我國(guó)社保支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)性研究
——基于VAR模型的實(shí)證

陳　玲，孟　迪

(福州大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，福建 福州　350116)

一、引言

社會(huì)保障支出是指社會(huì)成員在某些情況下，由于喪失勞動(dòng)能力、失去工作機(jī)會(huì)或遭遇其他困境，政府借助財(cái)政手段以提供救助和保障的一種社會(huì)制度。我國(guó)社會(huì)保障支出囊括兩大內(nèi)容：財(cái)政社會(huì)保障支出和社會(huì)保險(xiǎn)基金支出。其宗旨是社會(huì)公平得以實(shí)現(xiàn)，成員福利有所保障。然而在資源的再分配過(guò)程中，由于其客體的預(yù)算約束和福利狀況發(fā)生了變化，因此個(gè)人的消費(fèi)、儲(chǔ)蓄和投資等行為受到了影響，隨之物質(zhì)和人力兩大資本在整個(gè)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過(guò)程中也會(huì)相應(yīng)變動(dòng)。面對(duì)這一系列的因果關(guān)系，進(jìn)而也會(huì)波及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。此外，作為財(cái)政政策必不可少的一部分，社會(huì)保障在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中也發(fā)揮著不可小覷的作用。鑒于此，一國(guó)必須保證其社會(huì)保障支出水平與自身的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)情況相匹配，否則，經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定與社會(huì)發(fā)展就是無(wú)水之源，無(wú)本之木。因此，為了明確社會(huì)保障支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否在某種程度上有所關(guān)聯(lián)，本文將從計(jì)量角度出發(fā)建立實(shí)證模型加以探討。

二、文獻(xiàn)綜述

作為社會(huì)保障研究的焦點(diǎn)領(lǐng)域，已有眾多研究者對(duì)兩者的內(nèi)在關(guān)系展開(kāi)深入研究。德國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)研究者阿道夫·瓦格納對(duì)比研究了歐日美三者的公共財(cái)政支出，基于此，“瓦格納法則”由此誕生：在經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的整個(gè)過(guò)程中，一國(guó)或地區(qū)的公共財(cái)政支出的絕對(duì)數(shù)，其總體趨勢(shì)也是向上增長(zhǎng)的，當(dāng)工業(yè)化步入后期階段，教育、文化、福利等各類(lèi)支出的增長(zhǎng)速度將會(huì)高于GDP[1]。美國(guó)著名財(cái)政學(xué)家馬斯格雷得出研究結(jié)論，伴隨著人均收入不斷增長(zhǎng)，不論是就其絕對(duì)數(shù)還是相對(duì)數(shù)而言，政府公共財(cái)政支出都會(huì)同向變化[2]。巴羅運(yùn)用內(nèi)生增長(zhǎng)模型，指出其作為政府消費(fèi)支出之一，對(duì)家庭的轉(zhuǎn)移支付雖然不會(huì)在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面產(chǎn)生直接效果，卻有利于改善居民的福利情況[3]。Sala- i- Martin以美國(guó)、日本和歐洲幾國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展為研究對(duì)象，結(jié)果顯示各地出奇相似，皆以每年2%的趨同速度上升，并得出社會(huì)保障對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有積極貢獻(xiàn)[4]。國(guó)際勞工局指出社會(huì)保障相當(dāng)于一種投資，這種投資能夠消除周期性經(jīng)濟(jì)波動(dòng)產(chǎn)生的負(fù)面效應(yīng)，使家庭面臨的經(jīng)濟(jì)狀況趨于好轉(zhuǎn)，隨之加速勞動(dòng)力的流動(dòng)[5]。Kei Hosoya運(yùn)用以?xún)刹块T(mén)為中心的內(nèi)生增長(zhǎng)模型，結(jié)論顯示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率由雙重因素決定，即政府的支出規(guī)模以及由其提供的該公共用品的外部性[6]?？ㄌ亓?、米爾斯指出社會(huì)保障制度具有不可忽視的作用，能夠維護(hù)社會(huì)穩(wěn)定和公平，因此，必須不遺余力地?cái)U(kuò)充社會(huì)保障支出，如此才得以實(shí)現(xiàn)充分就業(yè)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[7]。Gupta以20世紀(jì)90年代39個(gè)低收入國(guó)家為研究對(duì)象，檢驗(yàn)了財(cái)政一體化和支出結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有何內(nèi)在聯(lián)系，結(jié)果顯示公共支出內(nèi)在結(jié)構(gòu)在很大程度上事關(guān)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，政府人員薪資和轉(zhuǎn)移支付對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生正向拉動(dòng)作用[8]。

趙建國(guó)指出社會(huì)保障支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生了中性偏負(fù)影響力[9]。近年內(nèi)生增長(zhǎng)模型日漸興起，也成為一大分析框架。異于新古典增長(zhǎng)模型，該模型將人力資本考慮其中用以分析二者關(guān)系。近些年，很多國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)第三因素的影響力展開(kāi)了深入探討，賈俊雪等將傳統(tǒng)文化信念也納入其中，闡述其對(duì)物質(zhì)資本和人力資本的雙重影響，指明傳統(tǒng)文化信念能夠抵抗社會(huì)保障的負(fù)面效應(yīng)[10]。丁少群指出在我國(guó)社會(huì)保障體系并未完全扮演好經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)“助推器”的角色[11]。楊紅燕等立足于社會(huì)保障支出分權(quán)，考察兩者關(guān)系，最終表明分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起著正向作用，此外政府間的競(jìng)爭(zhēng)可以強(qiáng)化自身責(zé)任意識(shí)以及改善社會(huì)保障狀況，所以將社會(huì)保障支出責(zé)任從中央轉(zhuǎn)至地方可以提升經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率[12]。一些學(xué)者則對(duì)兩者關(guān)系開(kāi)展了直接的量化研究。張志偉、佘金花選取我國(guó)1978-2011年的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，探討了社會(huì)保障支出對(duì)財(cái)政支出結(jié)構(gòu)產(chǎn)生何種作用力，指出兩者呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系[13]?？仔舆\(yùn)用最小二乘法、ECM等方法分析了經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會(huì)保障和居民儲(chǔ)蓄三者之間有何相互影響，指出從長(zhǎng)期來(lái)看經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)影響社會(huì)保障，但作用方向尚不明確，并且經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)儲(chǔ)蓄率具有正向作用，社會(huì)保障與儲(chǔ)蓄同樣呈現(xiàn)正向關(guān)系[14]。 趙一陽(yáng)、寇業(yè)富開(kāi)創(chuàng)出全新的研究脈絡(luò)，建立灰色關(guān)聯(lián)模型，基于相對(duì)關(guān)聯(lián)度和絕對(duì)關(guān)聯(lián)度兩個(gè)方面，對(duì)兩者關(guān)系展開(kāi)研究，認(rèn)為社會(huì)保障制度并不完善，社會(huì)保障支出的規(guī)模和結(jié)構(gòu)仍需進(jìn)一步優(yōu)化，因此并未發(fā)揮出相應(yīng)的作用[15]。葛翔宇等列舉我國(guó)23省為研究對(duì)象，運(yùn)用1986-2012年度的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，同樣研究了兩者關(guān)系，結(jié)果指出二者呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)性[16]。

三、社會(huì)保障支出構(gòu)成的國(guó)際比較

從全球來(lái)看，各國(guó)的社會(huì)保障模式多種多樣，每種模式的內(nèi)涵千差萬(wàn)別，本文以英德日美等國(guó)家和地區(qū)為例，分析其社會(huì)保障支出構(gòu)成[17],詳情見(jiàn)表1。

由表1可看出,不同國(guó)家和地區(qū)的社會(huì)保障制度存在巨大的差異，英國(guó)、中國(guó)香港的社會(huì)保障具有較廣的覆蓋面，而美國(guó)則相對(duì)重視市場(chǎng)化。通過(guò)對(duì)社會(huì)保障支出構(gòu)成進(jìn)行國(guó)際比較，可以看出我國(guó)在這方面的支出還需要繼續(xù)加大力度。

表1　若干國(guó)家或地區(qū)的社會(huì)保障支出構(gòu)成

四、我國(guó)社會(huì)保障支出現(xiàn)狀

改革開(kāi)放使我國(guó)經(jīng)濟(jì)水平實(shí)現(xiàn)了巨大飛躍[19]。根據(jù)世界銀行發(fā)布的2016年世界各國(guó)的GDP數(shù)據(jù)，中國(guó)總量占比14.84%，僅次于占比24.32%的美國(guó)，躋身全球第二大經(jīng)濟(jì)體和亞洲第一大經(jīng)濟(jì)體。2016年，我國(guó)社會(huì)保障支出總計(jì)21 548億元，1978年僅僅18.91億元，可謂天壤之別。在財(cái)政支出中的份額也是節(jié)節(jié)高升，1978年只有1.69%，2016年增至11.48%，占GDP的比重由1978年的0.51%上升到2016年的2.9%。這意味著我國(guó)的社會(huì)保障支出，不管是就其數(shù)量還是在財(cái)政支出和GDP中所占份額而言，都得到了明顯提升。圖1描述了1978—2016年度我國(guó)社會(huì)保障支出發(fā)展趨勢(shì)。

圖1　1978—2016年我國(guó)社會(huì)保障支出及占財(cái)政支出的比重

根據(jù)圖1可知，我國(guó)的社會(huì)保障支出呈現(xiàn)出不斷上升的總體趨勢(shì)，但具體而言，這并未達(dá)到與我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相匹配的要求，這既體現(xiàn)為支出總量的不匹配，也體現(xiàn)為支出結(jié)構(gòu)的不匹配。著眼于總量，1978年我國(guó)社會(huì)保障支出僅為18.91 億元，支出用途主要是社會(huì)救濟(jì)和撫恤，在財(cái)政支出中的占比只有1.69%。由于長(zhǎng)期忽視社會(huì)保障，截至1997年，該占比一直處于5%以下的水平，極大地阻礙了經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整，國(guó)企缺乏足夠的社保資金進(jìn)行改革。1998年全國(guó)社會(huì)保障支出總規(guī)模達(dá)到595.63億元，在財(cái)政支出中所占份額首次突破5%，達(dá)到5.52%[20]。近些年我國(guó)越來(lái)越重視社會(huì)保障，該項(xiàng)支出的絕對(duì)規(guī)模與日俱增，但在財(cái)政支出中所占的份額并沒(méi)有大幅度變化，2013年為 10.33%，2014年略微上升到10.52%，2015年小幅增加到10.81%，2016年增至 11.48%，近幾年這一比例大致在11%這一水平上下波動(dòng)。

此外，本文借鑒“社會(huì)支出統(tǒng)計(jì)指標(biāo)及可行性研究”課題組(2017)的研究成果，將我國(guó)與歐盟國(guó)家的社會(huì)保障支出與GDP的占比進(jìn)行了對(duì)比分析，如圖2所示。

根據(jù)此圖可以看出，我國(guó)的社會(huì)保障水平與發(fā)達(dá)國(guó)家的差距較大，因此，要想完全實(shí)現(xiàn)社會(huì)保障型國(guó)家這一長(zhǎng)期目標(biāo)，還有很大的空間需要提升[21]。

圖2　2014年中國(guó)與歐盟有關(guān)國(guó)家社會(huì)保障支出與GDP的比例關(guān)系

五、實(shí)證研究

(一)變量及數(shù)據(jù)選取

本文采用社會(huì)保障支出(SS)和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)兩個(gè)變量，其中SS為被解釋變量，GDP為解釋變量以代表經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。研究所用樣本取自1978—2016年經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)源為中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。截至1989年，我國(guó)尚未有社會(huì)保險(xiǎn)基金這個(gè)范疇，因而在此以前，社會(huì)保障支出相當(dāng)于撫恤和社會(huì)福利救濟(jì)費(fèi)[22]。從2007年度開(kāi)始，《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》將該項(xiàng)支出所包含的各個(gè)類(lèi)目歸納匯總，僅列支社會(huì)保障和就業(yè)這一項(xiàng)，借以替代原來(lái)的行政事業(yè)單位退休費(fèi)、撫恤和社會(huì)福利救濟(jì)費(fèi)及社會(huì)保障補(bǔ)助支出，不再對(duì)各個(gè)類(lèi)目加以細(xì)分，因此2007年后的社會(huì)保障支出用這一新指標(biāo)來(lái)表示[23]。考慮到時(shí)間序列的異方差，為盡可能避免數(shù)據(jù)的波動(dòng)，對(duì)上述變量取自然對(duì)數(shù)得到LnSS和LnGDP。

(二)實(shí)證分析

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于SS以及GDP皆為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，只有滿(mǎn)足平穩(wěn)性或協(xié)整，方可運(yùn)用VAR模型。首先是ADF檢驗(yàn)，考察其是否平穩(wěn)，實(shí)證結(jié)論見(jiàn)表2。

從表2可知，LnSS和LnGDP自身的概率P值均超過(guò)0.05，在5%的顯著性水平上接受原假設(shè)，故非平穩(wěn)；一階差分后的DLnSS以及DLnGDP，概率P值皆未達(dá)到0.05，拒絕原假設(shè)，所以平穩(wěn)。由此可知LnSS以及LnGDP均為一階單整過(guò)程，LnSS～I(xiàn)(1)，LnGDP～I(xiàn)(1)。這意味著兩者滿(mǎn)足協(xié)整關(guān)系，可運(yùn)用VAR模型。

表2　單位根檢驗(yàn)

注：(c，t，k)意指ADF檢驗(yàn)有否截距項(xiàng)c、時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)t和滯后期數(shù)k。

2． 協(xié)整檢驗(yàn)

根據(jù)協(xié)整涵義，全部變量均要服從同階單整。從上述結(jié)果可知LnSS和LnGDP均為一階單整序列。因此，采取E-G兩步法加以協(xié)整檢驗(yàn)，整個(gè)過(guò)程如下：

第一步，估計(jì)方程。首先運(yùn)用OLS法估計(jì)LnSS和LnGDP，然后對(duì)殘差進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。

表3　模型的OLS回歸結(jié)果

LnSS= -9.815 191+1.451 838LnGDP

由OLS方程可知，SS對(duì)GDP的彈性系數(shù)大致等于1.452，也就是說(shuō)GDP上升1%，SS相應(yīng)增長(zhǎng)約1.452%。這表示相比于GDP，社會(huì)保障支出呈現(xiàn)更快增速，自1978年開(kāi)始我國(guó)社會(huì)保障支出水平日益上升。

第二步，殘差項(xiàng)的ADF檢驗(yàn)。根據(jù)回歸方程，殘差項(xiàng)e=LnSS+9.815 191-1.451 838LnGDP。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。

由于ADF統(tǒng)計(jì)值概率未超過(guò)0.05，故殘差項(xiàng)e在5%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，無(wú)單位根，故其為平穩(wěn)。

上述分析的內(nèi)涵就是立足于長(zhǎng)遠(yuǎn)角度，我國(guó)社會(huì)保障支出和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)滿(mǎn)足均衡關(guān)系。

3． 誤差修正模型

在GDP變化的短期波動(dòng)過(guò)程中，刻畫(huà)SS和GDP之間向長(zhǎng)期均衡調(diào)整的ECM模型如表5所示。

表5　誤差修正模型

DLnSS=0.341 089-1.1349 74DLnGDP-0.126 15e

這里的ECM模型，刻畫(huà)了均衡誤差對(duì)SS短期波動(dòng)的影響，ECM系數(shù)為-0.126 15，與反向修正機(jī)制相契合。即：上一期均衡誤差與SS短期波動(dòng)存在一定關(guān)系，若上期SS低于一般水平，本期SS就會(huì)相應(yīng)趨于上升；反之則反，這就得以避免SS與GDP明顯偏離均衡狀態(tài)[24]。ECM系數(shù)0.126 15表示對(duì)長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度，即如果短期波動(dòng)與長(zhǎng)期均衡相脫節(jié)，就會(huì)按照0.126 15的調(diào)整力度恢復(fù)到均衡狀態(tài)。DLnGDP的系數(shù)為-1.134 974，表明短期內(nèi)GDP與SS負(fù)相關(guān)。

4． 格蘭杰因果檢驗(yàn)

協(xié)整結(jié)論單純表明立足于長(zhǎng)遠(yuǎn)角度，兩者具有動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系，但無(wú)法保證兩者的因果關(guān)系，所以需要采用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)法判斷SS和GDP的因果關(guān)系[25]，見(jiàn)表6所示。

從上述結(jié)果可知，當(dāng)滯后期等于1時(shí)，兩者互為因果關(guān)系，在滯后期分別為2、3、4時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是社會(huì)保障支出的格蘭杰原因，而社會(huì)保障支出不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因。由此得以證明：我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)社會(huì)保障支出而言是重要“助推劑”[26]。

表6　LnSS和 LnGDP的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

(三)實(shí)證結(jié)論

本文印證了我國(guó)社會(huì)保障支出(SS)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(GDP)具有一定程度的相關(guān)性，雖然就兩個(gè)變量自身而言，二者的增長(zhǎng)呈現(xiàn)出非均衡，但長(zhǎng)期看來(lái)，兩者存在著穩(wěn)定均衡關(guān)系，GDP每上升1%，社會(huì)保障支出就會(huì)上升1.452%，故經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)后者具有顯著的正向拉動(dòng)作用。Granger檢驗(yàn)進(jìn)一步表明，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是社會(huì)保障支出的格蘭杰原因，反之不成立。

六、政策建議

立足于我國(guó)改革開(kāi)放后經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)實(shí)，結(jié)合本文實(shí)證結(jié)論，提出以下幾點(diǎn)政策建議：

首先，提升經(jīng)濟(jì)增速，擴(kuò)張經(jīng)濟(jì)規(guī)模，優(yōu)化經(jīng)濟(jì)運(yùn)行質(zhì)量與效益。由上述檢驗(yàn)結(jié)果可知，社會(huì)保障支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在很大程度上具有相關(guān)性?；诖?，我國(guó)必須保持經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)，加大經(jīng)濟(jì)發(fā)展力度，確保社會(huì)保障支出能有穩(wěn)定的、源源不斷的資金流，使社會(huì)保障支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)能夠同時(shí)保持穩(wěn)步上升趨勢(shì)。

其次，加速轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，保持經(jīng)濟(jì)穩(wěn)健發(fā)展。上述Granger實(shí)證結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是社會(huì)保障支出的格蘭杰原因。因此，經(jīng)濟(jì)穩(wěn)步上升是社會(huì)保障支出水平提升的堅(jiān)固后盾及有力保證。所以我國(guó)必須立足于轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，努力實(shí)現(xiàn)消費(fèi)晉升為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要推動(dòng)因素[27]。只有在這種條件下，我國(guó)經(jīng)濟(jì)規(guī)模才能持續(xù)擴(kuò)大，經(jīng)濟(jì)穩(wěn)健運(yùn)行才能成為現(xiàn)實(shí)，繼而社會(huì)保障支出水平才能得以提升。

第三，努力加大財(cái)政支持力度，穩(wěn)步增加社會(huì)保障支出。我國(guó)社會(huì)保障制度是政府牽頭，作為公共投資的一部分，社會(huì)保障的資金大部分源自政府轉(zhuǎn)移支付[28]。根據(jù)上述內(nèi)容可以發(fā)現(xiàn)，我國(guó)社會(huì)保障支出水平明顯落后于經(jīng)濟(jì)發(fā)展腳步。而當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)增速和財(cái)政收入的穩(wěn)健提升，成為了提升社會(huì)保障水平的一大優(yōu)勢(shì)。因此，我國(guó)應(yīng)該根據(jù)社會(huì)發(fā)展現(xiàn)狀，逐步加大社會(huì)保障支出的力度，以便更好地推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、縮小貧富差距。