社會保障水平調節人口出生率可行性實證研究

康 意，王國軍，趙小靜

(1.對外經濟貿易大學 國際經濟貿易學院，北京 100101;2.對外經濟貿易大學 保險經濟學院，北京 100101)

一、引 言

第六次全國人口普查數據公示:我國總和生育率為1.18遠低于2.10的生育替代率，計生政策的調整再次成為民眾關注的焦點。十八大之前，民眾的“2015年放開‘生育二胎’”的呼聲高漲，激烈的爭論也隨之展開。葛延風等［1］認為人口紅利加速消失、老齡化加速以及未來可能的勞動力短缺問題將成為新的重大挑戰。建議盡快調整計劃生育政策，可考慮全面放開二胎。否則，越晚越被動。潘潔［2］認為是百害而無一利:放開二胎，多出來幾億人口將給家庭和社會帶來沉重負擔。其擔心人口二次膨脹，不能重蹈歷史覆轍，此乃國家大忌;一方面是民眾所愿，另一方面是國家大忌。十八大報告雖然明確指出“堅持計劃生育的基本國策，提高出生人口素質”，但也強調要逐步完善政策，促進人口長期均衡發展。政府作為人口發展方針的制定者，人口管理者，若其采用宏觀調控政策，既能消除“人口二次膨脹的顧慮”，又能實現人口長期均衡發展，實現“民眾所愿”，轉國家大忌為國家大計，該政策將可稱為完善政策。

欠發達國家的“越窮越生，越生越窮”與部分發達國家的“鼓勵生，不生;獎勵生，不生;不愿生，不需要生”，難以理解的現象背后，有其決定性原因?！霸礁F越生”是安全的需求使其然，“不生，不愿生，不需要生”，是為自我個人價值的實現;基本的需求和高層次的需求，正如人口轉變論①人口轉變論指出隨著現代化的發展，出生率和死亡率最終必然要發生從高到低的轉變，人口遲早要達到零增長以致負增長，人口轉變是經濟和社會發展所決定的一種必然趨勢，是對人口所發生變化的一個簡單總結，具有一定的科學性。所述人口發展過程不是一個獨立的自行運動的過程，與社會經濟條件的發展變化有密切關系。社會經濟條件的發展變化給國民不同方面的多重影響，但是影響范圍最廣、影響時間最長的就是社會保障制度。社會保障水平作為衡量社會保障制度的一個重要指標，在一定程度上與社會經濟相互促進，相互影響。發達國家相對健全的社會保障主體制度和欠發達國家“養兒防老”的個人保障主體制度，對生育意愿和需求有不同影響。

二、文獻回顧

關于社會保障水平和人口出生率，國內外的研究處于不同階段。

西方發達國家在社會保障水平和出生率研究總體較早，研究內容比較集中，較早的可追溯到人口轉變論，創始人為法國人口學家蘭德里，他最先分階段論述人口轉變，認為人口理論的中心任務是闡明和領會“人口轉變”，他把生產力看做是人口轉變過程的主要因素。而生產力和社會保障水平在一定程度上是相互促進，相互影響的，由此可見人口轉變論可作為社會保障水平和出生率研究的奠基石。

國外對人口發展速度的衡量更多采用出生率指標，關于社會保障水平和人口出生率關系研究中影響比較大的不是很多，考慮到人口出生率和生育率之間的相關性，研究生育率文獻同樣具有借鑒和參考意義。在二者關系研究中，BB模型①BB模型源于Barro和Becker［3］，其模型顯示父母生育孩子因為他們把孩子當作是他們自己生命的延續。和BJ模型②BJ模型是Boldrin和Jones［4］所提出，其研究表明父母生育子女因為子女關心年邁父母的生活質量，因此會給父母老年生活提供經濟幫助。引起了較多學者關注。BB模型顯示政府所提供的養老金對生育率的影響很小，這與大部分的實證結果不一致;而BJ模型研究表明在歐美國家養老金對生育率影響占據高達55%—65%的比例。在此前后，也有較多學者研究二者之間關系，Hohm 等［5］與 Cigno等［6］都得到了一致結論:社會保障項目增多可以降低人口出生率。

三、數據指標選取與數據來源

本文選取的指標包括社會保障水平和人口出生率。社會保障水平數據和人口出生率數據分別間接或直接來源于相關年度《中國統計年鑒》。

人口出生率 (R)，是指在一定時期內 (通常為一年)一個地區的出生人數與同期內平均人數之比，通常用千分率表示。

社會保障水平，是指社會保障支出占國內生產總值的比例，反應在一定時期內一個國家或地區的社會成員所享受社會保障水平的高低，是衡量一個國家或地區社會保障制度總體水平的重要標準之一。在不同時期，社會保障支出的具體內容略有不同，由于我國社會保障內容近二十年來逐步調整，分項支出項目不盡相同，故本文選用社會保障總支出水平作為衡量指標。④社會保障支出分為社會保障總支出和社會保障分項支出。目前學術界主要有兩種統計社會保障總支出的方法:一是從社會保障項目出發，將社會保險、社會福利、社會優撫和社會救濟支出相加得到社會保障總支出數額。二是從社會保障支出承擔主體出發，把勞動和社會保障部、民政部、人事部和衛生部等部門在社會保障方面的支出分別統計，然后相加得到。考慮到內容研究的統一性、連貫性以及穩定性，本文選用第一種統計口徑。社會保障總支出1989—1998年主要包括保險福利費、優撫和社會福利救濟費等。1999—2006年主要包括行政事業單位離退休費、企業職工基本養老保險基金支出、失業保險基金支出、工傷保險基金支出、生育保險基金支出、撫恤和社會福利救濟支出和社會保障補助支出等。

考慮到社會保障支出數據的可得性和人口出生率的數據特點，本文選取樣本研究區間為1989—2010年。

四、研究方法

1.數據平穩性檢驗

為避免偽回歸問題，進行格蘭杰因果關系檢驗的一個前提條件是時間序列必須具有平穩性。因此，在進行格蘭杰因果關系檢驗之前首先應用ADF檢驗，對各指標時間序列的平穩性進行單位根檢驗。結果如表1所示。

表1 變量平穩性檢驗結果

2.社會保障水平與人口出生率之間格蘭杰因果關系檢驗

由上述平穩性檢驗結果可知，進行格蘭杰因果關系檢驗時，需要用人口出生率和社會保障水平一階差分形式來做格蘭杰因果關系檢驗，具體的模型如下:

其中，R代表人口出生率;M代表社會保障水平一階差分，即社會保障水平變化量，M=LL(-1);(-i)表示滯后期。對數據檢驗結果如表2所示。

表2 格蘭杰因果關系檢驗結果

由上述結果可知，社會保障水平變化量是人口出生率的格蘭杰原因，并且具有滯后期敏感性，前三期結果是一致的;而人口出生率不是社會保障水平變化的格蘭杰原因。

梁總表示，霍尼韋爾（Honeywell）在中國市場經過深入調研后，專門設計了嶄新的市場戰略，并沒有完全將Intelligrate在歐美的運營模式和產品引入中國，而是根據中國市場實際和需求現狀，一步步深化產品結構，力求推動中國倉儲物流行業發展。

3.建立自回歸分布滯后模型 (ADL)

自回歸分布滯后模型的主要思想是通過“一般到簡單”的建模過程，研究變量隨著時間的延伸之間所對應的變化關系。(p，q)階自回歸分布滯后模型的基本表達式為:

依據上述格蘭杰因果關系檢驗模型結果，可取p=q=3，建立如下形式自回歸分布滯后模型:

該模型可作為“一般模型”，模型特征如表3所示。

表3 “一般模型”估計結果及檢驗

由于滯后模型殘差序列檢驗中，D.W檢驗失效，故采用 LM檢驗，得到相伴概率為0.5020，不能拒絕殘差序列不存在自相關的零假設。

綜上，該模型可作為“一般模型”。根據“一般模型”中各解釋變量的系數t檢驗結果，剔除不顯著變量M(-3)，R(-2)，得到“簡單模型”的估計結果如表4所示。

表4 “簡單模型”估計結果及檢驗

對比簡化后的模型，模型檢驗的各項指標結果幾乎沒有變化。LM檢驗得到的相伴概率提高到0.7579，同樣不能拒絕殘差序列不存在自相關的零假設;對殘差進行異方差檢驗，得到相伴概率為0.2570，概率明顯大于臨界水平，所以通過檢驗，不能拒絕零假設，即不存在異方差現象。

利用參數的Wald檢驗驗證模型約束的有效性。Wald檢驗得到相伴概率為0.7200，不能拒絕M(-3)，R(-2)的系數為零的原假設。

綜上，該簡化模型可以作為反映社會保障水平與人口出生率關系的自回歸分布滯后模型。形式如下:

其中，R，M分別表示人口出生率和社會保障水平變化量;(-i)表示滯后期。

4.模型穩健性檢驗

本文從以下兩個方面對該模型穩健性檢驗:

第一，根據國外文獻，大多數學者研究結論為，社會保障項目增多或者社會保障標準提高將對生育有負向作用，對教育和嬰兒死亡率也有明顯負向作用。嬰兒死亡率與人口出生率一樣，也是影響我國人口發展的一重要因素。為此本文對社會保障水平和嬰兒死亡率采用同樣過程做回歸，①樣本區間為1990—2010年，嬰兒死亡率數據來自于各年度《中國人口年鑒》，數據處理發現嬰兒死亡率與社會保障水平均為一階單整，并且存在協整關系，建立VEC模型，所得回歸結果為D(I)=-0.2864(I(-1)+1.0394 L(-1)-0.0431)-0.4599 D(I(-1))+0.0873 D(I(-2))+0.6293 D(L(-1))+0.2107 D(L(-2))-0.0038，其中I代表嬰兒死亡率，L代表社會保障水平。回歸模型形式與模型 (5)相近，模型顯示社會保障水平提升會降低嬰兒死亡率。

第二，由于ADL模型是建立在社會保障水平是人口出生率的格蘭杰原因基礎上的，如果區間段格蘭杰因果關系不成立，則該模型的應用將受到限制。我國于1987年人口出生率為一拐點，用1987—2010期間數據分析時，發現兩者不再存在格蘭杰因果關系，其回歸模型形式也有較大不同。通過該現象也可初步解釋，為什么不同國家在不同時期提高社會保障水平對人口出生率的影響不同，也可初步判斷，社會保障水平與出生率之間存在的格蘭杰因果關系并不是長期的，或者說是穩定的。

五、實證結論與建議

依據1989—2010年間樣本數據，實證結論如下:

其一，人口出生率和社會保障水平變化量之間存在負相關性，即提高社會保障水平，可以降低人口出生率，該結果和歐美學者研究結果一致;該回歸模型可以較好地解釋社會保障水平總體較高的地區，比如我國一線城市，其總體人口出生率較低;也可進一步預測，國家在總體人口出生率比較高的西部地區采取的一些提高社會保障水平的舉措，如計生家庭獎勵扶助制度、少生快富工程，將對穩定西部地區低生育水平，實現西部地區人口與資源、環境的協調可持續發展而發揮促進作用。

其二，人口出生率受前期人口出生率影響較大，即沒有重大事件發生的情況下，人口出生率一般保持比較平穩發展態勢。該特點較好地解釋了人口出生“慣性”特點。

其三，如果社會保障水平保持不變，沒有出現重大影響人口發展的前提下，人口出生率將呈現逐步下降趨勢，不會出現“人口二次膨脹”的局面。

根據上述實證結果，結合我國當前人口和經濟現狀，筆者建議國家一方面可微調生育政策，比如“夫婦雙方中即使一方為獨生子女，亦可生育二胎”(現政策非特殊情況下，夫婦雙方須均為獨生子女，方可生育二胎)，另一方面提高社會保障水平，來實現對出生率的合理控制，既實現民眾高漲的愿望，又緩解了當前我國老齡化程度加劇所帶來的問題。同時，針對人口出生率比較低的地區或者群體，如計生家庭，尤其是獨生子女家庭，國家應提供高于平均社會保障水平的社會保障標準，不單是因為他們為國家人口政策協調做出了犧牲和貢獻，他們的低水平生育率實需建立在高水平社會保障基礎之上，低水平生育率行為的進一步和諧發展，需要較高的社會保障水平來保障，只有這樣才能實現好、維護好、發展好群眾的根本利益，貫徹和落實“以人為本”的科學發展觀。

［1］葛延風，喻東，張冰子.完善社會政策需著重解決的關鍵體制機制問題［N］.中國經濟時報，2012-07-03.

［2］潘潔.城市放開二胎漸行漸近?［N］.國際金融報，2012-11-30.

［3］Barro，R.J.，Becker，G.S.Fertility Choice in a Model of Economic Growth ［J］.Econometrica，1989，57(2):481-501.

［4］Boldrin，M.，Jones，L.E.Mortality，Fertility，and Saving in a Malthusian Economy［J］.Review of Economic Dynamics，2002，5(4):775-814.

［5］Hohm，C.F.，Galloway，F.J.，Hanson，C.G.，Biner，D.A.A Reappraisal of the Social Security-Fertility Hypothesis:A Bidirectional Approach［J］.The Social Science Journal，1986，23(2):149-168.

［6］Cigno，A.，Casolaro，L.，Rosati，F.C.The Impact of Social Security on Saving and Fertility in Germany［J］.FinanzArchiv/Public Finance Analysis，2002，59(2):189-211.

［7］穆懷中.社會保障水平發展曲線研究［J］.人口研究，2003，(2):22-28.

［8］劉玉祥，郭德輝.新疆社會保障水平分析:2000年～2010年［J］.新疆財經大學學報，2012，(3):10-16.

［9］張本飛.中國人口出生率的轉變與西方的比較［J］. 西北人口，2006，(1):57-60.