国家1981—2005年的面板数据和倾向得分匹配—双差分法构造反事实,较好地校正了选择偏差,识别出社会保障制度对经济增长的因果处置效应。研究表明,社会保障制度对经济增长具有显著的负影响,导致实际人均GDP增长率下降了2.5957个百分点。这一不利影响倾向于主要通过物质资本积累机制发挥作用,导致物质资本投资率增长率下降了173.94%,对人力资本积累的影响则较弱。制度安排尤其政策设计对社会保障制度的经济增长效应具有突出影响:较低的待遇水平和社保缴税(费)率会加剧社会保障制度的不利影响。较低的发展水平和较低的储蓄倾向具有类似影响,人口老龄化和较低的生育率则可缓解社会保障制度的不利影响。这对于中国长期可持续社会保障制度的建设具有良好的启示。
Beginning at the 1980 s and 1990 s, a large number of developing countries gradually adopted the social security system. Drawn on this quasi-experiment, the current paper analyzes the impact of the establishment of social security system on economic growth. In particular, using a panel dataset of 114 developing countries from1981 to 2005, this paper combines the propensity score matching method with the difference-in-difference approach to construct counterfactuals, which allows us to address the potential selection bias and therefore identifies the treatment effect of social security system. The results show that the growth rate of real GDP per capita decreases 2.5957 percentage points, indicating that social security system has a significant negative effect on economic growth. Rather than the lack of human capital accumulation, the main engine of the negative effect attributes to the insufficient physical capital accumulation——the growth rate of the physical capital investment rate has decreased 173.94%. Moreover, institutional arrangements and policy designs also play an important role on the causal effects of the social security system. Specifically, a social security system with lower benefits and taxes(or fees) is more likely to exacerbate the negative effects of the system on economic growth. We also find a similar scenario for the level of development and the propensity to save, but an opposite effect for the aging of population and fertility rate. The above findings should add sound knowledge for China in constructing a sustainable social security system in the long-term.
Beginning at the 1980 s and 1990 s, a large number of developing countries gradually adopted the social security system. Drawn on this quasi-experiment, the current paper analyzes the impact of the establishment of social security system on economic growth. In particular, using a panel dataset of 114 developing countries from1981 to 2005, this paper combines the propensity score matching method with the difference-in-difference approach to construct counterfactuals, which allows us to address the potential selection bias and therefore identifies the treatment effect of social security system. The results show that the growth rate of real GDP per capita decreases 2.5957 percentage points, indicating that social security system has a significant negative effect on economic growth. Rather than the lack of human capital accumulation, the main engine of the negative effect attributes to the insufficient physical capital accumulation——the growth rate of the physical capital investment rate has decreased 173.94%. Moreover, institutional arrangements and policy designs also play an important role on the causal effects of the social security system. Specifically, a social security system with lower benefits and taxes(or fees) is more likely to exacerbate the negative effects of the system on economic growth. We also find a similar scenario for the level of development and the propensity to save, but an opposite effect for the aging of population and fertility rate. The above findings should add sound knowledge for China in constructing a sustainable social security system in the long-term.
引文
[1]白重恩,李宏彬,吴斌珍.医疗保险与消费:来自新型农村合作医疗的证据[J].经济研究,2012,(2):41-53.
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[6]刘甲炎,范子英.中国房产税试点的效果评估:基于合成控制法的研究[J].世界经济,2013,(11):117-135.
[7]刘乃全,吴友.长三角扩容能促进区域经济共同增长吗[J].中国工业经济,2017,(6):79-97.
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[44]Smith,J.A.,and P.E.Todd.Does Matching Overcome LaLonde’s Critique of Nonexperimental Estimators[J].Journal of Econometrics,2005,125(1):305-353.
[45]Soares,R.R.The Effect of Longevity on Schooling and Fertility:Evidence from the Brazilian Demographic and Health Survey[J].Journal of Population Economics,2006,19(1):71-97.
[46]Zhang,J.Social Security and Endogenous Growth[J].Journal of Public Economics,1995,58(2):185-213.
[47]Zhang,J.,and J.Zhang.How Does Social Security Affect Economic Growth?Evidence from Cross-country Data[J].Journal of Population Economics,2004,17(3):473-500.
(1)2016年11月,国际社会保障协会在第32届全球大会上授予了中国政府“社会保障杰出成就奖”。
(2)按照国际惯例,60岁以上人口占总人口10%以上或者65岁以上人口占总人口7%以上,即为老龄化社会。根据国家统计局数据,2001年,中国65岁以上人口占总人口的比重首次超过7%,开始步入老龄化社会。
(1)近年来,如何确保社会保障制度的可持续性成为世界各国政府和学术界关注的重点,很多改革措施被提出,包括降低保障水平、提高缴费率和延迟退休等(Kitao,2014)。
(2)根据中国全国人大常委会规定,地方政府债务率不得超过100%。但是,2013年国家审计署第24号审计结果显示,36个样本地方政府中,9个省会城市的政府债务率超标。截至2016年1月,贵州、辽宁、云南和内蒙古四省份的债务率已越红线,其中辽宁的债务率高达197.5%。
(1)处置分析框架主要用于微观政策(如劳动管制政策)的评估分析,近年来也开始较广泛地用于宏观制度和政策变化的影响分析。例如,Mendon觭a and Souza(2012)利用这一分析框架考察了通胀目标制是否有助于物价稳定。
(2)Samuelson(1958)最早利用OLG模型考察了社会保障制度的经济影响,但他没有考虑居民储蓄和物质资本积累。
(1)郭凯明和龚六堂(2012)的理论分析表明,社会保障制度会削弱家庭保障机制,促使居民减少生育数量,故有更多资源用于子女教育投资,因而有利于人力资本积累和经济增长。张川川和陈斌开(2014)利用中国新型农村社会养老保险的数据发现,社会保障制度对家庭保障机制具有一定的替代作用。
(1)例如,Ehrlich and Zhong(1998)发现,经济发展水平越高,社会保障的不利影响越突出。
(2)条件独立分布假设是指在给定倾向得分的条件下,一国是否建立社会保障制度与其经济增长状况之间是独立的。满足这一条件意味着制度建立是条件外生的,因此可以通过比较处置组和对照组的经济增长状况来识别制度建立的因果效应。共同支撑假设是指所有的处置组和对照组国家建立社会保障制度的预测概率严格处在0—1之间,从而排除了极端情况,在此情况下寻求这两组预测概率的最大交集即共同支撑域。共同支撑假设排除了预测得分分布在两端的样本,从而提高了匹配质量,当然也会导致样本量减小。
(1)发展中国家是按照国际货币基金组织(IMF)2005年发布的《世界经济展望》中的标准划分的,包括非洲:阿尔及利亚、安哥拉、贝宁、博茨瓦纳、布基纳法索、布隆迪、佛得角、中非共和国、乍得、科摩罗、刚果民主共和国、刚果共和国、哥斯达黎加、科特迪瓦、吉布提、赤道几内亚、厄立特里亚、埃塞俄比亚、加蓬、冈比亚、加纳、几内亚、几内亚比绍、利比里亚、利比亚、马拉维、马里、毛里求斯、摩洛哥、莫桑比克、纳米比亚、尼日利亚、卢旺达、圣多美和普林西比共和国、塞内加尔、塞舌尔、塞拉利昂、索马里、苏丹、坦桑尼亚联合共和国、多哥、突尼斯、乌干达、赞比亚、津巴布韦;亚洲和大洋洲:阿富汗、巴林、孟加拉、柬埔寨、斐济、伊朗、伊拉克、科威特、老挝、马来西亚、马尔代夫、蒙古、缅甸、阿曼、巴基斯坦、卡塔尔、萨摩亚、沙特阿拉伯、所罗门群岛、斯里兰卡、泰国、汤加、图瓦卢、瓦努阿图、越南、也门;美洲:巴哈马群岛、伯利兹、哥伦比亚、古巴、多米尼克、多米尼加、厄瓜多尔、格林纳达、圭亚那、洪都拉斯、牙买加、巴拿马、巴拉圭、秘鲁、波多黎各、委内瑞拉;欧洲:亚美尼亚、阿塞拜疆、白俄罗斯、波斯尼亚和黑塞哥维那、保加利亚、克罗地亚、捷克共和国、爱沙尼亚、格鲁吉亚、匈牙利、哈萨克斯坦、吉尔吉斯共和国、拉脱维亚、立陶宛、马其顿、马耳他、摩尔多瓦、罗马尼亚、塞尔维亚、斯洛伐克、斯洛文尼亚、塔吉克斯坦、土耳其、土库曼斯坦、乌兹别克斯坦(国际社会保障协会网站把亚美尼亚、阿塞拜疆、格鲁吉亚、乌兹别克斯坦、哈萨克斯坦、吉尔吉斯共和国、塔吉克斯坦、土库曼斯坦都归入欧洲地区)。由于印度、巴西和南非建立社会保障制度的时间较早(分别为1952年、1923年和1928年),数据难以获取,故本文没有考虑这些国家。由于数据可比性的问题,本文也没有考虑中国。
(1)国际社会保障网站(http://www.issa.int)是国际社会保障协会(International Social Security Association)的官方网站。根据这一协会的定义,社会保障是指通过立法或其他强制性安排建立的为个人提供的各种保障计划,主要包括社会养老保障、医疗保险、失业保险、工伤保险和最低生活保障等内容。因此,本文研究的社会保障是指这样的一揽子保障计划。本文的样本国家均为发展中国家,这些国家在建立社会保障制度时普遍是以发达国家的社会保障制度为蓝本,借鉴了其中的很多做法。例如,同时建立了涵盖养老、医疗和失业等一揽子保障计划,规定了较为严格的享受养老保障的资格和条件(普遍需要达到规定的退休年龄和养老保险的缴纳期限等)。但受自身经济社会发展等因素的影响,采取的制度类型(例如,部分基金制还是完全基金积累制)以及社会保障水平等方面存在较为明显的差异。
(1)本文也尝试利用识字率(样本数量明显较少)来刻画人力资本投资,结果保持了较好的一致性。
(1)本文也尝试采用logit模型来估计倾向得分,结果没有明显变化。
(2)在使用内核匹配法时,本文也尝试了Gaussian内核,结果没有明显差异。
(3)处置组和对照组匹配变量的标准化差异为:(X1-X0)/0.5(S12+S02),X1和S12分别为处置组匹配变量的均值和方差,X0和S02分别为对照组匹配变量的均值和方差。该值越小意味组间差异越小。目前,实践中通常使用10 %、15%,甚至20%作为认定平衡性的标准。就整体平衡性检验而言,匹配后匹配变量对制度建立概率的解释力越差(即基于匹配后样本估算的probit倾向得分模型的R2越小),匹配后两组的分布差异越小,匹配质量越高(Caliendo and Kopeinig,2008)。
(1)这一节和下节的分析只给出5对1最邻近匹配法的估计结果,内核匹配法的结果存在一些差异,但总体结论保持了较好的一致性。遵循一些文献的做法(Abadie et al., 2010;Billmeier and Nannicini,2013;刘甲炎和范子英,2013;刘乃全和吴友,2017),本文也尝试利用合成控制法(Synthetic Control Method)考察社会保障制度的经济影响,但合成效果较差。原因可能在于:本文的样本期跨度较长(1981—2005年)而且样本国家均为发展中国家,数据搜集存在一定困难,导致数据缺失较多,很大程度上影响了合成控制法的效果。而且,合成控制法只能就单个分析单元的评估变量进行合成,若对多个分析单元进行整体评估时,则需要将多个分析单元合并为一个分析单元(Abadie et al.,2010;刘甲炎和范子英,2013;刘乃全和吴友,2017)。本文为跨国分析,处置组国家存在较大的异质性,加总为一个单元的做法很可能会带来较大问题,这也在较大程度上限制了合成控制法在本文的应用。实际上,本文曾尝试了多种方案,例如,以各大洲或较小的特定地区(如东欧地区)为单位将处置组国家加总,但效果都较差。今后,在更好地获取数据的基础上,利用合成控制法对社会保障制度的经济影响进行更加细致准确的评估无疑是一个非常重要的主题,笔者也将持续追踪这一问题。十分感谢匿名评审专家就此提出的宝贵建议。
(1)需要说明的是,为满足共同支撑条件,本文在估算基准结果时剔除了倾向得分高于和低于对照组得分最大值和最小值的处置组样本;而在使用修剪策略时,本文剔除的是处置组倾向得分分布尾部的一定比例(修剪水平)的样本。由于这两种方法剔除的目标样本不同,因此在修剪策略下处置组样本的数量可能多于或少于基准分析的数量。
(1)在估算基准结果时,由于现收现付制国家样本落在共同支撑域外,已经被剔除,故基金积累制样本的结果与基准结果相同。
(2)之所以以事前时点而非整个样本期内的实际人均GDP作为分组依据,是为了避免社会保障制度的影响带来的分组困扰。
[2]郭凯明,龚六堂.社会保障、家庭养老与经济增长[J].金融研究,2012,(1):78-90.
[3]郭庆旺,贾俊雪,赵志耘.中国传统文化信念人力资本积累与家庭养老保障机制[J].经济研究,2007,(8):58-72.
[4]何立新,封进,佐藤宏.养老保险改革对家庭储蓄率的影响:中国的经验证据[J].经济研究,2008,(10):117-130.
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[6]刘甲炎,范子英.中国房产税试点的效果评估:基于合成控制法的研究[J].世界经济,2013,(11):117-135.
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[8]万海远,李实.户籍歧视对城乡收入差距的影响[J].经济研究,2013,(9):43-55.
[9]王天宇,彭晓博.社会保障对生育意愿的影响:来自新型农村合作医疗的证据[J].经济研究,2015,(2):103-117.
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(1)2016年11月,国际社会保障协会在第32届全球大会上授予了中国政府“社会保障杰出成就奖”。
(2)按照国际惯例,60岁以上人口占总人口10%以上或者65岁以上人口占总人口7%以上,即为老龄化社会。根据国家统计局数据,2001年,中国65岁以上人口占总人口的比重首次超过7%,开始步入老龄化社会。
(1)近年来,如何确保社会保障制度的可持续性成为世界各国政府和学术界关注的重点,很多改革措施被提出,包括降低保障水平、提高缴费率和延迟退休等(Kitao,2014)。
(2)根据中国全国人大常委会规定,地方政府债务率不得超过100%。但是,2013年国家审计署第24号审计结果显示,36个样本地方政府中,9个省会城市的政府债务率超标。截至2016年1月,贵州、辽宁、云南和内蒙古四省份的债务率已越红线,其中辽宁的债务率高达197.5%。
(1)处置分析框架主要用于微观政策(如劳动管制政策)的评估分析,近年来也开始较广泛地用于宏观制度和政策变化的影响分析。例如,Mendon觭a and Souza(2012)利用这一分析框架考察了通胀目标制是否有助于物价稳定。
(2)Samuelson(1958)最早利用OLG模型考察了社会保障制度的经济影响,但他没有考虑居民储蓄和物质资本积累。
(1)郭凯明和龚六堂(2012)的理论分析表明,社会保障制度会削弱家庭保障机制,促使居民减少生育数量,故有更多资源用于子女教育投资,因而有利于人力资本积累和经济增长。张川川和陈斌开(2014)利用中国新型农村社会养老保险的数据发现,社会保障制度对家庭保障机制具有一定的替代作用。
(1)例如,Ehrlich and Zhong(1998)发现,经济发展水平越高,社会保障的不利影响越突出。
(2)条件独立分布假设是指在给定倾向得分的条件下,一国是否建立社会保障制度与其经济增长状况之间是独立的。满足这一条件意味着制度建立是条件外生的,因此可以通过比较处置组和对照组的经济增长状况来识别制度建立的因果效应。共同支撑假设是指所有的处置组和对照组国家建立社会保障制度的预测概率严格处在0—1之间,从而排除了极端情况,在此情况下寻求这两组预测概率的最大交集即共同支撑域。共同支撑假设排除了预测得分分布在两端的样本,从而提高了匹配质量,当然也会导致样本量减小。
(1)发展中国家是按照国际货币基金组织(IMF)2005年发布的《世界经济展望》中的标准划分的,包括非洲:阿尔及利亚、安哥拉、贝宁、博茨瓦纳、布基纳法索、布隆迪、佛得角、中非共和国、乍得、科摩罗、刚果民主共和国、刚果共和国、哥斯达黎加、科特迪瓦、吉布提、赤道几内亚、厄立特里亚、埃塞俄比亚、加蓬、冈比亚、加纳、几内亚、几内亚比绍、利比里亚、利比亚、马拉维、马里、毛里求斯、摩洛哥、莫桑比克、纳米比亚、尼日利亚、卢旺达、圣多美和普林西比共和国、塞内加尔、塞舌尔、塞拉利昂、索马里、苏丹、坦桑尼亚联合共和国、多哥、突尼斯、乌干达、赞比亚、津巴布韦;亚洲和大洋洲:阿富汗、巴林、孟加拉、柬埔寨、斐济、伊朗、伊拉克、科威特、老挝、马来西亚、马尔代夫、蒙古、缅甸、阿曼、巴基斯坦、卡塔尔、萨摩亚、沙特阿拉伯、所罗门群岛、斯里兰卡、泰国、汤加、图瓦卢、瓦努阿图、越南、也门;美洲:巴哈马群岛、伯利兹、哥伦比亚、古巴、多米尼克、多米尼加、厄瓜多尔、格林纳达、圭亚那、洪都拉斯、牙买加、巴拿马、巴拉圭、秘鲁、波多黎各、委内瑞拉;欧洲:亚美尼亚、阿塞拜疆、白俄罗斯、波斯尼亚和黑塞哥维那、保加利亚、克罗地亚、捷克共和国、爱沙尼亚、格鲁吉亚、匈牙利、哈萨克斯坦、吉尔吉斯共和国、拉脱维亚、立陶宛、马其顿、马耳他、摩尔多瓦、罗马尼亚、塞尔维亚、斯洛伐克、斯洛文尼亚、塔吉克斯坦、土耳其、土库曼斯坦、乌兹别克斯坦(国际社会保障协会网站把亚美尼亚、阿塞拜疆、格鲁吉亚、乌兹别克斯坦、哈萨克斯坦、吉尔吉斯共和国、塔吉克斯坦、土库曼斯坦都归入欧洲地区)。由于印度、巴西和南非建立社会保障制度的时间较早(分别为1952年、1923年和1928年),数据难以获取,故本文没有考虑这些国家。由于数据可比性的问题,本文也没有考虑中国。
(1)国际社会保障网站(http://www.issa.int)是国际社会保障协会(International Social Security Association)的官方网站。根据这一协会的定义,社会保障是指通过立法或其他强制性安排建立的为个人提供的各种保障计划,主要包括社会养老保障、医疗保险、失业保险、工伤保险和最低生活保障等内容。因此,本文研究的社会保障是指这样的一揽子保障计划。本文的样本国家均为发展中国家,这些国家在建立社会保障制度时普遍是以发达国家的社会保障制度为蓝本,借鉴了其中的很多做法。例如,同时建立了涵盖养老、医疗和失业等一揽子保障计划,规定了较为严格的享受养老保障的资格和条件(普遍需要达到规定的退休年龄和养老保险的缴纳期限等)。但受自身经济社会发展等因素的影响,采取的制度类型(例如,部分基金制还是完全基金积累制)以及社会保障水平等方面存在较为明显的差异。
(1)本文也尝试利用识字率(样本数量明显较少)来刻画人力资本投资,结果保持了较好的一致性。
(1)本文也尝试采用logit模型来估计倾向得分,结果没有明显变化。
(2)在使用内核匹配法时,本文也尝试了Gaussian内核,结果没有明显差异。
(3)处置组和对照组匹配变量的标准化差异为:(X1-X0)/0.5(S12+S02),X1和S12分别为处置组匹配变量的均值和方差,X0和S02分别为对照组匹配变量的均值和方差。该值越小意味组间差异越小。目前,实践中通常使用10 %、15%,甚至20%作为认定平衡性的标准。就整体平衡性检验而言,匹配后匹配变量对制度建立概率的解释力越差(即基于匹配后样本估算的probit倾向得分模型的R2越小),匹配后两组的分布差异越小,匹配质量越高(Caliendo and Kopeinig,2008)。
(1)这一节和下节的分析只给出5对1最邻近匹配法的估计结果,内核匹配法的结果存在一些差异,但总体结论保持了较好的一致性。遵循一些文献的做法(Abadie et al., 2010;Billmeier and Nannicini,2013;刘甲炎和范子英,2013;刘乃全和吴友,2017),本文也尝试利用合成控制法(Synthetic Control Method)考察社会保障制度的经济影响,但合成效果较差。原因可能在于:本文的样本期跨度较长(1981—2005年)而且样本国家均为发展中国家,数据搜集存在一定困难,导致数据缺失较多,很大程度上影响了合成控制法的效果。而且,合成控制法只能就单个分析单元的评估变量进行合成,若对多个分析单元进行整体评估时,则需要将多个分析单元合并为一个分析单元(Abadie et al.,2010;刘甲炎和范子英,2013;刘乃全和吴友,2017)。本文为跨国分析,处置组国家存在较大的异质性,加总为一个单元的做法很可能会带来较大问题,这也在较大程度上限制了合成控制法在本文的应用。实际上,本文曾尝试了多种方案,例如,以各大洲或较小的特定地区(如东欧地区)为单位将处置组国家加总,但效果都较差。今后,在更好地获取数据的基础上,利用合成控制法对社会保障制度的经济影响进行更加细致准确的评估无疑是一个非常重要的主题,笔者也将持续追踪这一问题。十分感谢匿名评审专家就此提出的宝贵建议。
(1)需要说明的是,为满足共同支撑条件,本文在估算基准结果时剔除了倾向得分高于和低于对照组得分最大值和最小值的处置组样本;而在使用修剪策略时,本文剔除的是处置组倾向得分分布尾部的一定比例(修剪水平)的样本。由于这两种方法剔除的目标样本不同,因此在修剪策略下处置组样本的数量可能多于或少于基准分析的数量。
(1)在估算基准结果时,由于现收现付制国家样本落在共同支撑域外,已经被剔除,故基金积累制样本的结果与基准结果相同。
(2)之所以以事前时点而非整个样本期内的实际人均GDP作为分组依据,是为了避免社会保障制度的影响带来的分组困扰。