我國居民消費(fèi)需求與社會(huì)保障水平的動(dòng)態(tài)分析——基于中國1990—2009年經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)

朱歡喜 汪雷 趙歡

（安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)，安徽 蚌埠 233041）

一國的社會(huì)保障水平對(duì)其居民的消費(fèi)行為影響頗大。如果一個(gè)地區(qū)乃至一個(gè)國家的社會(huì)保障水平較高，則該地區(qū)或該國居民的消費(fèi)傾向會(huì)相對(duì)較高，消費(fèi)的增長也會(huì)更快，反之則較慢。社會(huì)保障水平與居民消費(fèi)之間的這種正向關(guān)系，是由于完善的社會(huì)保障體系發(fā)揮了安全網(wǎng)和社會(huì)穩(wěn)定器的作用，降低了個(gè)人和家庭在未來所面臨的諸多不確定性風(fēng)險(xiǎn)，從而減少了居民用于一般性消費(fèi)的謹(jǐn)慎性儲(chǔ)蓄，同時(shí)，社會(huì)保障收入還是家庭收入的一個(gè)重要部分。因此，從長期來看，完善的社會(huì)保障體系的建立，社會(huì)保障水平的提高可以拉升居民消費(fèi)。

一、文獻(xiàn)綜述

和西方理論界相比，我國對(duì)消費(fèi)需求問題的研究起步較晚，至今沒有形成成熟的理論體系，尤其是對(duì)社會(huì)保障水平影響消費(fèi)需求問題的研究。但是，國內(nèi)學(xué)者仍然在借鑒西方消費(fèi)理論的基礎(chǔ)上，結(jié)合我國實(shí)際情況對(duì)該問題進(jìn)行了一些有益探討，也提出了不少觀點(diǎn)和建議，主要有：李昊，高新宇，張國海（2011）在消費(fèi)理論基礎(chǔ)上，應(yīng)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法，通過實(shí)證分析研究我國養(yǎng)老保險(xiǎn)制度對(duì)于居民消費(fèi)能力的作用，并基于老齡化社會(huì)的現(xiàn)狀，提出了擴(kuò)大基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的覆蓋面，減少居民防范性儲(chǔ)蓄，增加居民即期消費(fèi)[1]等措施和政策來提高我國居民消費(fèi)水平，促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展。張雷（2011）運(yùn)用定量分析檢驗(yàn)我國社會(huì)保障水平地區(qū)差異與居民消費(fèi)水平的相關(guān)性，說明完善社會(huì)保障體系對(duì)擴(kuò)大內(nèi)需、增強(qiáng)居民消費(fèi)能力和消費(fèi)信心具有重要的引致效應(yīng)。魏景（2009）將我國社會(huì)保障制度的實(shí)施情況量化為社會(huì)保障率和社會(huì)保障強(qiáng)度兩個(gè)具體指標(biāo)，通過具體的計(jì)量模型檢驗(yàn)了兩指標(biāo)的合理性后衡量了這兩個(gè)指標(biāo)對(duì)我國居民消費(fèi)水平的影響情況，認(rèn)為中國的社會(huì)保障制度可通過影響居民對(duì)未來收入的預(yù)期進(jìn)一步影響其當(dāng)期消費(fèi)。

是否社會(huì)保障支出水平的提高就可以解決消費(fèi)需求不足的問題？這一的疑問還不能從現(xiàn)有的研究中找到滿意答案，從而既需要進(jìn)行深入的理論思考，也需要結(jié)合動(dòng)態(tài)的時(shí)勢(shì)發(fā)展進(jìn)行實(shí)證研究。如果兩者之間關(guān)系的存在性及其范圍和程度的問題不能解決，則以社會(huì)保障促進(jìn)消費(fèi)的觀點(diǎn)的種種政策和措施就可能失靈。[2]

二、變量與數(shù)據(jù)

首先對(duì)文中將要使用的數(shù)據(jù)和變量進(jìn)行簡(jiǎn)要說明。因?yàn)榭紤]到使用人均變量可以很好地排除總量指標(biāo)中人口總量的影響，本文選取人均消費(fèi)支出作為被解釋變量PCS，人均社會(huì)保障支出作為解釋變量PPS，數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度為1990—2009年我國居民人均消費(fèi)支出和人均社會(huì)保障支出的時(shí)間序列數(shù)據(jù)（如圖1），然后對(duì)人均消費(fèi)支出和人均社會(huì)保障支出取自然對(duì)數(shù)，得到LnPCS和LnPPS（如表1），繪制LnPCS和LnPPS的時(shí)間序列圖（如圖2和圖3）。

圖1：中國1990-2009年人均社會(huì)保障支出與消費(fèi)

表1：LnPCS和LnPPS（1990—2009年）

圖2：LnPCS的變化趨勢(shì)（1990-2009年）

圖3：LnPPS的變化趨勢(shì)（1990-2009年）

研究我國人均消費(fèi)支出和人均社會(huì)保障支出之間關(guān)系，一般做法是根據(jù)現(xiàn)有的樣本資料進(jìn)行OLS回歸分析。然而，傳統(tǒng)的回歸分析，要求所用的時(shí)間序列必須是平穩(wěn)序列。但是由圖2和圖3可以看出，本文選擇的變量LnPCS和LnPPS明顯存在較強(qiáng)的時(shí)間趨勢(shì)，這種情況下再進(jìn)行傳統(tǒng)的回歸分析，必然會(huì)出現(xiàn)無意義的分析結(jié)果和錯(cuò)誤的結(jié)論。為了避免傳統(tǒng)分析中存在的缺陷，本文將運(yùn)用更先進(jìn)的協(xié)整技術(shù)，對(duì)我國人均消費(fèi)支出和人均社會(huì)保障支出的關(guān)系進(jìn)行分析，并參照當(dāng)前所面臨的國內(nèi)外形勢(shì)，基于分析的結(jié)果，探析提升我國居民消費(fèi)能力的政策。

三、計(jì)量分析和結(jié)果說明

（一）模型單位根檢驗(yàn)

首先檢驗(yàn)時(shí)間序列LnPCS和LnPPS是否為平穩(wěn)序列。這里運(yùn)用ADF檢驗(yàn)方法對(duì)表1中的數(shù)據(jù)以及LnPCS和LnPPS的一階差分變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，具體結(jié)果如表2、圖4和圖5所示。

表2：檢驗(yàn)變量序列的平穩(wěn)性

圖4：LnPCS的一階差分序列圖（1990-2009年）

圖5：LnPPS的一階差分序列圖（1990-2009年）

（二）協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型

1.協(xié)整檢驗(yàn)

運(yùn)用E-G兩步法檢驗(yàn)變量間的協(xié)整關(guān)系，其具體結(jié)果如下：

（1）估計(jì)方程。先使用OLS法對(duì)協(xié)整向量LnPCS和LnPPS進(jìn)行估計(jì)，然后再對(duì)殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，看其是否平穩(wěn)。使用計(jì)量軟件Eviews6.0作為分析軟件，得到如下方程：

從得到的回歸方程（1）可知，長期上看，PCS對(duì)PPS的彈性系數(shù)為5.173，即PPS每增加1%，可以拉動(dòng)PCS將增加5.173%，這充分說明增加人均社會(huì)保障支出對(duì)擴(kuò)張居民消費(fèi)的作用是相當(dāng)顯著的。

（2）殘差序列的單位根檢驗(yàn)。方程（1）估計(jì)的殘差e為LnPCS-1078.526-5.173×LnPPS。表3的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，5%顯著性水平的臨界值小于ADF的檢驗(yàn)值，表示估計(jì)的殘差序列E拒絕原假設(shè)（5%的顯著性水平），因此可以判定所估計(jì)的殘差是零階單整的，也是一個(gè)平穩(wěn)序列。

表3：殘差的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

2.誤差修正模型。

伴隨著PPS變化在短期的波動(dòng)，描述人均消費(fèi)支出和人均社會(huì)保障支出之間的長期均衡誤差修正模型變?yōu)椋?/p>

依照從一般到特殊的建模方法，我們先選定的滯后變量為3階，再排除一些不顯著的變量，得到如下的ECM估計(jì):

從上述估計(jì)的結(jié)果可以看出:第一，在1990-2009年間，我國居民的人均消費(fèi)支出PCS和人均社會(huì)保障支出PPS之間存在著長期的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系。第二，在短期內(nèi)，PCS的變動(dòng)除了受到PPS變動(dòng)的影響外，還受到滯后1、2、3期的PCS變動(dòng)的影響。第三，ecm是誤差修正項(xiàng)，此模型中的系數(shù)為0.103，且t檢驗(yàn)也未通過，因此，判定PPS的短期波動(dòng)與PCS的增加沒有明顯偏離它們的長期均衡關(guān)系，并且它們之間的這種均衡關(guān)系不能很好地修正當(dāng)期的非均衡誤差。第四，該誤差修正模型還顯示，人均社會(huì)保障支出的快速增長將會(huì)使PCS增加，所以，從長期來看可以相信PCS和PPS之間應(yīng)當(dāng)是一種相互影響的關(guān)系。

3.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)保障支出增加可以預(yù)測(cè)居民人均消費(fèi)支出的增長，而當(dāng)滯后大于3期以上時(shí)，人均社會(huì)保障支出水平不再是居民人均消費(fèi)支出的格蘭杰原因；當(dāng)滯后2和3期時(shí)，居民人均消費(fèi)支出對(duì)人均社會(huì)保障支出水平的增加有預(yù)測(cè)作用，這里格蘭杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果和傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)理論的分析結(jié)果是相一致的；當(dāng)滯后大于3期以上時(shí)，居民人均消費(fèi)支出不再是人均社會(huì)保障支出的格蘭杰原因。

表4：1990-2009年人均消費(fèi)支出和人均社會(huì)保障支出的因果檢驗(yàn)

五、結(jié)論與建議

1.本文運(yùn)用1990-2009年中國的PCS和PPS數(shù)據(jù)，分析了PCS與PPS之間的長期動(dòng)態(tài)關(guān)系和短期因果關(guān)系，得到如下結(jié)論:我國人均社會(huì)保障支出PPS與居民人均消費(fèi)支出PCS之間存在著顯著的相關(guān)關(guān)系，雖然自身的增長都不是平穩(wěn)的，但從長期來看，二者之間都構(gòu)成了長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。在本文研究期間的短期內(nèi)，滯后1、2、3期的PPS變動(dòng)是PCS變動(dòng)的格蘭杰原因；滯后2和3期的PCS變動(dòng)對(duì)PPS變動(dòng)有著顯著的影響，而滯后3期以上時(shí)，PPS的變動(dòng)與PCS的變動(dòng)相互之間的影響都不明顯。

2.征收社會(huì)保障稅，即對(duì)現(xiàn)在的社會(huì)保障費(fèi)改稅。社會(huì)保障改稅之后，有助于提高收繳率，減低成本，規(guī)范收支制度，有助于建立全國統(tǒng)一的社會(huì)保障制度，這對(duì)于發(fā)揮社會(huì)保障制度在拉動(dòng)內(nèi)需的作用上無疑是極重要的。同時(shí)，改為稅務(wù)部門征收后，再根據(jù)收支兩條線管理，收入直接進(jìn)入國庫，支出由社保經(jīng)辦機(jī)構(gòu)從國庫中直接提取，實(shí)行?？顚Ｓ茫@樣把包括因節(jié)省成本多出的款項(xiàng)全部投向社會(huì)保障支出，這種支出水平的提高是不言而喻的。

3.加快民生工程建設(shè)，不斷提高居民正常收入。影響居民消費(fèi)的諸因素中，收入是最重要的，因此，只有當(dāng)人民的實(shí)際收入水平增加了，人民的生活保障度提升了，民眾的消費(fèi)信心才能樹立，在民生工程的雙重作用影響下，社會(huì)保障支出的增加才會(huì)更有意義，即高水平的社會(huì)保障制度才能體現(xiàn)其價(jià)值，才能發(fā)揮其應(yīng)有的作用。

［1］李昊，高新宇.我國基本養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響[J].湖北經(jīng)濟(jì)學(xué)院學(xué)報(bào)，2011，(10)：80-79.

［2］李宏.社會(huì)保障對(duì)居民儲(chǔ)蓄影響的理論與實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2010，(6):87-94.