我國居民消費需求與社會保障水平的動態分析——基于中國1990—2009年經驗數據

朱歡喜 汪雷 趙歡

（安徽財經大學，安徽 蚌埠 233041）

一國的社會保障水平對其居民的消費行為影響頗大。如果一個地區乃至一個國家的社會保障水平較高，則該地區或該國居民的消費傾向會相對較高，消費的增長也會更快，反之則較慢。社會保障水平與居民消費之間的這種正向關系，是由于完善的社會保障體系發揮了安全網和社會穩定器的作用，降低了個人和家庭在未來所面臨的諸多不確定性風險，從而減少了居民用于一般性消費的謹慎性儲蓄，同時，社會保障收入還是家庭收入的一個重要部分。因此，從長期來看，完善的社會保障體系的建立，社會保障水平的提高可以拉升居民消費。

一、文獻綜述

和西方理論界相比，我國對消費需求問題的研究起步較晚，至今沒有形成成熟的理論體系，尤其是對社會保障水平影響消費需求問題的研究。但是，國內學者仍然在借鑒西方消費理論的基礎上，結合我國實際情況對該問題進行了一些有益探討，也提出了不少觀點和建議，主要有：李昊，高新宇，張國海（2011）在消費理論基礎上，應用計量經濟學方法，通過實證分析研究我國養老保險制度對于居民消費能力的作用，并基于老齡化社會的現狀，提出了擴大基本養老保險的覆蓋面，減少居民防范性儲蓄，增加居民即期消費[1]等措施和政策來提高我國居民消費水平，促進我國經濟的持續發展。張雷（2011）運用定量分析檢驗我國社會保障水平地區差異與居民消費水平的相關性，說明完善社會保障體系對擴大內需、增強居民消費能力和消費信心具有重要的引致效應。魏景（2009）將我國社會保障制度的實施情況量化為社會保障率和社會保障強度兩個具體指標，通過具體的計量模型檢驗了兩指標的合理性后衡量了這兩個指標對我國居民消費水平的影響情況，認為中國的社會保障制度可通過影響居民對未來收入的預期進一步影響其當期消費。

是否社會保障支出水平的提高就可以解決消費需求不足的問題？這一的疑問還不能從現有的研究中找到滿意答案，從而既需要進行深入的理論思考，也需要結合動態的時勢發展進行實證研究。如果兩者之間關系的存在性及其范圍和程度的問題不能解決，則以社會保障促進消費的觀點的種種政策和措施就可能失靈。[2]

二、變量與數據

首先對文中將要使用的數據和變量進行簡要說明。因為考慮到使用人均變量可以很好地排除總量指標中人口總量的影響，本文選取人均消費支出作為被解釋變量PCS，人均社會保障支出作為解釋變量PPS，數據的時間跨度為1990—2009年我國居民人均消費支出和人均社會保障支出的時間序列數據（如圖1），然后對人均消費支出和人均社會保障支出取自然對數，得到LnPCS和LnPPS（如表1），繪制LnPCS和LnPPS的時間序列圖（如圖2和圖3）。

圖1：中國1990-2009年人均社會保障支出與消費

表1：LnPCS和LnPPS（1990—2009年）

圖2：LnPCS的變化趨勢（1990-2009年）

圖3：LnPPS的變化趨勢（1990-2009年）

研究我國人均消費支出和人均社會保障支出之間關系，一般做法是根據現有的樣本資料進行OLS回歸分析。然而，傳統的回歸分析，要求所用的時間序列必須是平穩序列。但是由圖2和圖3可以看出，本文選擇的變量LnPCS和LnPPS明顯存在較強的時間趨勢，這種情況下再進行傳統的回歸分析，必然會出現無意義的分析結果和錯誤的結論。為了避免傳統分析中存在的缺陷，本文將運用更先進的協整技術，對我國人均消費支出和人均社會保障支出的關系進行分析，并參照當前所面臨的國內外形勢，基于分析的結果，探析提升我國居民消費能力的政策。

三、計量分析和結果說明

（一）模型單位根檢驗

首先檢驗時間序列LnPCS和LnPPS是否為平穩序列。這里運用ADF檢驗方法對表1中的數據以及LnPCS和LnPPS的一階差分變量進行平穩性檢驗，具體結果如表2、圖4和圖5所示。

表2：檢驗變量序列的平穩性

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）協整檢驗和誤差修正模型

1.協整檢驗

運用E-G兩步法檢驗變量間的協整關系，其具體結果如下：

（1）估計方程。先使用OLS法對協整向量LnPCS和LnPPS進行估計，然后再對殘差進行單位根檢驗，看其是否平穩。使用計量軟件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PPS的彈性系數為5.173，即PPS每增加1%，可以拉動PCS將增加5.173%，這充分說明增加人均社會保障支出對擴張居民消費的作用是相當顯著的。

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

表3：殘差的平穩性檢驗

2.誤差修正模型。

伴隨著PPS變化在短期的波動，描述人均消費支出和人均社會保障支出之間的長期均衡誤差修正模型變為：

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:

從上述估計的結果可以看出:第一，在1990-2009年間，我國居民的人均消費支出PCS和人均社會保障支出PPS之間存在著長期的動態均衡關系。第二，在短期內，PCS的變動除了受到PPS變動的影響外，還受到滯后1、2、3期的PCS變動的影響。第三，ecm是誤差修正項，此模型中的系數為0.103，且t檢驗也未通過，因此，判定PPS的短期波動與PCS的增加沒有明顯偏離它們的長期均衡關系，并且它們之間的這種均衡關系不能很好地修正當期的非均衡誤差。第四，該誤差修正模型還顯示，人均社會保障支出的快速增長將會使PCS增加，所以，從長期來看可以相信PCS和PPS之間應當是一種相互影響的關系。

3.格蘭杰因果關系檢驗保障支出增加可以預測居民人均消費支出的增長，而當滯后大于3期以上時，人均社會保障支出水平不再是居民人均消費支出的格蘭杰原因；當滯后2和3期時，居民人均消費支出對人均社會保障支出水平的增加有預測作用，這里格蘭杰因果檢驗的結果和傳統經濟理論的分析結果是相一致的；當滯后大于3期以上時，居民人均消費支出不再是人均社會保障支出的格蘭杰原因。

表4：1990-2009年人均消費支出和人均社會保障支出的因果檢驗

五、結論與建議

1.本文運用1990-2009年中國的PCS和PPS數據，分析了PCS與PPS之間的長期動態關系和短期因果關系，得到如下結論:我國人均社會保障支出PPS與居民人均消費支出PCS之間存在著顯著的相關關系，雖然自身的增長都不是平穩的，但從長期來看，二者之間都構成了長期穩定的均衡關系。在本文研究期間的短期內，滯后1、2、3期的PPS變動是PCS變動的格蘭杰原因；滯后2和3期的PCS變動對PPS變動有著顯著的影響，而滯后3期以上時，PPS的變動與PCS的變動相互之間的影響都不明顯。

2.征收社會保障稅，即對現在的社會保障費改稅。社會保障改稅之后，有助于提高收繳率，減低成本，規范收支制度，有助于建立全國統一的社會保障制度，這對于發揮社會保障制度在拉動內需的作用上無疑是極重要的。同時，改為稅務部門征收后，再根據收支兩條線管理，收入直接進入國庫，支出由社保經辦機構從國庫中直接提取，實行專款專用，這樣把包括因節省成本多出的款項全部投向社會保障支出，這種支出水平的提高是不言而喻的。

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

［1］李昊，高新宇.我國基本養老保險對城鎮居民消費的影響[J].湖北經濟學院學報，2011，(10)：80-79.

［2］李宏.社會保障對居民儲蓄影響的理論與實證分析[J].經濟學家，2010，(6):87-94.