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傳統文化信念、社會保障與經濟增長 11397字 投稿：江訪訣

全文10頁 共11397字

 

 

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作者：賈俊雪郭慶旺寧靜

世界經濟 2011年11期

 

　　一 引言

 

 

　　在中國人口眾多且人口老齡化進程加快的情況下，健全和完善社會保障制度是構建和諧社會的一項重要內容，如何有效應對巨大的社會保障壓力、構建一個適合中國國情的長期可持續的社會保障制度就成為中國政府和學術界急需破解的一個難題。而其中的核心就在于如何有效規避傳統的社會保障制度對經濟增長的不利影響，① 更好地化解“保民生”與“促增長”之間的矛盾，形成一種促增長→政府財力增加→加大民生投入的良性發展模式。

 

 

　　本文旨在從傳統文化信念入手，探究確保社會保障制度長期可持續發展的有效途徑。社會保障對經濟增長的影響機制較為復雜，家庭內部不同代際主體的行為互動模式在其中扮演著極為關鍵的角色（Barro,1974; Kaganovich and Zilcha,1999; Zhang and Zhang,2004; Ehrlich and Kim,2005），而傳統文化信念則從根本上決定了家庭內部成員的行為動機和特征，因而會對社會保障的經濟增長效應產生非常重要的影響。特別地，強調家庭和諧以及內部成員行為互助的儒家傳統文化信念有利于強化家庭內部成員的利他主義精神，也提供了一種有別于其他養老模式的家庭養老保障機制，有助于形成一種物質資本和人力資本的內生積累機制（郭慶旺等，2007），遏制社會保障對經濟增長的不利影響。令人遺憾的是，迄今為止，，還鮮有這方面較有力的經驗證據。本文試圖彌補這一缺陷，對現有文獻做出有益補充。為此，我們以跨國面板數據為基礎，在一個相對統一的分析框架內就儒家傳統文化信念對社會保障的經濟增長效應的影響及其作用機理進行經驗檢驗。

 

 

　　本文其余部分的結構安排如下：第二部分構建一個簡單的分析框架刻畫儒家傳統文化信念對社會保障的經濟增長效應的影響機理；第三部分建立一個用于經驗分析的計量模型，并給出簡要的數據描述；第四部分給出具體的結果；第五部分進一步就儒家傳統文化信念對社會保障的經濟增長效應的影響機制進行檢驗；最后給出本文的主要結論與政策建議。

 

 

　　二 基本分析框架

 

 

　　本節通過簡要梳理已有的研究文獻，剖析社會保障的經濟增長機制以及儒家傳統文化信念下家庭內部不同代際主體的行為互動特征，構建一個簡單的分析框架，刻畫儒家傳統文化信念對社會保障的經濟增長效應的影響機理。②

 

 

　　（一）社會保障的經濟增長機制

 

 

　　長期以來，社會保障對經濟增長的影響及其作用機制一直備受學術界的關注。早期研究主要是在新古典增長理論框架內，重點關注社會保障通過影響居民儲蓄進而影響物質資本積累和經濟增長的作用機制。Feldstein（1974）利用一個簡單的生命周期理論模型指出，社會保障主要通過資產替代效應和引致退休效應影響居民儲蓄和物質資本積累，其中資產替代效應會抑制居民儲蓄，引致退休效應則會增加居民儲蓄，因而社會保障對居民儲蓄和物質資本積累的最終影響取決于這兩種效應的大小對比。在此基礎上，Feldstein（1974）進一步利用美國的時序數據進行了研究，發現資產替代效應明顯強于引致退休效應，社會保障對居民儲蓄和物質資本積累具有顯著的抑制作用，不利于經濟增長。此后的大量經驗研究也得到了類似結論（Feldstein,1980、1996; Ehrlich and Zhong,1998; Samwick,2000）。不過，也有一些研究發現社會保障對居民儲蓄的影響并不顯著（Leimer and Lesnoy,1982）。

 

 

　　值得注意的是，Feldstein（1974）強調的資產替代效應和引致退休效應主要歸因于民間經濟主體的利己主義動機。但在現實經濟中，民間經濟主體還廣泛存在著利他主義精神，同樣會對社會保障的物質資本積累效應產生直接影響。事實上，Barro（1974）在一個疊代模型（OLG）框架內引入父母的利他主義動機和代際間收入轉移（遺贈）機制，認為具有利他主義精神的父母為了彌補子女因繳納社會保障稅造成的福利損失，會增加儲蓄并以遺產的方式留給子女，因而社會保障不會改變民間經濟主體的預算約束，對物質資本積累和經濟增長的影響是中性的。Laitner（1988）在Barro（1974）的模型基礎上，進一步考慮了子女對父母贍養行為的利他主義動機，發現社會保障對物質資本積累和經濟增長具有促進作用。

 

 

　　近年來，學術界逐漸擯棄了新古典增長模型，轉而主要以內生經濟增長理論為基礎，著重考察社會保障通過影響人力資本積累進而對經濟增長特別是長期經濟增長的作用機制的影響。Zhang（1995）以及Glomm和Kaganovich（2003）在一個內生增長理論框架內考慮了父母的利他主義精神，認為社會保障對人力資本積累進而對長期經濟增長具有促進作用。不過，他們的研究完全忽略了父母未來養老需要這一利己主義動機。Ehrlich和Zhong（1998）在引入父母的利己主義動機后發現，社會保障會削弱父母對子女贍養的依賴，因而利己主義動機較強的父母將會減少對子女的教育投入從而抑制人力資本積累和長期經濟增長。Kemnitz和Wigger（2000）同樣考慮了父母的利己主義動機，但得到了完全相反的結論——社會保障將退休老年人的養老金支付水平與下一代收入水平緊密地聯系在一起，父母為獲取更好的養老保障將會加大對子女的教育力度，因而有利于人力資本積累和長期經濟增長。Kaganovieh和Zilcha（1999）綜合考慮了父母的利他主義和利己主義動機，同樣發現社會保障有助于人力資本積累和長期經濟增長。

 

 

　　目前，這方面的經驗研究還相對較少且沒有給出一致結論。Zhang和Zhang（2004）以64個國家1960－2000年的面板數據為基礎，在較好地解決了內生性問題后發現，社會保障對人力資本積累和長期經濟增長具有顯著的促進作用。Ehrlich和Kim（2005）基于57個國家1960～1992年面板數據的研究則發現，社會保障對人力資本積累具有顯著的抑制作用，家庭內部代際間的收入轉移并不能完全抵消這一不利影響，因而總體上不利于長期經濟增長。

 

 

　　（二）儒家傳統文化信念的影響機理

 

 

　　由上述分析可以清晰地發現，盡管學術界對于社會保障的經濟增長效應遠未形成一致看法，但普遍認識到家庭內部不同代際主體的動機和行為互動特點對于社會保障的經濟增長效應至關重要。如圖1所示，社會保障主要通過兩種機制（即物質資本積累和人力資本積累機制）對經濟增長產生影響。其中，物質資本積累機制（見圖1中社會保障→居民儲蓄→物質資本積累→經濟增長這一機制鏈條）的關鍵在于社會保障對居民儲蓄行為的影響，而這主要取決于民間經濟主體利己主義動機驅動下的資產替代效應和引致退休效應的相對強弱，③ 以及利他主義精神帶來的遺產和贍養等家庭內部的代際間收入轉移模式。人力資本積累機制（見圖1中社會保障→子女教育→人力資本積累→經濟增長這一機制鏈條）的核心在于社會保障對父母的子女教育行為的影響，進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）以及出于自身未來養老需要（家庭養老機制）這一利己主義動機的強弱。

 

 

　　

 

 

　　圖1 儒家傳統文化信念對社會保障經濟增長效應影響機理的分析框架

 

 

　　但令人遺憾的是，已有研究完全忽視了造成家庭內部不同代際主體動機和行為差異的根本原因——傳統文化信念在其中扮演的角色。正如黃少安與孫濤（2005）指出的，道德習慣和家庭倫理等傳統文化信念作為一種非正規制度，較正規制度而言，會對人們的行為方式產生更長久的影響。與其他文化傳統如基督教文化不同，起源于中國并對東亞地區乃至世界產生深遠影響的儒家傳統文化更加強調家庭和諧以及內部成員的行為互助，對人們的家庭觀念進而對家庭行為具有極為深刻的影響。如圖1所示，概括起來，在儒家傳統文化居主流地位的國家和地區，家庭內部成員的動機和行為具有如下3個鮮明特點：（1）父母具有很強的利他主義精神，更加希望自己的子女能夠“出人頭地”、過得幸福；（2）父母對家庭養老的依賴性很強，更希望子女能夠為自己的養老提供物質和精神上的支持；（3）子女具有很強的“孝敬父母”的道德信念，能夠較好地履行贍養父母的義務，從而提供了一種很好的家庭養老保障機制。④

 

 

　　這樣的動機和行為特點不僅會對居民儲蓄也會對家庭教育產生深刻影響，進而通過物質資本和人力資本積累機制對社會保障的經濟增長效應產生重要作用：⑤ 一方面，更強的利他主義精神將促使父母增加儲蓄以給自己子女留下更多遺產，同時也有助于削弱資產替代效應對居民儲蓄產生的負面影響，因而有助于促進物質資本積累；另一方面，更強的利他主義精神也會促使父母更為關注子女教育，而且家庭養老保障機制的良好運轉也有助于強化父母出于自身未來養老需要這一利己主義動機，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，可以預期儒家傳統文化信念通過影響家庭內部成員的動機及其行為互動模式，有助于遏制社會保障對物質資本和人力資本積累進而對經濟增長的不利影響。

 

 

　　需要特別指出的是，儒家傳統文化信念對社會保障的經濟增長效應的影響主要依賴于家庭這一社會單元。事實上，家庭形成（即人們通過結婚、生育從而組建一個完整的家庭）是儒家傳統文化信念發揮作用的起點和前提（見圖1中家庭形成→家庭觀念→家庭行為這一機制鏈條）——只有在家庭得以良好形成的基礎上，家庭內部不同代際主體的動機和行為互動才會發生作用，儒家傳統文化信念對社會保障的經濟增長效應的影響機制鏈條才會完整。換言之，儒家傳統文化信念主要依附于家庭發揮作用。在下文的分析中，我們將依據這一特點來設計計量方法捕捉儒家傳統文化信念對社會保障的經濟增長效應的影響。

 

 

　　三 模型設定與數據描述

 

 

　　在前文分析的基礎上，我們利用跨國數據就儒家傳統文化信念對社會保障的經濟增長效應的影響進行經驗分析。本節首先給出計量模型設定以及數據的簡要描述。

 

 

　　（一）模型設定

 

 

　　考慮到不同國家和地區的地理環境、資源稟賦和社會制度等差異很大，這些難以準確度量的因素都會對經濟增長產生不同程度的影響，而且一些共同因素如世界范圍內的經濟危機也會對各國經濟增長造成影響。此外，現實經濟增長是一個動態過程，不僅取決于當前因素還與過去因素有關，即可能存在著路徑依賴問題。因此，本文采取如下形式的動態面板數據模型：

 

 

　　

 

 

　　

 

 

　　（二）數據描述

 

 

　　本文使用的面板數據涵蓋了42個國家和地區1980～2005年的數據，數據主要來源于聯合國（UN）、世界銀行（WB）、國際貨幣基金組織（IMF）、經濟合作與發展組織（OECD）、國際勞工組織（ILO）、亞洲發展銀行（ADB）、Summers－Heston（1991）和Mortality Database等數據庫。由于一些發展中國家和地區相關數據的可獲得性較差，因此本文使用的面板數據為非平衡面板數據。⑧ 在這42個國家和地區中，我們認為受儒家傳統文化信念影響較大的國家和地區主要有7個，包括中國、日本、韓國、泰國、新加坡、馬來西亞和中國香港地區，因而設定它們為儒家傳統文化地區。表1給出了主要經濟變量的基本統計描述。

 

 

　　

 

 

　　由表1可知，樣本期內1年人均產出增長率的均值為2.45％，其中最小值為拉脫維亞1992年的－34.04％，最大值為中國1994年的35.9％。5年人均產出增長率的均值為11.08％，其中最小值為拉脫維亞1990～1994年的－47.30％，最大值為中國1992～1996年的162.21％。5年人均產出增長率的標準差是1年人均產出增長率的5倍，表明樣本期內的各個國家和地區經濟發展水平的差距隨著時間推移在持續擴大。社會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家和地區的社會保障支出比率都小于7％，遠遠低于歐美國家的社會保障支出水平。

 

 

　　四 結果

 

 

　　在具體估算動態面板數據模型1時，我們需要仔細校正內生性問題：（1）因變量滯后項的引入將帶來內生性問題（Arellano and Bover,1995; Blundell and Bond,1998）；（2）社會保障和物質資本投資等解釋變量與經濟增長之間可能存在著雙向影響，從而引發內生性問題；（3）盡管我們在模型（1）中盡可能地考慮了各種影響因素，但不可避免地會存在遺漏變量，從而引發內生性問題。這使得通過構造外部工具變量來校正內生性問題變得異常復雜，因此，我們采用Arellano和Bover（1995）以及Blundell和Bond（1998）提出的系統廣義矩估計（GMM）加以估算。正如Judson和Owen（1999）指出的，盡管系統GMM主要是針對微觀面板數據模型而提出的，但在解決樣本期跨度較大、主體個數相對較少的宏觀面板數據模型的內生性問題仍具有巨大優勢。⑨ 模型1即1年人均產出增長方程包含因變量的最大滯后階數為1期，模型2即5年人均產出增長方程包含因變量的最大滯后階數為2期。模型1a將社會保障支出比率、勞動力變量、經濟發展水平設為內生變量，將物質資本投資率設定為前定變量，其他變量則為外生變量，模型1b進一步將社會保障支出比率與凈結婚率的乘積項設定為前定變量。模型2a和2b將人力資本投資水平設定為前定變量，其他變量設定與模型1a和1b保持一致。⑩ 此外，我們也嘗試在模型1c和2c中利用生育率來刻畫家庭形成狀況。表2給出各模型的估算和檢驗結果。(11)

 

 

　　表2中Arellano－Bond AR（1）和AR（2）檢驗表明，各模型殘差序列均存在顯著的1階自相關但不存在2階自相關，意味各模型設定是可取的。進一步，由Hansen過度識別檢驗可知，各模型構造的工具變量也是有效的。不過，需要注意的是，相對于樣本量而言，我們構造的工具變量數目較多，這會造成自由度的較大損失，在一定程度上弱化Hansen過度識別檢驗，使之缺乏足夠的可信度。但正如Bond（2002）所指出的，內生性問題會導致OLS估算產生向上偏差，組內估算會產生向下偏差，這意味著滯后1期因變量影響系數的真實值應該介于OLS和組內估算之間。以此為標準，可以看出各模型的估算結果總體上較好。

 

 

　　

 

 

　　由模型1a的估算結果可知，社會保障對短期經濟增長具有負面影響但并不顯著。儒家傳統文化信念沒有顯著改變社會保障對短期經濟增長的影響，體現在社會保障支出比率與儒家傳統文化啞變量乘積項的回歸系數不具有統計顯著性。這一結論得到了社會保障支出比率、儒家傳統文化啞變量和凈結婚率三者乘積項回歸結果的進一步佐證（見模型1b）。(12) 不過，當我們以出生率來刻畫家庭形成狀況時，社會保障支出、儒家傳統文化啞變量和出生率三者乘積項的回歸系數顯著為正（見模型1c），意味著出生率越高，儒家傳統文化信念越有助于遏制社會保障對短期經濟增長的不利影響。

 

 

　　社會保障支出比率在模型2a中的回歸系數為負值且具有較好的統計顯著性，表明社會保障對長期經濟增長具有顯著的負面影響。社會保障支出比率與儒家傳統文化啞變量乘積項的回歸系數為正，意味著儒家傳統文化信念有助于遏制社會保障對長期經濟增長的不利影響，但這一影響并不顯著且力度很小。不過，與我們的理論預期相符，在引入家庭形成以排除其他非傳統文化因素的影響后，儒家傳統文化信念的積極影響變得更加突出也更為顯著，體現在社會保障支出比率、凈結婚率與儒家傳統文化啞變量三者乘積項，以及社會保障支出比率、生育率與儒家傳統文化啞變量三者乘積項的回歸系數均顯著為正（見模型2b和2c）。這也很好地驗證了儒家傳統文化信念主要是通過家庭來發揮作用：只有當家庭得以良好形成，儒家傳統文化信念的作用機制鏈條才會完整，才會更好地強化父母的利他主義精神以及未來養老需要的“利己主義”動機，激勵父母增加儲蓄、加大對子女的教育力度，有效遏制社會保障對長期經濟增長的負面影響。

 

 

　　五 儒家傳統文化信念的作用機制檢驗

 

 

　　如前文所述，社會保障主要通過兩種機制（即物質資本和人力資本積累機制）對經濟增長產生影響，而儒家傳統文化信念對這兩種機制均具有直接影響。為了澄清儒家傳統文化信念對社會保障的經濟增長效應的影響機理，本節進一步考察儒家傳統文化信念對社會保障物質資本積累和人力資本積累效應的影響。表3給出相應的系統GMM估算結果。(13)

 

 

　　（一）物質資本積累機制

 

 

　　在考察儒家傳統文化信念對社會保障物質資本積累效應的影響時，我們以物質資本投資率作為被解釋變量，并分別考慮當年物質資本投資率和5年移動平均物質資本投資率，控制變量包括0～14歲人口存活率、人口老齡化程度、勞動力變量、經濟發展水平、財政收入比率和物價指數，并取自然對數。模型3a和3b將經濟發展水平、勞動力變量、物價指數設定為內生變量，社會保障支出比率及其與凈結婚率的乘積項為前定變量，其他變量為外生變量。模型4a和4b除了將勞動力變量設定為前定變量外，其他變量性質的設定與模型3a和3b相同。由Arellano－Bond 1階和2階自相關檢驗以及Hansen過度識別檢驗可以看出，各模型的設定總體較好。而且，滯后1期因變量的回歸系數也較為合理，處于組內回歸和0LS回歸結果之間。

 

 

　　由模型3a和4a的估算結果可以看出，社會保障對短期和長期物質資本積累具有負的影響但并不顯著。社會保障支出比率與儒家傳統文化啞變量乘積項的回歸系數均為正值，表明儒家傳統文化信念有助于遏制社會保障對短期和長期物質資本積累的不利影響，但這些影響并不顯著。不過，在考慮了家庭形成后，儒家傳統文化信念的積極影響變得更加突出也更為顯著，體現在社會保障支出比率、凈結婚率與儒家傳統文化啞變量三者乘積項的回歸系數均顯著為正（見模型3b和4b）。這與我們的理論預期保持了很好的一致性：在家庭得以良好形成的基礎上，儒家傳統文化信念會促使具有較強利他主義精神的父母增加儲蓄并以遺產方式轉移給子女，也有助于削弱資產替代效應對居民儲蓄產生的負面影響，從而有助于遏制社會保障對長期物質資本積累的不利影響。

 

 

　　（二）人力資本積累機制

 

 

　　在儒家傳統文化信念對社會保障人力資本積累效應的影響方程中，我們分別以1年中學入學率和5年中學入學率作為被解釋變量，控制變量包括0～14歲人口存活率、人口老齡化程度、勞動力變量、經濟發展水平、經濟開放度、公共教育支出比率（即公共教育支出與GDP的比值）以及女性勞動力比重（即女性勞動力與勞動力總數的比值），并取自然對數。模型5a和5b以及模型6a和6b將勞動力變量、經濟發展水平設定為內生變量，其他變量為外生變量。由Arellano－Bond 1階和2階自相關檢驗以及Hansen過度識別檢驗可以看出，各模型設定較好。而且，滯后1期因變量的回歸系數處于組內回歸和OLS回歸結果之間。

 

 

　　

 

 

　　由模型5a和6a的估算結果可以看出，社會保障對短期和長期人力資本投資分別具有正影響和負影響，但都不具有統計顯著性。一方面，儒家傳統文化信念并沒有顯著改變社會保障對短期人力資本投資的影響，體現在社會保障支出比率與儒家傳統文化啞變量的乘積項，以及社會保障支出比率、凈結婚率與儒家傳統文化啞變量三者乘積項的回歸系數在模型5a和5b中都不具有統計顯著性；另一方面，社會保障支出比率與儒家傳統文化啞變量的乘積項在模型6a中的回歸系數為正值但并不顯著，社會保障支出比率、凈結婚率與儒家傳統文化啞變量三者乘積項在模型6b中的回歸系數則顯著為正，表明在考慮了家庭形成后，儒家傳統文化信念有助于遏制社會保障對長期人力資本積累的不利影響。這與我們的理論預期保持了較好的一致性。

 

 

　　此外，對比模型3b和模型5b的估算結果可知，儒家傳統文化信念對社會保障短期經濟增長效應的影響主要是通過物質資本積累機制發揮作用，體現在社會保障支出比率、凈結婚率與儒家傳統文化啞變量三者乘積項對短期物質資本積累的影響更為顯著。與此相對應的是，儒家傳統文化信念對社會保障長期經濟增長效應的影響則更多地通過人力資本積累機制發揮作用，體現在社會保障支出、凈結婚率與儒家傳統文化啞變量三者乘積項對長期人力資本積累的影響更為突出（見模型4b和6b）。

 

 

　　六 結論與政策建議

 

 

　　傳統文化信念作為一種重要的非正規制度，會對人們的行為方式進而對社會保障的經濟增長效應產生極為重要的影響，但已有研究普遍忽略了這一點。為了彌補這一缺陷，本文首先構建了一個簡單的分析框架刻畫了儒家傳統文化信念對社會保障的經濟增長效應的影響機理，進而以42個國家和地區1980～2005年的現實數據為基礎，利用動態面板數據模型和系統廣義矩估計（GMM）就儒家傳統文化信念對社會保障的經濟增長效應的影響及其作用機制進行檢驗。

 

 

　　我們的研究表明，社會保障支出增加對短期經濟增長具有抑制作用但并不顯著，對長期經濟增長則具有顯著的負向影響，對短期和長期物質資本積累具有負向影響但并不顯著，對短期和長期人力資本積累分別具有正向和負向影響但同樣不具有統計顯著性。儒家傳統文化信念總體上有助于遏制社會保障對短期特別是長期經濟增長的不利影響，尤其是在引入家庭形成以排除其他非傳統文化因素的影響后，這一影響變得更為突出。進一步的分析還表明，儒家傳統文化信念對社會保障的短期經濟增長效應的影響主要是通過物質資本積累機制發揮作用，體現在儒家傳統文化信念更有助于遏制社會保障對短期物質資本積累的不利影響；對社會保障的長期經濟增長效應的影響則更多的是通過人力資本積累機制發揮作用，體現在儒家傳統文化信念有助于遏制社會保障對長期物質資本和人力資本積累的不利影響，但后一種影響更為突出。

 

 

　　上述結論對于中國長期可持續的社會保障制度建設具有重要意義。在中國政府財力有限的背景下，如何有效破解“保民生”和“促增長”之間的突出矛盾就成為一個亟待解決的現實難題。

 

 

　　從短期來看，這一難題的破解在很大程度上依靠高投資，以保持高速經濟增長的同時確保政府收入的增加，從而使政府有足夠財力投人民生工程。可是，如果繼續保持過去傳統的高投資模式和格局，經濟結構可能更加難以平衡。因此，中國政府在強調“保民生”時，可以考慮適度放緩經濟增長的速度，以便在保民生和動態合理調整經濟結構的情況下打好長期經濟發展的基礎。從長期來看，一個更為可取的選擇是進一步弘揚傳統文化信念以及加強現代家庭養老保障機制的培育，充分發揮中華文化傳統美德和家庭養老保障機制在促進物質資本、人力資本積累進而長期經濟增長中的積極作用，有效遏制社會保障帶來的不利影響，形成一種促增長→政府財力增加→加大民生投入的良性發展模式。

 

 

　　注釋：

 

 

　　① 隨著中國社會保障制度的建立與不斷完善，國內學術界對社會保障與經濟增長關系的研究日益增多，例如鄭偉與孫祁祥（2003）、何樟勇與袁志剛（2004）、彭浩然與申曙光（2007）以及邵宜航等（2010）。

 

 

　　② 我們根據匿名評審專家富有建設性的意見充實了這部分內容，在此深表謝意。

 

 

　　③ 社會保障對居民儲蓄的資產替代效應是指人們以參加社會保障而積累的資產（財富）取代其他形式的私人資產（財富），其中主要是減少個人儲蓄；引致退休效應是指由于社會保障可能會促使人們提前退休（使退休時期變長），從而會促使人們在工作時期增加個人儲蓄。

 

 

　　④ “望子成龍”、“養兒防老”和“百善孝為先”這樣的詞匯能夠較好地反映出儒家傳統文化信念驅動下的家庭內部成員的動機和行為特點。

 

 

　　⑤ 儒家傳統文化信念驅動下家庭行為也會通過其他機制對居民儲蓄和子女教育產生影響，但其對社會保障的經濟增長效應的影響較弱，因此我們在圖1中用虛線來表示。

 

 

　　⑥ Treisman（2000）和Paldam（2002）利用地區啞變量捕捉了不同國家傳統文化的差異及其對腐敗的影響。構造更為精準的指標以測度不同國家儒家傳統文化信念的強弱將是今后值得深入研究的方向。非常感謝匿名評審專家對此提出的寶貴意見。

 

 

　　⑦ 中學入學率在國際上通常有兩種統計口徑，即毛入學率（所有年齡階段的中學生人數占12～18歲年齡總人口的比值）和凈入學率（12～18歲的中學生人數占12～18歲總人口的比值）。由于缺乏較為完整的凈入學率數據，因此本文采取的是毛入學率。

 

 

　　⑧ 這42個國家和地區分別為30個OECD成員國以及馬耳他、立陶宛、斯洛文尼亞、拉脫維亞、泰國、馬來西亞、新加坡、中國、中國香港地區、阿根廷、巴拿馬和烏拉圭。各個國家和地區的社會保障支出數據均不夠完整，其中30個OECD國家社會保障支出數據的時間跨度為1980～2003年，亞洲和南美洲國家和地區數據的時間跨度為1989～2002年，其余國家數據的時間跨度為1996～2005年。

 

 

　　⑨ 我們也嘗試借鑒Ehrlich和Kim（2005）的做法將社會保障制度建立年限作為工具變量，利用2SLS對社會保障支出的內生性進行校正，得到的社會保障支出對短期和長期經濟增長均具有負面影響，這與系統GMM得到的結論總體上保持了較好的一致性，但2SLS得到的社會保障支出對長期經濟增長負面影響的顯著性較差。

 

 

　　⑩ 相應的difference－in－Hansen檢驗表明，我們不能拒絕上述變量的性質設定。

 

 

　　(11) 兩步系統GMM存在著較為嚴重的有限樣本偏差，我們采取的是一步系統GMM。由于Sargen檢驗對于異方差和自相關是非穩健的，因此我們使用的是Hansen過度識別檢驗。我們也嘗試利用Windmeijer有限樣本校正的兩步系統GMM進行估算，得到的結論沒有明顯差異。關于系統GMM的詳細介紹，參見Bond（2002）。我們也嘗試在模型1a～1c以及模型2a～2c中包含滯后1期的社會保障支出比率及其與家庭形成變量的乘積項，但相應的Arellano－Bond AR（1）和AR（2）檢驗以及Hansen過度識別檢驗表明，這樣的設定存在明顯偏誤。此外，考慮到新加坡和中國香港地區均為城市經濟體，馬來西亞雖然受儒家文化影響很深，但其主流文化為伊斯蘭文化，因此我們也嘗試從整個樣本中剔除上述3個國家和地區。不過，基本結論并未發生明顯變化。

 

 

　　(12) 需要注意的是，由于引入社會保障支出比率與家庭形成變量的乘積項，此時社會保障支出比率的回歸系數與基準情況的估算結果并不具有很好的可比性。關于這方面的詳細介紹，參見Wooldridge（2003）。

 

 

　　(13) 同樣，我們也嘗試采用生育率以及剔除新加坡、馬來西亞和中國香港地區進行穩健性檢驗，結論并未發生變化。限于篇幅，略去了具體估算結果。

 

作者介紹：賈俊雪，郭慶旺，寧靜，中國財政金融政策研究中心，中國人民大學財政金融學院(北京 100872)。

 

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  本文關鍵詞：傳統文化信念、社會保障與經濟增長，由筆耕文化傳播整理發布。

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