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《云南財經大學學報》2015年第五期

一、引言

隨著我國經濟快速提升的同時，國民幸福感也逐漸引起了政策制定者的關注。中共十六大第一次提出“讓社會更加和諧”的重要目標，把構建社會主義和諧社會作為加強黨執政能力建設的重要內容。中共十八大把提高民生幸福作為治國理政的根本目標，強調“多謀民生之利，多解民生之憂，解決好人民群眾最關心最直接最現實的利益問題”，讓人民群眾生活得更加幸福。近年來，我國政府不斷加強和改進財政支出工作，通過大幅度增加保障和改善民生的投入，努力讓廣大人民群眾更好地分享改革發展成果。國內外一些學者(DiTella等，魯元平、張克中)研究發現，由教育、醫療和社會保障就業支出組成的親貧式支出可能是提升民生幸福的一個重要手段。如果親貧式支出的確能提升國民幸福，那么是否存在著一個最優的親貧式支出規模，從而使親貧式支出對國民幸福的影響效應最大呢?這即是本文將要研究的問題。

二、文獻綜述

一般認為，由教育支出、醫療支出及社會保障支出組成的親貧式支出能較顯著地提升國民幸福。首先，教育支出會影響國民幸福。第一，教育支出通過提供更好的教育設施、更強的師資力量，保障居民的基本受教育權利而減少社會的不公平，從而提高國民幸福。一些學者通過研究公共教育支出占國民生產總值的比重對幸福的影響，發現公共教育支出與主觀幸福感呈現正相關。魯元平和張克中(2010)［2］通過研究親貧式支出對我國居民主觀幸福感的影響，發現增加教育支出有利于提升農村居民幸福感，其原因可能在于政府提供的教育支出(如九年義務教育支出)對農村家庭而言是一項不小的扶持，使農村居民的基本受教育權利得到保障。第二，教育能通過增加居民的經濟收入提升居民的幸福感。人力資本理論認為，知識技能與生產效率成正相關，知識技能積累的差異性在自由競爭的市場環境中能獲得相應的補償，受教育程度較高的個體將獲得更高的收入(Mincer，1974)［3］，從而提高個體的幸福水平。第三，對個人而言，教育支出與幸福感之間的關系可能存在正效應也可能存在負效應。Blanchflower和Oswald(2004)通過對英國及美國長達25年的幸福感研究發現，教育水平對幸福感呈正相關。而Clark等(1996)［5］通過英國近5000個調查者的數據研究發現，居民的幸福感隨著教育水平的提升反而下降，其原因可能在于隨著教育水平的提高，個體對收入的期望更高，而這一期望又往往難以達到。其次，醫療衛生支出關系到一個國家居民醫療需求的滿足和整體健康水平的提高，完善的醫療保障體系能夠為國民解決后顧之憂，因而增加醫療衛生支出能夠提升國民的幸福水平。PaulJ．Feldstein(1979)認為，居民對于公共衛生和醫療服務的需求事實上是一種健康的衍生需求，因而提高醫療衛生服務支出，能夠在一定程度上滿足這種需求。PaulDolan等(2008)［6］通過總結已有的文獻發現，無論是身體健康狀況還是心理健康狀況都與幸福感密切相關，其中心理健康狀況比身體健康更能影響主觀幸福感。MichaelA．Shields等(2005)［7］研究發現，當居民患有急性嚴重疾病時，將會極大地降低居民的幸福感，并得出政府提升醫療服務水平的重要性的結論。因而政府增加醫療衛生支出，提升醫療服務水平，減輕居民醫療費用負擔，能夠提升居民的幸福感。再次，社會保障體系的完善程度也會影響國民幸福。伊斯特林(Easterlin)［8］認為，政府通過擴大公共支出，建立充分就業和覆蓋面廣的社會保障網絡，是顯著地增進人民幸福的一條途徑。一般認為，失業會降低國民的幸福水平。對個體而言，失業除了導致經濟收入的減少外，還會給失業者帶來精神上的創傷，如焦慮、抑郁、自尊的喪失等;對國家而言，失業將會導致社會不穩定，進而導致居民的經濟、人身安全受到威脅，從而降低整體幸福水平。Alesina等(2004)［9］對美國組數據的實證研究發現，失業率降低了居民的幸福感。DiTella等(2003)［10］對美國及歐洲20世紀70年代至90年代之間的數據實證分析后發現，增加政府失業救濟金能顯著地提升國民幸福水平。最后，由教育、醫療、社會保障構成的親貧式支出可能是提升國民幸福的一個重要手段。謝舜等(2012)［11］認為，如果政府確實將財政收入用于提供社會緊缺的教育、醫療、衛生和社會保障等公共產品，以公共產品的方式將納稅人的稅收進行返還，居民將會得到更好的公共服務與效用。魯元平等(2010)［2］通過實證研究發現，由教育、醫療和社會保障構成的親貧式支出對國民幸福有顯著的促進作用，可以作為解決“幸福悖論”的重要手段，并有利于國民幸福的持續提升。綜上所述，親貧式支出與國民幸福之間存在顯著正效應關系，親貧式支出中的各個部分也與國民幸福之間存在密切的聯系。在親貧式支出與國民幸福研究中，考慮最優的親貧式支出比例將能進一步揭示其中的邏輯和機制，為政策制定者提供有意義的參考。因為在預算約束下，一項支出如親貧式支出過多，必然會擠占其他支出如基礎設施建設支出、住房支出、公共安全支出、一般公共服務支出等支出，導致財政支出結構不協調及低效率，從而影響經濟發展、政府的正常運行、公共安全的保障，進而降低國民幸福水平。而現有的文獻多數是證明親貧式支出或親貧式支出中的某一項支出對國民幸福具有正的或負的影響，很少有學者從最優的親貧式的比例視角來研究親貧式支出與國民幸福的關系。本文將重點研究親貧式支出對國民幸福的影響效應，并找出最佳的財政支出比例，以最大地增進國民幸福。

三、國民幸福指數的測量及分析

參考斯蒂格利茨、阿馬蒂亞•森等［12］對幸福概念的多維解釋，從物質生活水平、個人活動及社會關系、環境質量、社會生活狀況和經濟、人身安全等5方面測量國民幸福。其中物質生活水平方面選取了人均國內生產總值(GDP)、居民消費水平、城鎮居民家庭可支配收入、農村居民人均純收入4個指標;個人活動及社會關系方面選取每萬人參加工會會員人數、每萬人中擁有的社會團體數2個指標;環境質量方面選取工業煙、粉塵及生活污水2個指標;社會生活狀況方面選取城鎮登記失業率、居民消費價格指數、人口撫養比、每萬人中衛生技術人員數、每10萬人中擁有大專學歷以上人口和城鄉收入差距6個指標;經濟、人身安全方面選取刑事犯罪率加以衡量，其中刑事犯罪率是指每萬人中刑事犯罪的人數，該數據來源于2002～2013年《中國檢察年鑒》，其余數據均來自于2002～2013年《中國統計年鑒》。從圖1可以直觀地看出我國各省市區在2001年至2012年期間，國民幸福水平都有程度不同的上升的趨勢，說明我國各省市經過12年的發展，整體國民幸福水平都提升了。然而從空間上看，各地區呈現出比較顯著的差異。從圖2可以直觀地看出，2001年，相較于其他省市區而言，新疆、青海、吉林、京津地區以及東部浙江、上海、廣東等地國民幸福水平較高，甘肅、內蒙古、黑龍江、遼寧、山東、江蘇、福建、湖北等地國民幸福水平相對中等，中部、西南部等地幸福水平相對較低;2006年，相較于其他省市區而言，新疆、青海、吉林的國民幸福水平由2001年的相對較高區域轉變為相對中等區域，而山東、江蘇、福建等地則與之相反，而中部及西南部地區仍然處于國民幸福水平相對較低區域;2012年，東部地區江蘇、上海、浙江、福建、廣東、東北部的遼寧以及京津地區依然處于國民幸福水平相對較高的區域，其可能原因是東部地區物質生活水平及社會生活狀況一直保持較高水平，而中西部地區卻保持較低水平;另外一個重要原因是東部地區實施產業轉移戰略，即把一些重工業污染環境較大的產業向中西部地區轉移，這使得中西部地區環境污染進一步加重，間接降低了國民幸福水平，而東部地區則減輕了環境污染的壓力，間接提升了國民幸福水平。

四、模型構建與變量定義

關于財政支出規模與經濟增長之間的關系，主流經濟學文獻認為它們之間存在顯著的Arm-ey曲線，即倒U型曲線。［13］當財政支出規模低于臨界點時，財政支出規模的擴大能促進經濟的增長;但當財政支出規模達到這一臨界點之后，則財政支出規模的擴大將阻礙經濟的增長。文章借鑒財政支出與經濟增長之間的理論，試圖檢驗親貧式支出與國民幸福水平之間是否也存在顯著的倒U型曲線。

(一)模型構建親貧式支出與國民幸福之間可能存在顯著的Armey曲線，為了驗證這一點，研究親貧式支出與國民幸福之間的實證方程。公式(1)中，NHIit表示第i個省份第t年的國民幸福指數;C為常數項，表示不隨個體樣本變化的固定數值;QPSit表示第i個省第t年的親貧式支出占財政總支出的比重;Xit表示影響國民幸福的其他關鍵變量;εit為誤差項。當公式(1)不含平方項時定義為模型1－1，包含平方項時定義為模型1－2。根據αi符號取值的不同，親貧式支出對國民幸福水平的影響曲線也會有所差異，具體可區分為。

(二)變量定義國民幸福指數:采取物質生活水平、個人活動及社會關系、環境質量、社會生活狀況和經濟、人身安全等5方面共15個指標測算國民幸福指數值。親貧式支出(QPS):按照現有文獻的一般做法包含教育支出、醫療衛生支出以及社會保障支出。影響國民幸福的其他因素:一是經濟開放度。經濟開放可能通過擴展人們視野、促進跨文化交流等渠道影響國民幸福。此外，經濟的開放可能通過降低國內通貨膨脹率和失業率從而間接地影響國民幸福。本文用進出口總額與國內生產總值的比重來表示各省的經濟開放度。二是城鎮化水平。城鎮化進程能夠顯著地影響居民的生活狀況及居民收入水平的差距，因而城鎮化水平是影響國民幸福的一個重要因素。本文采用城鎮化率即城鎮人口占總人口的比重來研究城鎮化水平對國民幸福的影響。三是人口密度。人口的增加會加重社會的負擔、擠占個人的活動空間，但是人口的增加在一定程度上能促進人與人之間的交往，加強人與人之間的聯系，因而人口密度是影響國民幸福水平的一個重要因素。四是交通基礎設施條件。交通基礎設施的完善，能促進一個地區與外界的經濟、文化、社會等聯系，進而影響國民幸福水平，本文采用每平方公里的鐵路里程數與公路里程數之和來衡量交通基礎設施條件。上述的數據均來自于2002～2013年《中國統計年鑒》。

五、實證回歸結果分析

(一)面板數據單位根及協整檢驗1．單位根檢驗考慮宏觀經濟變量可能存在非平穩性，為避免偽回歸，確保估計結果的有效性，故對面板數據序列的平穩性實施單位根檢驗。 2．協整檢驗由于各變量均為一階單整變量I(1)，因而有必要進行協整檢驗以判斷各變量間是否存在長期均衡關系。采用同質面板Kao協整檢驗，結果見表2。從中可以看出，Kao協整檢驗的p值顯著小于1%，表明各因變量之間存在長期均衡關系，可以進行回歸分析。同時，根據Hausman檢驗結果，判定其是采用固定效應模型還是隨機效應模型。

(二)全樣本回歸分析表3報告了面板數據模型全樣本回歸結果，其中模型1－1不包含親貧式支出的平方項，模型1－2包含親貧式支出的平方項。通過表3中模型1－1中的第(1)列可以得到，僅僅包含親貧式支出的一次項時，親貧式支出的系數雖然為正，但并沒有通過顯著性水平為10%的顯著性檢驗，說明親貧式支出與國民幸福之間線性關系不顯著。從表3中模型1－2第(1)列的回歸結果來看，無論是親貧式支出的一次項還是平方項都在1%的統計水平下顯著，即說明親貧式支出與國民幸福之間并非簡單的非線性關系，而是表現出倒U型結構，其拐點為36.9%。即當親貧式支出占財政總支出不超過36.9%時，國民幸福增加，親貧式支出的幸福效應顯著。當親貧式支出占財政總支出超過36.9%時，國民幸福水平反而隨著這一比例的上升而下降。而這與國內學者楊寶劍、顏彥(2012)［14］對財政支出與經濟增長關系研究的結論非常相似，他們認為當科教文衛支出與社會保障支出占財政總支出的比率為39%時，對經濟的增長是最為有利的。之所以會在親貧式支出占比36.9%時達到最優的國民幸福水平，應該是當親貧式支出超過一定的比率時，會使得財政支出結構不均衡從而影響經濟的持續發展、政府公共管理活動的正常運行，進而抵消了親貧式支出的增加對國民幸福的促進效應。一方面，在預算約束下，教育等親貧式支出的增加必然會擠占其他支出如基礎設施建設支出、住房支出、公共安全支出、一般公共服務支出等支出，導致財政支出結構不協調及低效率，影響經濟發展、政府的正常運行、公共安全的保障，進而降低了國民幸福水平。另一方面，教育、醫療、社會保障等親貧式支出來源于稅收，親貧式支出的過度增加必然會增加居民的稅收負擔，從而影響個人的可支配收入，進而影響國民幸福水平。所以教育、醫療等親貧式支出應該擴大但應有一個恰當的比率，達到這一比率時，財政支出結構最有效率，經濟持續發展，居民稅負較為合理，國民幸福水平較高。從控制變量來看，城鎮化率對國民幸福水平具有顯著的正效應，因為城鎮化進程能夠顯著地改善居民的生活狀況、提升居民的物質生活水平，進而增進國民幸福;人口密度對國民幸福也具有顯著的正效應，其原因可能在于，人口比較密集的地區往往是物質生活水平比較高、經濟比較發達的地區，此外，人口密度較高，社會團體也相對較多，社會交際相對較多，進而相比人口密度少的地區幸福些;經濟開放度以及交通基礎設施水平對國民幸福的影響并不顯著，其原因可能在于經濟開放度及交通基礎設施是通過影響經濟收入、就業等因素間接影響國民幸福，對國民幸福的直接影響效應較弱。

(三)分層回歸分析表3的回歸結果表明了親貧式支出與國民幸福水平存在顯著的倒U型關系，但它只是全樣本分析，有必要進行分層樣本回歸分析。根據本文對國民幸福水平的測量結果，將全樣本分成兩個層級，即將我國31個省市區分成兩大地域:其一是國民幸福水平相對較高的地區，包括吉林、遼寧、北京、天津、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東、內蒙古、湖北、青海、新疆等14個地區;其二是國民幸福水平相對較低的地區，包括黑龍江、河北、海南、山西、河南、安徽、江西、湖南、陜西、甘肅、寧夏、貴州、廣西、四川、重慶、云南、西藏等17個地區。表4給出了面板數據模型分樣本回歸結果，其中“(1)”代表國民幸福水平相對較高地區的樣本，“(2)”代表國民幸福水平相對較低地區的樣本。從表4模型1－1的第(1)列與第(2)列可知，當回歸方程中不包含親貧式支出的平方項時，親貧式支出與國民幸福之間的線性關系依然不顯著;從表4模型1－2的第(1)列與第(2)列可知，當回歸方程中包含親貧式支出的平方項時，親貧式支出與國民幸福之間的倒U型關系依然很顯著。首先分析國民幸福水平相對較高的區域的回歸結果:從模型1－2的第(1)列的回歸結果計算可得，當親貧式支出占財政總支出比重低于37．36%時，親貧式支出對國民幸福水平呈顯著的正效應，即當親貧式支出占比增加時國民幸福水平也隨之提高;當親貧式支出占財政總支出的比重高于37．36%時，親貧式支出占比的增加反而會降低國民幸福水平，從而說明親貧式支出與國民幸福水平呈顯著的倒U型結構。對于國民幸福水平相對較低的區域，也可以進行類似的分析:從模型1－2的第(2)列的回歸結果計算可得，當親貧式支出占財政總支出比重低于37．86%時，親貧式支出對國民幸福水平呈顯著的正效應，即當親貧式支出占比增加時，國民幸福水平也隨之提高;當親貧式支出占財政總支出的比重高于37．86%時，親貧式支出占比的增加反而會降低國民幸福水平，從而說明親貧式支出與國民幸福水平呈顯著的倒U型結構。通過兩類區域的對比分析發現，國民幸福水平相對較低的區域比國民幸福水平相對較高的區域的拐點略為靠后一些，其原因可能在于，國民幸福水平相對較低的地區，需要更多的親貧式支出。國民幸福水平相對較低的地區多為中西部地區，其教育條件、基礎醫療條件相對較差，社會保障覆蓋范圍相對較小，貧困人口占地區總人口的比例相對較大，因而這些地區相比國民幸福較高的地區需要更多的親貧式支出。

(四)親貧式支出分類回歸分析為了更進一步研究親貧式支出與國民幸福之間的關系，有必要研究親貧式支出中的各類支出與國民幸福水平之間的關系。文章重點研究了親貧式支出中的教育支出、醫療支出與國民幸福水平之間的關系，面板數據模型回歸結果見表5。表5中第(1)列表示全樣本回歸結果，第(2)列表示國民幸福水平相對較高區域的回歸結果，第(3)列表示國民幸福水平相對較低區域的回歸結果。從全樣本的回歸結果來看，教育支出、醫療衛生支出對國民幸福均具有正的影響效應，說明通過提高教育支出與醫療衛生支出的規模，可以有效提升國民幸福水平。從第(2)列與第(3)列的回歸結果來看，教育支出、醫療支出與國民幸福依然存在著顯著的正效應。進一步地，通過對表5第(2)列與第(3)列回歸結果的對比分析，我們發現，國民幸福水平相對較低的地區與國民幸福水平相對較高的地區相比，其國民幸福水平的提升更依賴于醫療衛生支出占比的增加。國民幸福水平相對較低的地區多處于中西部地區，其醫療資源遠遠沒有東部地區豐裕。據中國社會科學院公共政策研究中心的一份報告指出，上海市的社區醫療服務中心的醫生和病床規模基本相當于中西部地區的縣級醫院［15］，從中可見中西部地區醫療資源與東部地區的巨大差距。加大對國民幸福水平相對較低地區的醫療衛生支出，提升基層醫療衛生服務機構的水平，逐漸解決中西部地區醫療資源不足的問題，才能逐漸提升當地居民的幸福感。六、結論與建議本文在構建國民幸福指數測量體系的基礎上測算出了2001～2012年我國31個省市區的國民幸福指數，繼而考察了親貧式支出對國民幸福的影響。實證結果表明:第一，親貧式支出與國民幸福之間并非是簡單的線性關系，而是存在顯著的倒U型曲線，其拐點為36．9%，即當親貧式支出占財政總支出不超過36．9%時，國民幸福增加，親貧式支出的幸福效應顯著。親貧式支出并不是越多越好，只有在一個合理的范圍內，親貧式支出才能發揮其對國民幸福的增進效應，即當親貧式支出在這一范圍內時，親貧式支出的增加能促進國民幸福水平的提升;而當親貧式支出超過這一范圍進一步增加時，反而會使國民幸福水平降低。第二，通過分層樣本回歸發現，親貧式支出與國民幸福之間依然存在顯著的倒U型關系，但國民幸福水平較低的區域的拐點比國民幸福水平較高區域的拐點更為靠后，這表明國民幸福水平相對較低的地區，需要更多的親貧式支出。第三，對親貧式支出進行分類研究發現，教育支出、醫療支出與國民幸福呈顯著的正相關關系，并且國民幸福水平相對較低的地區與國民幸福水平相對較高的地區相比，其國民幸福水平的提升更依賴于醫療衛生支出規模的擴大。基于以上實證分析，為提升國民幸福水平，可得出以下政策建議:第一，優化財政支出結構。

黨的十八屆三中全會強調進一步深化財稅體制改革，因此在堅持現有政策的基礎上應改進預算管理制度優化財政支出結構，進而優化資源配置，促進社會公平。我國應該適當提升教育、醫療和社會保障支出等親貧式支出比重，同時提高其他各項支出的使用效率以促進經濟發展、社會穩定。第二，本文的實證結果表明，國民幸福水平較低的地區(大部分均是中西部地區)需要更多的親貧式支出，因而我國應該繼續實施西部大開發戰略、中部崛起戰略，同時應加大中央財政對中西部地區的財政轉移支付力度，尤其是加大親貧式支出的轉移支付。第三，提高親貧式支出的使用效率，讓親貧式支出落到實處，讓老百姓實實在在地受益。現階段我國正處于矛盾凸顯時期，因而更應該通過親貧式支出緩解社會矛盾，通過提高教育支出使用效率，解決居民“上學難”的問題;通過提高醫療衛生支出使用效率，解決我國居民“看病難、看病貴”的困境，從而才能提升居民的生活滿意度。第四，繼續推進新型城鎮化建設。一方面，推進新型城鎮化建設，能夠擴大內需，有力拉動經濟增長，成為我國經濟調結構、促增長的動力，從而逐漸提升居民的人均收入;另一方面推進城鎮化建設，能較有效地解決居民上學、住房、交通等問題，提高人民的物質生活水平，進而增進國民幸福。

作者：羅能生 鐘發寶 單位：湖南大學 經濟與貿易學院