新疆社會保障支出的就業效應分析

摘要：本文采用新疆2000-2010年的社會保障支出和城鎮就業人口的數據，通過計量經濟的研究方法，研究新疆社會保障支出與勞動就業的相關關系。研究結果顯示新疆的社會保障支出是勞動就業增加的格蘭杰因果，即社會保障支出的增加會帶來就業的增加。在分析研究結果后，提出相關的政策建議。

關鍵詞：社會保障支出；勞動就業；格蘭杰檢驗

一、引言

社會保障和勞動就業是是現代社會的兩個基本問題，是關乎到國民切身利益的民生問題。同時，他們二者之間的關系對于處在市場經濟條件下的中國來說是尤為重要的。一方面，一個完善的社會保障體系可以有效的緩解就業矛盾對社會的壓力并且促進勞動力的充分流動，為勞動力資源的合理配置創造了條件。同時，它幫助一部分不適應市場競爭的勞動者進行技能的調整使其重新融入市場。由此可見，社會保障制度將其”緩震器“和”潤滑劑“的作用發揮的淋漓盡致，對于就業率的提高起著重要的作用。另一方面，充分的就業不僅可以讓社會基本生活保障和失業保險金的支出減少，同時使得國民有能力去繳納社會保險費，增加社會保險金的收入，從而促進了社會保障體系的發展。因此，對于社會保障與勞動就業關系的研究至關重要。

本文安排如下：文章的第二部分介紹相關的文獻綜述，第三部分介紹新疆社會保障支出與勞動就業的現狀，第四部分利用新疆的社會保障支出和勞動就業的數據進行實證分析并得出結論，第五部分給出結論，第六部分提出政策建議。

二、文獻綜述

國內外有大量的文獻都在研究社會保障支出與經濟增長之間的關系，而對于就業的影響方面的研究卻很少。Peter(1982)基于1974年英格蘭和威爾士的54個地區的橫截面數據，對財政支出和稅收對于制造、服務業的就業影響進行了實證分析，分析結果顯示財政支出的影響是正向的，而稅收的影響是負向的[1]。Erkin(1991)基于美國1890-1980的時間序列數據以及總需求和生產函數，對政府支出、貨幣供給與就業之間的關系進行了實證分析，分析結果顯示政府支出對于就業的影響是正向的[2]。Michael(1995)對政府支出對于國家的產出與就業的影響進行了分析，分析結果顯示當政府支出主要由稅收組成時，對就業與產出的影響是負向的，反之，則是正向的[3]。Bellettini和 Ceroni(2000）利用61個國家的關于社會保障支出與經濟增長之間關系的數據進行了實證分析，分析結果顯示社會保障支出有利于人力資本的形成[4]。Mark(2006)利用美國1980-2000年的公共開支與就業的相關數據進行了實證分析，分析結果顯示政府的支出對就業的影響是正向的[5]。

目前國內的相關文獻主要有：穆懷中（2001）對于社會保障支出與GDP、國內儲蓄、投資及私人消費之間的關系進行了實證分析，分析結果顯示社保支出對于人均GDP的影響是正向的[6]。許曉茵、韓麗妙( 2006) 利用1996 － 2004 年我國31個省份離退休人員保險和福利費用的相關數據進行實證分析，結果發現養老金的支付水平對于經濟增長的貢獻存在顯著的地區差異[7]。董擁軍、邱長溶( 2007) 利用協整分析方法，分析結果發現了我國1989－2004年社保支出與經濟增長之間存在雙向因果關系[8]。王文甫( 2008)利用我國政府支出、技術水平與就業之間關系的數據進行了實證研究，結果顯示政府支出的增加對于就業有正向的影響[9]。劉新( 2010) 利用我國的就業量、資本投入、技術進步、工資水平和社會保障這五個變量間的關系進行了實證分析，分析結果顯示資本投入、技術進步、工資水平和社會保障對于就業量無Granger 影響[10]。

三、新疆社會保障支出與勞動就業現狀

這部分內容基于2000-2010年新疆社會保障支出與新疆城鎮人口就業的相關數據對新疆的社會保障與勞動就業進行大致的分析。

1．新疆社會保障支出

資料來源：《中國統計年鑒》和《中國勞動統計年鑒》2001-2011年

如圖1所示，在2000-2010年間，新疆維吾爾自治區社會保障支出呈現逐年增長的趨勢。在2010年新疆社會保障支出達到了頂峰，總數達到了479.08億元，是2000年社會保障支出總數的5.63倍。

2.新疆城鎮人口就業人數

如圖2所示，在2000-2010年間，新疆城鎮就業人口的增長幅度非常的平穩。在2010年新疆城鎮人口達到387.31萬人，平均年增長率為1.98%。

四、實證分析

1．變量的選取及數據說明

資料來源：《中國統計年鑒》和《中國勞動統計年鑒》2001-2011年

文章的數據來源于2001-2011的《新疆統計年鑒》和《中國勞動統計年鑒》。由于社會保障支出的統計口徑不同，這里我們采用”小口徑統計“的方法。社會保障支出主要由社會保險支出和財政社會保障支出兩步分構成。其中，社會保險支出包括醫療、養老、工傷、失業、生育險等組成。而財政社會保障支出由于《中國國家統計年鑒》的統計方式不同在2000-2006年，財政社會保障支出由撫恤和社會福利救濟費、行政事業單位離退休經費、社會保障補助支出組成，2007-2010年財政社會保障支出由社會保障和就業這個統計項目組成。考慮到年鑒上的社會保障支出數據是基于當年價格計算得出的，為了得到真實的新疆社會保障支出數據，更確切地反映出實物量的增減變動情況，本文剔除了價格變動對名義社會保障支出的影響，將名義的社會保障支出以2000年為基期進行處理。

2．單位根檢驗

以往的傳統回歸分析方法在進行估計與檢驗時候，大都沒有注意到時間序列數據的平穩性問題，而是直接進行普通最小二乘法(OLS)，這樣做的結果可能會導致”偽回歸“現象出現。為此，在實際的研究中，在檢驗變量之間的協整關系之前，就有必要對被分析序列變量進行單位根檢驗，來確定各個序列的平穩狀況和單整階數。在單位根檢驗中，有ADF檢驗法、PP檢驗法和DF檢驗法等等。其中，以ADF檢驗法最為常用，假設一個序列變量在成為穩定序列之前必須經過d次差分，則該序列變量被稱為d階單整的，記為I( d)。

檢驗結果表明，時間序列變量都是非平穩的，經過二次差分后變量LNgl和LNss的平穩的，即變量和LNss均為LNgl二階單整的序列。此時，滿足構造協整方程的必要條件，進而可以檢驗變量LNgl和LNss之間是否存在協整關系。

3．協整檢驗

為了考察非平穩變量之間是否具有長期穩定的關系需要進行協整檢驗，在現有的研究成果中，常用的協整檢驗方法有用于檢驗兩變量之間的EG兩步法和用于對于多變量之間的JJ檢驗法。本文采用EG兩步法進行檢驗，其基本思想是兩個變量為非平穩序列，但它們的某種線性組合卻可能呈現穩定性，此時這兩個變量之間便存在長期穩定關系，即協整關系。

第一步，建立模型：

LNgl=α+βLNss+Et （1）

其中，LNgl為被解釋變量，LNss為解釋變量，Et 為殘差。利用普通最小二乘法(OLS)對其進行回歸，得出回歸方程：

LNgl=5.069863+0.153953LNss+Et（2）

R2=0.913628

第二步，對上述回歸模型的殘差ut進行單位根檢驗，如果殘差是平穩的，則解釋變量與被解釋變量之間存在協整關系；否則，不存在協整關系。

由表2可以看出，殘差序列ut單位根ADF檢驗值為-2.476461，在5%顯著水平下，殘差序列ut為平穩的時間序列，即ut～I（0）。也就是說新疆的LNgl和LNss之間存在一種長期的均衡關系。

4．誤差修正模型

誤差修正模型又稱為DHSY模型是由Davidson、Hendry等人于1978年提出來的，是一種具有特定形式的計量經濟模型。它既能反映不同的時間序列變量之間的長期均衡關系，又能反映短期偏離項長期均衡修正的機制，可以有效的把變量的長期變化與短期的波動聯系起來，從而可以最大程度上避免”偽回歸“的存在和消除多重共線性等問題，它彌補了長期靜態模型的不足，使模型檢驗更加精確。

令ecmt=ut，建立誤差修正模型：

△LNgl=α+β×△LNss+λecmt-1+εt

進行OLS估計，得到：

△LNgl=0.027499+0.046568×△LNss-0.331058ecmt-1+εt

從上式中可以看出誤差修正系數為-0.331058小于0，符合反向修正機制。此時，社會保障支出的短期波動有兩個部分構成：一部分是短期就業波動的影響；一部分是偏離長期均衡的影響。誤差調整項ecmt-1的系數大小在一定程度上反映了對偏離長期均衡的調整力度，當短期波動偏離長期均衡時候，將以（-0.331058）的調整力度把非均衡狀態拉回到均衡狀態。

5．格蘭杰檢驗

通過上面的檢驗可以知道，新疆社會保障支出和就業之間存在長期的均衡關系，但是兩個變量之間是否存在因果關系以及因果關系的方向如何，還需要進一步的驗證。本文采用格蘭杰因果關系檢驗法，對兩個變量進行因果關系的檢驗。

觀察上表可以看出來，在10%顯著水平下，當滯后期為1時，此檢驗拒絕了LNss不是LNgl的格蘭杰原因的假設，接受了LNgl不是LNss的格蘭杰原因的假設，這表明在2000-2010年新疆社會保障支出和就業之間存在著社會保障支出對就業的單向格蘭杰因果關系，就業對社會保障支出卻不存在格蘭杰因果關系。

五、結論與政策建議

（一）結論

文章選取2000-2010年的新疆數據，利用單位根檢驗、協整檢驗、誤差修正模型、格蘭杰因果檢驗等計量方法，通過新疆社會保障支出與就業之間的關系實證分析，我們可以得出如下結果：

1.從整體上來看，新疆社會保障支出與經濟增長之間都存在著長期和穩定的關系。這個結論與當前的現狀是吻合的，而且與已有的理論研究分析是一致的。

2.社會保障支出是就業增加的格蘭杰因果，就業的增加卻不是社會保障支出的格蘭杰因果。這也就是說，社會保障支出的增加會帶來就業的增加，但實證分析的結果表明就業對社會保障支出卻不存在格蘭杰因果關系，這可能是由于就業對社會保障支出有相對較長的滯后效應。

3.無論是從長期還是短期看，新疆都有必要采取有效地激勵措施來促進社會保障支出的增加，發揮社會保障支出的就業效應，即以擴大社會保障支出，以此達到促進就業增加的目的。

(二)政策建議

基于論文分析的結果和新疆”十二五規劃“提出以下幾點建議：

1.加大財政對于新疆社會保障的支出

通過對2000-2010年新疆社會保障支出的統計我們發現財政社會保障支出在整個社會保障支出中所占的比重較小且相比于社會保險支出的增長速度也較慢。因此，我們應當根據當年財政收入的實際情況，適當的加大財政社會保障支出的比例，拓寬籌資的渠道，調整財政支出中不合理的部分。

2.擴大社會保障覆蓋面

新疆”十二五規劃“中指出要堅持”廣覆蓋、保基本、多層次、可持續“方針，以社會保險、社會福利、社會救助為基礎，以基本養老、基本醫療、最低生活保障為重點，不斷完善覆蓋城鄉的社會保障體系，加大社會保障和公共福利服務設施建設，提高管理服務水平，逐步實現人人享有基本社會保障的目標[11]。

3.完善社會保障體系

加強社會保險體系建設，完善相關政策和制度，擴大覆蓋范圍，提高保障水平。大力實施新型農村社會養老保險制度，2012年前實現全覆蓋。完善城鎮基本養老保險省級統籌制度，逐步提高養老金標準。將無收入的城鎮居民納入城鎮養老保障制度。加快推進做實養老金保險個人賬戶試點。健全醫療、失業、工傷、生育等保險制度，逐步提高統籌層次。規范各類社會保險基金征繳和使用管理。積極發展企業補充保險和商業保險 [12]。

參考文獻

[1]Peter G，Neil B.The Determinantion of Employment in Counties:Some Ebidence on the Impotrance of Local Authority Fiscal Policy and Goverment Regional Policy in England and Wales[J].Applied Economics，1982(14):211-218.

[2]Erkin B.Government Expenditure，Money Supply and Unemployment in the USA:An Analysis of the Pre-war and Post-war Function Forms[J].Applied Ecomnomic，1991(23):1483-1486.

[3]Michael B D，David R F L.The Dynamic Effects of Government Spending Policies in a Two-Sector Endogenous Growth Model[J].Journal of Money，Credit，and Banking，1995，27(1):232-257.

[4]Bllettini G.and Ceroni C. B．Social Security Expenditure and Eeonomie Growth: An Empirical Assessment ［J］．Research in Economics，2000( 54) : 249－275．

[5]Mark G.Impact of Government Spending on Employment and Output at the State Level:1980-2000[J].Journal of Business Economic Studies，2006，12(3):27-33.

[6]穆懷中.社會保障水平經濟效應分析[J].中國人口科學，2001(3) : 48-53．

[7]許曉茵，韓麗妙.社會保障和地區經濟差異:1996 － 2004中國面板數據分析[J].上海經濟研究，2006( 12) : 12-19．

[8]董擁軍，邱長溶．我國社會保障支出與經濟增長關系的實證[J].統計與決策，2007(4) : 80-82．

[9]王文甫．政府支出、技術進步與勞動就業的效應分析［J］.經濟科學，2008，( 3) : 50 -59．

[10]劉新，劉星，等．財政社會保障支出的就業效應［J].山西財經大學學報，2010，(7) : 10-15．

[11]、[12]新疆“十二五規劃”相關內容.

注：基金項目: “新疆社會保障與金融問題實證研究”( 140783)