我國社會保障支出、居民消費與GDP的關(guān)系研究

王秀蘭++張士輝

關(guān)鍵詞：社會保障；居民消費；國內(nèi)生產(chǎn)總值；宏觀經(jīng)濟；經(jīng)濟增長；有效需求；經(jīng)濟周期

摘要：隨著我國經(jīng)濟進(jìn)入新常態(tài)，社會保障支出、居民消費與GDP增長之間的相互關(guān)系引起了更多的社會關(guān)注。在VAR模型等方法基礎(chǔ)上，通過對1978～2010年我國國內(nèi)生產(chǎn)總值、居民消費支出、平均消費傾向和邊際消費傾向等各項數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，發(fā)現(xiàn)：我國社會保障支出增長對居民消費和GDP具有顯著的正向拉動作用，社會保障支出在經(jīng)濟危機時期發(fā)揮了自動穩(wěn)定器作用。但社會保障支出具有剛性作用和棘輪效應(yīng)，我國既要避免社會保障支出的短板效應(yīng)，又要提防社會保障支出增加過快造成的西方社會福利病，三者之間應(yīng)按比例保持協(xié)調(diào)發(fā)展。

中圖分類號：F124.7文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A文章編號：1009-4474（2015）06-0066-09

Relationship among Social Security Expenditure，

Resident Consumption and GDP in China

WANG Xiulan1， ZHANG Shihui2

（1.College of Economic Trade and Management， Gansu College of China Medicine，Lanzhou 730000， China； 2.Department of Information and Engineering，Gansu Vocational and Technical College of Communications， Lanzhou 730070， China）

Key words： social security； resident consumption； GDP； macro economy； economic growth； effective demand； economic cycle

Abstract： As Chinas economy entering a new normal phase， the growth in social security expenditures， resident consumption and GDP has drawn more social attention. In this paper， VAR Model is used to analyze the relationship among GDP， resident consumption， average propensity to consume， marginal propensity to consume and etc. based on data for the period between 1978 and 2010. The results show that social security expenditure had a significantly positive effect on consumption and GDP， and it played a great role in stabilizing Chinese economic development in times of crisis. But it also had a Bucket Effect and Ratchet Effect. As a result， China should not only prevent its Bucket Effect， but also attempt to avoid heavy social welfare burden like western developed countries. We must secure a proportionate development of the three.

近年來，我國社會保障事業(yè)持續(xù)健康向前發(fā)展，它在維護(hù)社會公正、協(xié)調(diào)社會利益、燙平后危機時代的“經(jīng)濟褶皺”、保證國民經(jīng)濟和社會協(xié)調(diào)發(fā)展等方面發(fā)揮了重要作用，但我國社會保障支出也面臨著兩難選擇：一方面，隨著我國人口老齡化加劇、社會保障支出規(guī)模不斷擴大，養(yǎng)老金缺口、社會保障支出可持續(xù)發(fā)展逐漸成為社會熱點問題，壓縮社會保障支出、延遲退休等議論不斷出現(xiàn)；另一方面，我國經(jīng)濟發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)，經(jīng)濟增速平穩(wěn)回調(diào)，前幾年CPI歷史性上漲，部分居民收入預(yù)期下降，他們不得不壓縮當(dāng)前消費、增加預(yù)防性儲蓄，因此擴大社會保障支出，提升居民消費信心的呼聲不斷提高。那么從歷史和現(xiàn)實看，我國社會保障支出、居民消費、國內(nèi)生產(chǎn)總值之間究竟存在怎樣的動態(tài)關(guān)系？

一、現(xiàn)有理論研究國內(nèi)外學(xué)者對社會保障支出、居民消費、國內(nèi)生產(chǎn)總值關(guān)系的研究大都以儲蓄為中間變量，主要觀點有以下三種。

第一種觀點認(rèn)為社會保障支出促進(jìn)消費、抑制儲蓄，對國內(nèi)總需求產(chǎn)生正向刺激作用。馬丁·費爾德斯坦（Martin Feldstein）認(rèn)為養(yǎng)老社會保障替代居民私人儲蓄的一半左右時，能夠大幅度降低社會儲蓄額和資本總積累，對居民消費的促進(jìn)作用十分明顯〔1〕。穆內(nèi)爾（Munnell）研究表明社會保障項目導(dǎo)致儲蓄水平的降低和消費水平的提高〔2〕。國內(nèi)學(xué)者鄭功成認(rèn)為社會保障支出與人均國內(nèi)生產(chǎn)總值存在著高度的正相關(guān)〔3〕。楊河清認(rèn)為社會保障投入對居民消費有較大的乘數(shù)效應(yīng)，可以通過增加社會保障投入來擴大消費需求〔4〕。

第二種觀點認(rèn)為社會保障促進(jìn)儲蓄、抑制消費，對國內(nèi)總需求產(chǎn)生反向作用。1965年卡甘（Phillip Cagan）提出社會保障具有認(rèn)識效應(yīng)，支持社會保障增加儲蓄的觀點〔5〕?？铺乩羁品颍↘otlikoff）和薩穆斯（Summers）以生命周期儲蓄模型作為分析框架，通過部分均衡和總體均衡分析，發(fā)現(xiàn)社會保障增加了私人儲蓄，降低了當(dāng)期消費〔6〕。

第三種觀點認(rèn)為社會保障與儲蓄和消費之間的關(guān)系不確定。巴羅（Barro）質(zhì)疑由生命周期理論得出的社會保障影響儲蓄的觀點，提出了“中性理論”〔7〕。國內(nèi)學(xué)者徐秋慧認(rèn)為現(xiàn)收現(xiàn)付的社會保障支出對私人儲蓄具有擠出效應(yīng)，但它不一定會阻礙經(jīng)濟增長；相反，基金積累只有增加儲蓄的作用，但它不一定能夠促進(jìn)經(jīng)濟增長〔8〕。劉西國認(rèn)為社會保障支出會“擠出”代際經(jīng)濟支持〔9〕。

西南交通大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版）第16卷第6期王秀蘭我國社會保障支出、居民消費與GDP的關(guān)系研究由于各國的政治、經(jīng)濟、文化環(huán)境存在很大差異，社會保障制度的發(fā)展歷程、制度設(shè)計和水平也各不相同，這導(dǎo)致社會保障與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究結(jié)論也不一致。本文以中國1978～2010年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究，試圖從動態(tài)、多維的角度揭示它們之間的關(guān)系。

二、社會保障支出、居民消費和GDP關(guān)系的理論分析本文的研究主要集中在兩個方面：第一，從歷史的角度分析我國社會保障支出與居民消費支出、國內(nèi)生產(chǎn)總值之間的關(guān)系；第二，從實證角度定量分析我國社會保障支出與居民消費支出、國內(nèi)生產(chǎn)總值的相互作用究竟有多大，三者之間如何通過短期波動形成長期均衡。

（一）我國居民的邊際消費傾向、平均消費傾向不斷下降

作為拉動我國經(jīng)濟增長的“三駕馬車”之一，消費直接反映了人們的生活質(zhì)量。20世紀(jì)90年代以來，隨著國民經(jīng)濟的發(fā)展，我國居民的收入水平大幅提高，居民的消費水平也相應(yīng)不斷提升，但同時居民的邊際消費傾向（MPC）、平均消費傾向（APC）卻不斷下降（見圖1）。

圖11978～2010年我國GDP、CONS、APC、MPC的變動從圖1可以看出，1978～2010年，我國國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和居民消費支出（CONS）均呈現(xiàn)出穩(wěn)定上升趨勢：國民生產(chǎn)總值從1978年的3645.2億元上升為2010年的401202.0億元，增長了110倍；同期居民消費支出從1978年的1759.1億元上升為2010年的133290.9億元，增長了76倍，國民生產(chǎn)總值的上升速度超過了居民消費的上升速度，說明同期居民消費增長慢于國民生產(chǎn)總值增長速度。

與此同時，我國居民的平均消費傾向和邊際消費傾向呈現(xiàn)不斷下降趨勢：居民的平均消費傾向從1990年的50.6%下降到2010年的33.2%，下降了17個百分點；居民的邊際消費傾向呈不規(guī)則變化趨勢，但1999～2010年呈加速下降趨勢，從1999年的51%下降到2010年的20.2%，下降了31個百分點。2010年居民平均消費傾向為0.332，邊際消費傾向僅為0202，遠(yuǎn)低于2009年同期水平。根據(jù)經(jīng)濟學(xué)理論，居民邊際消費傾向MPC下降不僅導(dǎo)致消費支出不足，而且也會縮小投資乘數(shù)、政府支出乘數(shù)等，并最終導(dǎo)致國內(nèi)有效需求不足，影響國民收入增長。

（二）我國居民邊際消費傾向、平均消費傾向不斷下降的原因

導(dǎo)致我國居民消費不足的因素很多，社會保障制度不健全是現(xiàn)階段我國有效需求不足的重要原因。20世紀(jì)末，隨著我國市場經(jīng)濟的深入發(fā)展，國家對與人民生活密切相關(guān)的住房制度、醫(yī)療保險和教育制度等進(jìn)行了全面改革，逐步取消了福利分房，醫(yī)療保險實行社會統(tǒng)籌和個人賬戶相結(jié)合，個人負(fù)擔(dān)的比例增加，而教育制度的改革使家庭負(fù)擔(dān)部分快速上漲。醫(yī)療保險、教育和住房支出構(gòu)成我國城鄉(xiāng)居民的“新三座大山”。居民在“新三座大山”的影響下，隨著經(jīng)濟轉(zhuǎn)型，失業(yè)或崗位流動所導(dǎo)致的就業(yè)風(fēng)險增加，居民預(yù)期收入的不確定性增加。同時，由于我國社會保障體系覆蓋面窄、保障水平不高，而家庭或個人所面臨的教育、醫(yī)療和住房等費用不斷攀升，未來支出的不確定性增加，使家庭消費更加謹(jǐn)慎，許多家庭不敢花錢消費。2011年，由于食品消費類價格大幅上漲，全年CPI上漲5.4%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了年初4%的預(yù)定目標(biāo)。2011年CPI持續(xù)上漲和2012年我國國民生產(chǎn)總值增速適度下調(diào)，使城鄉(xiāng)居民未來收入和生活成本的不確定性進(jìn)一步增加，人們不得不壓縮當(dāng)前消費，增加預(yù)防性儲蓄。

總之，我國居民的消費傾向遞減，既與歷史上我國新舊體制交替形成的制度“真空地帶”有關(guān)，又與近年來我國CPI不斷攀升，居民不得不壓縮當(dāng)前消費、增加預(yù)防性儲蓄有關(guān)，所以如何提高社會保障水平，將有限的社會保障支出向人民群眾的日常生活傾斜，減少居民的個人負(fù)擔(dān)，使老百姓將延時消費轉(zhuǎn)化為即時消費，對提升整個社會的消費能力十分必要。

（三）社會保障支出在增加居民消費、國內(nèi)生產(chǎn)總值方面的作用

社會保障是政府對國民收入進(jìn)行再分配、再使用的一種手段，其施行必然會對社會成員的收支水平及未來風(fēng)險預(yù)期產(chǎn)生影響，并與居民的消費、儲蓄行為產(chǎn)生連鎖反應(yīng)。國外研究者在分析社會保障支出與居民消費、儲蓄行為的關(guān)聯(lián)性時，一般采用弗蘭科·莫迪利安尼的（Franco Modigliani）生命周期假說作為實證研究基礎(chǔ)。

1.社會保障支出與居民消費支出

1954年，莫迪利安尼與美國經(jīng)濟學(xué)家布倫伯格（Richard Brumderg）和艾伯特·安多（Albert Ando）共同提出了生命周期消費理論。該理論認(rèn)為消費者通常在整個生命周期內(nèi)計劃他們的生活消費開支和配置資源，以實現(xiàn)一生消費效用的最大化，其消費函數(shù)為：

Ct=α+β1Yt+γ1Wt-1+γ2SSt。（1）

其中，Ct表示居民在第t期的消費支出，Yt表示持久性收入，Wt-1表示第t-1年末居民的人均儲蓄，SSt表示第t年我國社會保障人均的支出額。α，β1，γ1，γ2為常數(shù)項和系數(shù)。

我們從式（1）中可以看出，消費并不像凱恩斯提出的現(xiàn)期消費完全由現(xiàn)期收入決定，而是要根據(jù)消費者一生所能得到的收入與財產(chǎn)來決定；消費受總量財富的影響，但仍主要取決于未來預(yù)期收入和財產(chǎn)，而現(xiàn)期收入的暫時變動對消費的影響要比未來預(yù)期收入小得多。美國經(jīng)濟學(xué)家米爾頓·弗里德曼同樣也認(rèn)為，決定消費者消費的不僅僅是現(xiàn)期收入，持久收入更為重要。持久收入可以用加權(quán)平均方法計算，離現(xiàn)在越遠(yuǎn)，權(quán)數(shù)越小，離現(xiàn)在越近，權(quán)數(shù)越大。社會保障支出作為財政轉(zhuǎn)移的一種手段，可以直接增加人們的預(yù)期收入和財產(chǎn)，減少居民用于防御預(yù)期風(fēng)險的儲蓄，增加居民即期的消費傾向。再者，擴大社會保障支出，可以提高低收入個體的消費能力，從而提高整個社會的邊際消費傾向。

2.社會保障支出與國民生產(chǎn)總值

社會保障支出除了按社會保障支出—消費—國民生產(chǎn)總值這一路徑影響國民生產(chǎn)總值外，它還通過其他路徑影響國民生產(chǎn)總值。社會保障支出作為一種轉(zhuǎn)移支付，還可以直接影響總需求，燙平經(jīng)濟發(fā)展的褶皺，實現(xiàn)宏觀經(jīng)濟的均衡。社會保障對經(jīng)濟發(fā)展的作用主要體現(xiàn)為它對社會總需求的自動調(diào)節(jié)作用。在經(jīng)濟蕭條時期，失業(yè)人數(shù)增加、居民可支配收入下降，居民消費支出和國民生產(chǎn)總值保持在較低水平，因失業(yè)或收入減少而需要社會救濟的人數(shù)迅速增加，因此國家用于失業(yè)救濟和其他社會福利方面的社會保障支出也相應(yīng)增加。社會保障支出的增加，在一定程度上可防止因低收入者收入下降而壓低消費，從而刺激了社會總需求。在經(jīng)濟繁榮時期，企業(yè)開工較足，經(jīng)濟效益良好，就業(yè)人數(shù)增加，居民收入提高。國家用于失業(yè)保險等社會保障支出大幅減少，在一定程度上抑制了因居民收入增加而導(dǎo)致的總需求過度擴張。本文分別計算出1978～2010年我國國內(nèi)生產(chǎn)總值環(huán)比增長率（GGDP）和社會保障支出環(huán)比增長率（GSS）（見圖2）。

圖21978～2010年我國國內(nèi)生產(chǎn)總值和

社會保障支出環(huán)比增長率的變動從圖2可以看出，在1998年亞洲金融危機和2008年世界金融危機期間，我國社會保障支出發(fā)揮了“自動穩(wěn)定器”作用。由于受1997年亞洲金融危機的影響，1998我國GGDP環(huán)比增長率僅有6%，達(dá)到近年來的歷史最低點。我國失業(yè)人數(shù)增加，失業(yè)保險、社會救濟等支出增加，我國財政社會保障支出從1998年的59563億元增加到了1999年的1197.44億元，環(huán)比增長率超過了100%的歷史最高點，出現(xiàn)了GSS線的最高點對應(yīng)于GGDP線的最低點。1999年社會保障支出環(huán)比增長率GSS線的最高點對應(yīng)于國內(nèi)生產(chǎn)總值環(huán)比增長率GGDP線的最低點，說明我國的社會保障支出具有一定的反經(jīng)濟周期作用。2008年由于受世界金融危機影響，GSS上升為0.249，達(dá)到了近6年來歷史最高點，當(dāng)年的國內(nèi)生產(chǎn)總值環(huán)比增長率僅為0.18，與2007年相比下降了5個百分點。從圖2還可以看出，在經(jīng)濟蕭條時期，我國社會保障支出極大值對應(yīng)國民生產(chǎn)總值最小值，再次說明了我國的社會保障制度在經(jīng)濟蕭條時期發(fā)揮了“自動穩(wěn)定器”作用，具有反經(jīng)濟周期的明顯作用。

三、我國社會保障支出、居民消費和GDP關(guān)系的實證分析VAR模型又稱向量自回歸模型，由西姆斯1980年提出，它是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性質(zhì)建立模型。VAR模型把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，估計出聯(lián)合內(nèi)生變量的動態(tài)關(guān)系。在實際應(yīng)用中，常常采用AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則選擇滯后階數(shù)k，使模型達(dá)到最優(yōu)。

yt=A1yt-1+…+Apyt-p+Bxt+εt。

yt是一個k維的內(nèi)生變量，xt是一個d維的外生變量。A1，…，Ap和B是要被估計的系數(shù)矩陣。εt是隨機擾動向量，它們相互之間可以同期相關(guān)，但不與自己的滯后值相關(guān)及不與等式右邊的變量相關(guān)。

（一）指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)處理

（1）國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP，億元）。國內(nèi)生產(chǎn)總值是指在一定時期內(nèi)一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟中所生產(chǎn)出的全部最終產(chǎn)品和勞務(wù)的價值。該指標(biāo)能夠全面反映全社會經(jīng)濟活動的總規(guī)模，是衡量一個國家或地區(qū)經(jīng)濟實力、評價宏觀經(jīng)濟形勢的重要綜合指標(biāo)。

（2）居民消費支出（CONS，億元）。居民消費支出是指城鄉(xiāng)居民個人和家庭用于生活消費以及集體用于個人消費的全部支出，包括購買商品支出以及享受文化服務(wù)和生活服務(wù)等非商品支出。該指標(biāo)全面反映了居民消費狀況。

（3）財政社會保障支出（SS，億元）。從目前的社會保障體系來看，我國的社會保障支出主要由社會保險（養(yǎng)老、醫(yī)療、失業(yè)、工傷與生育保險等）、社會福利、社會保障補助支出、社會優(yōu)撫與社會救濟等項目組成?？紤]到時間序列的連續(xù)性、可比性和穩(wěn)定性，本文選取的社會保障支出為財政社會保障支出，包括撫恤和社會福利救濟支出、行政事業(yè)單位離退休費、社會保障補助支出等內(nèi)容。

本文研究的時間跨度確定為1978～2010年，數(shù)據(jù)均來源于各年度《中國統(tǒng)計年鑒》及整理所得，本模型使用的統(tǒng)計軟件為Eiews6.0。為了消除統(tǒng)計數(shù)據(jù)中價格變動的影響，用CPI指數(shù)（1978年為100）作為不變價格指數(shù)對GDP、CONS、SS三個變量的數(shù)據(jù)進(jìn)行了相應(yīng)的調(diào)整。同時，我們對GDP、CONS、SS進(jìn)行自然對數(shù)變換，變換后的變量分別用LGDP、LCONS、LSS表示。這種變換不影響變量之間的長期穩(wěn)定關(guān)系，還可以消除異方差、將指數(shù)趨勢轉(zhuǎn)換為線性趨勢。

（二）單位根檢驗

本文采用ADF（AugmentedDicheyFuller）檢驗方法，對變量LGDP、LCON、LSS及它們的一階差分序列進(jìn)行單位根檢驗，檢驗結(jié)果如表1所示。表1單位根檢驗結(jié)果變量ADF統(tǒng)計量檢驗類型

（c，t，k）1%臨界值5%臨界值10%臨界值平穩(wěn)性結(jié)論LGDP-2.324.67（c，t，1）-4.284580-3.562882-3.215267不平穩(wěn)I（1）DLGDP-2.871750（c，n，0）-3.670170-2.963972-2.621007平穩(wěn)I（0）*LCON-1.271723（c，t，1）-4.284580-3.562882-3.215267不平穩(wěn)I（1）DLCON-2.106687（0，n，0）-2.641672-1.952066-1.610400平穩(wěn)I（0）**LSS-2.596121（c，t，1）-4.284580-3.562882-3.215267不平穩(wěn)I（1）DLSS-2.223494（0，n，0）-2.641672-1.952066-1.610400平穩(wěn)I（0）**（1）（c，t，k）分別表示單位根檢驗方程常數(shù)項、時間趨勢和差分滯后階數(shù)，n指不包括時間趨勢，滯后期k的選擇標(biāo)準(zhǔn)是以A1S和SC值最小為準(zhǔn)則；（2）D表示變量的一階差分；（3）***，**和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著；（4）I（1）表示一階單整。從表1看出，LGDP、LCON、LSS三個變量的ADF統(tǒng)計量的絕對值均在5%的顯著性水平下，小于所對應(yīng)的臨界值；DLCON、DLSS在5%的顯著性水平下通過了平穩(wěn)性檢驗，DLGDP在10%的顯著性水平下通過了平穩(wěn)性檢驗，表明時間序列LGDP、LCON、LSS是非平穩(wěn)系列，但經(jīng)過一階差分后平穩(wěn)，所以是一階單整序列，即I（1）。

（三）協(xié)整檢驗

盡管LGDP、LCON、LSS是非平穩(wěn)的一階單整序列，但從長遠(yuǎn)來看，這些變量之間可能具有均衡關(guān)系。由于LGDP、LCON、LSS都是同階單整序列，滿足進(jìn)行協(xié)整檢驗的前提條件，我們進(jìn)一步采用Johansen協(xié)整檢驗對多變量系統(tǒng)進(jìn)行向量協(xié)整檢驗，檢驗結(jié)果如表2和表3所示。

我們從表2和表3中可以看出，協(xié)整檢驗的特征根跡檢驗（Trace test）和最大特征值（Maxeigenvalue test）檢驗結(jié)果在0.05的顯著性水平下，拒絕無協(xié)整關(guān)系的原假定，但不能拒絕最多存在一個協(xié)整關(guān)系的假設(shè)，這說明LGDP、LCON、LSS之間存在協(xié)整關(guān)系。即在5%的顯著水平上存在一個協(xié)整關(guān)系，協(xié)整方程如下：

LCONS=0.665435 LGDP+0.013234LSS+μt

（0.05740）（0.01415） logL=178.3005表2特征根跡（Trace Test）檢驗結(jié)果

假設(shè)特征值Trace

統(tǒng)計量0.05

臨界值概率值**None *0.64224239.0203829.797070.0033At most 10.2325268.18339715.494710.4460At most 20.0080960.2438733.8414660.6214表3最大特征值（Maximum Eigenvalue）檢驗結(jié)果

假設(shè)特征值Trace

統(tǒng)計量0.05

臨界值概率值**None*0.64224230.8369821.131620.0016At most 10.2325267.93952414.264600.3849At most 20.0080960.2438733.8414660.6214*表明在5%的顯著水平下拒絕原假設(shè)；**表示MacKinnonHaugMichelis p值。μt表示殘差序列，對其進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，發(fā)現(xiàn)是一個平穩(wěn)序列，表明協(xié)整方程是正確的。根據(jù)協(xié)整方程，國民生產(chǎn)總值對居民消費的彈性系數(shù)為0665435，社會保障支出對居民消費的彈性系數(shù)為0013234，說明國民生產(chǎn)總值每增長1%，居民消費增長0.665435%；社會保障支出每增長1%，居民消費增長0.013234%，國民生產(chǎn)總值和社會保障支出增加對居民消費具有正向拉升作用。

（四）向量自回歸模型的構(gòu)建

基于變量LGDP、LCON、LSS，我們構(gòu)建三維向量自回歸模型。為了確定VAR模型的滯后階數(shù)，我們用模型滯后結(jié)構(gòu)確定準(zhǔn)則進(jìn)行篩選，結(jié)果如表4所示。表4向量自回歸模型滯后期的確定標(biāo)準(zhǔn)

LagLogLLRFPE046.36712NA1.24e-051154.1955178.47451.37e-082166.772118.21442*1.11e-08*3175.983611.434921.18e-084184.33908.6435591.42e-08LagAICSCHQ0-2.783939-2.501051-2.6953421-9.599687-8.892465*-9.3781942-9.866351*-8.714796-9.491962*3-9.840935-8.305047-9.3736504-9.816483-7.836261-9.196302*表示根據(jù)相應(yīng)準(zhǔn)則選擇的滯后階數(shù)。

根據(jù)表4的結(jié)果，除了SC原則外，其余評價指標(biāo)全部認(rèn)為應(yīng)該選擇的滯后期為2，所以構(gòu)建VAR（2）模型進(jìn)行分析，使用Eiews6.0輸出方程如下：

LCONSt

LGDPt

LSSt=0.12

0.20

-1.07+0.220.930.04

-0.812.070.03

1.91-1.881.44×

LCONSt-1

LGDPt-1

LSSt-1+0.52-0.72-0.04

0.88-1.16-0.01

-1.321.61-0.54×

LCONSt-2

LGDPt-2

LSSt-2+ε1t

ε2t

ε3t。

實證結(jié)果顯示R2=99.86，調(diào)整后的R—2=9983。AIC=-9.83，SC=-8.85，LogL=188.53，擬合效果較好。

我們從圖3中可以看出，所估計的VAR模型有6個根，這些根的模都小于1，即這些點都位于單位圓之內(nèi)，表明所估計的VAR模型是穩(wěn)定的。

圖3滯后階數(shù)為2的AR特征多項式的逆根（五）Granger因果檢驗

為了確定變量之間的相互關(guān)系，我們對VAR模型中的變量進(jìn)行Granger因果檢驗，結(jié)果如表5所示。表5Granger因果檢驗的檢驗結(jié)果

零假設(shè)obsF統(tǒng)計量P值LGDP不是LCONS的原因312.025810.1522LCONS不是LGDP的原因315.052040.0140LSS不是LCONS的原因310.227750.7979LCONS不是LSS的原因313.905060.0329LSS不是LGDP的原因310.351150.7072LGDP不是LSS的原因314.194930.0264根據(jù)表5，從因果關(guān)系上看，在滯后期為2期、5%的顯著性水平下，LCONS是LGDP的格蘭杰原因，而LGDP不是LCONS的格蘭杰原因。說明在滯后期為2年內(nèi)，我國居民消費的增加能夠促進(jìn)國民生產(chǎn)總值的增加，但是國民生產(chǎn)總值的增加不能促進(jìn)居民消費的增加；LCONS和LGDP是LSS的格蘭杰原因，但LSS不是LCONS和LGDP的格蘭杰原因，說明現(xiàn)階段我國社會保障支出、居民消費和國民生產(chǎn)總值尚未形成相互推動、相互促進(jìn)的良性循環(huán)關(guān)系。

（六）脈沖響應(yīng)

在分析VAR模型時，我們往往不分析一個變量的變化對另一個變量的影響，而是用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析隨機擾動項一個標(biāo)準(zhǔn)差新息（innovation）的沖擊對內(nèi)生變量的影響。下面我們分別給出LCONS、LSS、LGDP一個正的標(biāo)準(zhǔn)化新息沖擊，得到相應(yīng)的LCONS、LSS、LGDP的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖（圖4）。圖4橫軸均表示波動持續(xù)時間，縱軸表示單位沖擊引起的波動。

我們從圖4（a）～圖4（c）可以看出，分別給LCONS自身、LGDP和LSS的一個標(biāo)準(zhǔn)化新息沖擊，LCONS總體上均具有較強的正向效應(yīng)，說明居民消費自身、國民生產(chǎn)總值和社會保障支出的增加均引起了居民消費的增加。

圖4（d）～圖4（f）表明，當(dāng)我們給LSS一個正向沖擊時它會對LGDP產(chǎn)生一個正的效應(yīng)，正向效應(yīng)當(dāng)年沒有立即顯現(xiàn)，但隨后幾年逐步增加。說明社會保障支出擴大對國民生產(chǎn)總值的增長效應(yīng)具有一定滯后期。

圖4（g）～圖4（i）表明，我們給LGDP一個標(biāo)準(zhǔn)化新息沖擊，LSS在較長時間內(nèi)緩慢下降，說明國民生產(chǎn)總值增加時，宏觀經(jīng)濟形式良好，失業(yè)率下降，所以社會保障支出減少。這三個子圖還表明，對LSS產(chǎn)生一個正向沖擊后，LSS增加。說明社會保障支出增加具有慣性作用，社會保障支出一旦攀升，在“剛性”作用和“棘輪效應(yīng)”下，隨后幾年社會保障支出會在原有規(guī)模上不斷增加，所以我們必須確保社會保障支出的合適比例，以免造成過重的財政負(fù)擔(dān)。

圖4LCONS、LGDP和LSS的脈沖響應(yīng)四、結(jié)論與建議（一）結(jié)論

（1）國民生產(chǎn)總值、居民消費、社會保障支出均是非平穩(wěn)的時間序列，但三者存在一個協(xié)整關(guān)系，國民生產(chǎn)總值、社會保障支出對居民消費具有正向推動作用。穩(wěn)定的社會保障支出會使城鄉(xiāng)居民形成良好的未來收入預(yù)期，良好的未來收入預(yù)期減少了居民的預(yù)防性儲蓄動機，在一定程度上推進(jìn)了居民的即時消費。

（2）通過Grange因果檢驗，我們得出LCONS是LGDP的格蘭杰原因，而LGDP不是LCONS的格蘭杰原因，說明居民消費是拉動我國國民生產(chǎn)總值增長的原因，但在短期內(nèi)國民生產(chǎn)總值增長不一定伴隨著消費同步上漲，兩者在我國仍未形成相互促進(jìn)，相互影響的良性循環(huán)關(guān)系。

（3）通過脈沖響應(yīng)發(fā)現(xiàn)，社會保障支出增加對居民消費變動具有較強的正向作用，說明擴大社會保障支出可直接增加居民可支配收入，從而形成穩(wěn)定的居民消費傾向，對擴大城鄉(xiāng)居民的消費需求起重要作用。我國社會保障支出和居民消費不存在擠出效應(yīng)和替代效應(yīng)，認(rèn)為我國社會保障支出的增加會擠出或減少居民消費的觀點是站不住腳的，這也與國內(nèi)學(xué)者鄭功成等的研究結(jié)果相一致。

（4）我國社會保障支出具有剛性作用和慣性作用。社會保障支出一旦增加，下年度社會保障支出會在原規(guī)模上繼續(xù)擴張，這種慣性會持續(xù)較長時間。

（二）建議

（1）近年來，在擴大內(nèi)需戰(zhàn)略推動下，消費對我國經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)不斷提升。但這種消費主要來自政府消費而非居民消費，政府消費在最終消費中的比例逐年提高，政府消費增速遠(yuǎn)高于居民消費增速，我國居民消費不足問題仍十分突出。擴大社會保障支出對啟動我國居民消費、擴大內(nèi)需具有重要意義，尤其在我國經(jīng)濟進(jìn)入結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型階段，各種矛盾凸顯，增加社會保障支出可以更好發(fā)揮其自動穩(wěn)定器和社會潤滑劑作用，保持社會保障支出穩(wěn)步持續(xù)增長，進(jìn)而打消消費者的后顧之憂，減少預(yù)防性儲蓄，使整個社會釋放出巨大的消費潛力，為我國經(jīng)濟社會的順利轉(zhuǎn)型提供保障。

（2）目前，我國經(jīng)濟進(jìn)入新常態(tài)。新常態(tài)是增長速度換擋期、結(jié)構(gòu)調(diào)整陣痛期、前期刺激政策消化期〔10〕。新常態(tài)時期國內(nèi)各種矛盾和問題相互交織，我國要實現(xiàn)經(jīng)濟增長模式的根本轉(zhuǎn)變，改變國民生產(chǎn)總值慣性驅(qū)動增長方式，不僅要提高社會保障的支出水平，更重要的是要調(diào)整社會保障支出結(jié)構(gòu)，提高農(nóng)民、低收入者等弱勢群體的社會保障水平，推動基本公共產(chǎn)品均等化，實現(xiàn)人人共享經(jīng)濟發(fā)展成果，人人為經(jīng)濟發(fā)展做貢獻(xiàn)的良性互動，才能從根本上消除我國城鄉(xiāng)居民的后顧之憂，提升消費信心，實現(xiàn)經(jīng)濟的內(nèi)生性增長。

（3）我國已進(jìn)入了加速老齡化時期，部分省份出現(xiàn)了養(yǎng)老金供需缺口，延長退休基本已達(dá)成共識。所以我們要注意我國社會保障支出的“剛性作用”和“棘輪效應(yīng)”，要正確處理經(jīng)濟增長、老齡人口增長和社會保障支出的比例，即要避免社會保障支出的“短板效應(yīng)”，又要提防社會保障支出增加過快造成的“西方社會福利病”。

（4）國民生產(chǎn)總值、社會保障支出與居民消費具有正向協(xié)整關(guān)系，協(xié)同作用效果大于單獨作用，因此我國要擴大居民消費，可以把國民生產(chǎn)總值增長與社會保障支出穩(wěn)步增加兩者同時結(jié)合起來，不能偏廢。只有這樣，才能取得1+1>2的效果。

（5）社會保障支出作為反經(jīng)濟周期的一項重要政策工具，在我國已發(fā)揮了較好的社會穩(wěn)定器作用，今后應(yīng)更好發(fā)揮社會保障體系自動調(diào)節(jié)器作用。在經(jīng)濟蕭條時期，我國應(yīng)擴大失業(yè)保險和社會救助等社會保障支出，以擴大社會購買力，拉動有效需求；在我國經(jīng)濟過熱時，應(yīng)適度壓縮社會保障支出的規(guī)模和比例，打破社會保障支出的慣性增加。

綜上所述，從我國1978～2010年發(fā)展歷史和現(xiàn)實看，擴大我國社會保障支出有效提升了居民消費信心，激活了“內(nèi)需”，拉動了國民生產(chǎn)總值增長；反之，國民生產(chǎn)總值的快速穩(wěn)定增長又為社會保障支出奠定了堅實的物質(zhì)基礎(chǔ)，養(yǎng)老金缺口問題也會逐步得到解決。

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（責(zé)任編輯：葉光雄）

（上接58頁）

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（責(zé)任編輯：陳艷艷）（a）LCONS對LCONS的脈沖響應(yīng)（b）LCONS對LGDP的脈沖響應(yīng)（c）LCONS對LSS的脈沖響應(yīng) （d）LGDP對LCONS的脈沖響應(yīng)（e）LGDP對LGDP的脈沖響應(yīng) （f）LGDP對LSS的脈沖響應(yīng)（g）LSS對LCONS的脈沖響應(yīng) （h）LSS對LGDP的脈沖響應(yīng)（i）LSS對LSS的脈沖響應(yīng)