社保基金支出、收入差距與居民消費的VEC模型分析

何軍耀+陳宗映

內容摘要：隨著經濟的發展我國收入差距逐漸擴大，基尼系數達到警戒線，在我國經濟飛速發展的背后居民消費水平遠遠落后，通過社會保障調節收入分配改善居民人均消費成為必要之舉。本文以此為基礎，運用時間數列，分析研究國民總收入、收入差距、社會保障金支出與人均消費之間的關系。研究結果表明四個變量之間存在長期的協整關系，社會保障金支出、收入差距對人均居民消費具有Granger影響。

關鍵詞：收入差距 基尼系數 社會保障 居民消費

引言

改革開放以來我國的經濟在出口、投資的雙重作用下的迅速增長，一舉成為世界第二大經濟體。隨著國際宏觀環境和國內經濟發展導致的經濟結構的變化，消費對我國經濟發展有著越來越大的作用。李伯惟（2011）在論消費在經濟發展中的重要性的研究中指出：消費可以促進經濟的良性循環，在我國經濟發展中的作用巨大，擴大消費和內需對我國經濟的發展極為重要。但是隨著經濟的發展與增長，我國居民收入差距越來越大，基尼系數達到國際警戒線。收入差距的擴大，收入分配不平等嚴重影響居民消費，葉檀在2011年名人論道中談到收入差距越大消費越扭曲。韓金峰（2010）在論社會保障的公平和效率關系——基于擴大消費促進經濟發展的分析中，研究得出面對經濟的高速發展和內需不足，特別是消費不足的問題，我們的一個重要選擇就是進一步建立和完善社會保障制度。通過社會保障制度調節居民收入差距是一項有效的措施。高文書（2012）、張翼（2010）認為社會保障具有重要的收入再分配功能，在很多國家社會保障都是調節居民收入分配差距最重要的手段，通過社會保障財政支出扭轉收入差距。王小魯、樊綱（2005）通過計量模型檢驗庫茲涅茨曲線在中國是否存在，證明收入差距還有繼續上升的明顯趨勢，但其下降階段不能確證。同時該模型分析發現有一系列因素對收入差距的擴大或縮小有重要影響，這包括經濟增長方面的因素、收入再分配和社會保障、公共產品和基礎設施，以及制度方面的因素。這說明有可能通過合理的政策調整來控制收入差距的繼續擴大。

基于收入差距對消費的影響以及社會保障支出對調節收入分配和縮小收入差距的作用，本文在此理論基礎之上建立VEC模型分析收入差距、社會保障金支出以及GDP對我國居民消費的影響。并針對我國當前居民收入差距與居民消費現狀提出相應的政策建議，以促進經濟合理健康發展。

國民收入、人均消費、收入差距現狀

社會保障具有籌資社會化的特征，并且遵循與經濟發展相適應的原則。社會保障制度是運用經濟手段解決社會問題，它需要相應的財政制度來支持其運行，從各國社會保障制度的實踐來看，雖然不同的社會保障項目的財政來源不同，但總體主要包括財政投入、企業繳費、個人繳費乃至社會募捐。不論何種籌資方式，都不來源于社會的財富，只有當社會總財富增加才會有更多的經濟資源投入到社會保障中去。如果沒有相應的財力支持，社會保障制度就會成為無源之水，無本之木無法持續下去，經濟發展是社會保障制度的基礎，決定著社會保障的發展水平。

從1989年開始我國社會保障金的支出隨著我國GDP的增加逐年上升，在我國經濟飛速發展的同時，社會保障制度也同時快速發展，體現了我國經濟發展對社會保障發展的作用。1989年我國的GDP為5330.45億元，2011年為472115.04億元，為1982年的88倍。隨著我國經濟的增長，我國人均消費水平從1982年的288元到2011年的12272元，在30年中翻了42倍之多。

相對于飛速增長的國民收入，我國居民人均消費增長嚴重偏低。2008年12月26日，中國人民銀行行長周小川在出席2008中國金融論壇時表示，目前中國消費占GDP比重低，結構不合理。消費在中國的變化是從20世紀90年代，特別是亞洲金融風波以后開始，占GDP的比重在迅速下降。他表示從過去接近60%的水平逐漸下降，降到了消費占GDP的比重接近50%，其中，家庭消費比重偏低，在占GDP一半左右的消費中，公共消費的下降比較大。在“中國發展高層論壇2012”年會上，美國哥倫比亞大學教授、諾貝爾經濟學獎獲得者約瑟夫·斯蒂格利茨表示，中國的消費占GDP比重非常低。他還提到，在社會福利方面的政策，社會保障方面政策有雙重紅利，可以提高福祉，有合理設計可以促進經濟增長。

我國國民收入在快速增長但是人均消費的增長卻相對滯后，這與我國收入差距的惡化有一定的關系。可以用基尼系數來反映收入分配的差異程度。根據聯合國有關組織分析，基尼系數在0.3至0.4之間表示收入差距相對合理。而我國到2011年基尼系數快超過0.5，已超過國際警戒線0.4，收入差距問題相當嚴峻。

從1982年至今我國經濟有了明顯的增長，社會保障也隨著經濟的增長不斷發展，但是我國目前消費嚴重不足，收入差距較大。我國應該加大社會保障投入，使廣大勞動人民共享我國經濟發展的結果實現社會主義公平。下面將通過實證來分析1982年以來我國國民經濟總量的增長，以及收入差距擴大和社會保障支出對人均消費的影響。

模型建立與實證分析

（一）模型設定和樣本數據說明

本文的目的主要在于檢驗人均消費和收入差距之間的關系，研究人均消費因收入差距而受到的影響，并在此基礎上研究社保基的支出對居民消費的作用，而非研究人均消費的決定因素，所以本文不考慮所有相關變量的影響。

同時，人均消費受到GDP等宏觀經濟變量的影響，社會保障支出也會對居民人均消費產生影響，在此使用名義GDP、基尼系數、社會保障支出三個變量系統地建立計量模型。

先對居民人均消費進行研究，令Zt=[lnct， lngit， lngdpt， lnst]'。其中，lnct表示從居民人均消費（元），對其取自然對數；lngit表示收入差距，為基尼系數自然對數；lngdpt表示我國名義國民收入，對其取自然對數；lnst表示我國社會保障金支出，對其取自然對數。樣本區間為1982-2011年，全國居民人均消費和我國國民收入gdp數據來自歷年《中國統計年鑒》，基尼系數來源于國家公布的數據。社會保障金支出來源于中華人民共和國人力資源和社會保障部統計年鑒數據（1989-2011年）。本文所有數據的計算與分析均采用eviews6.0軟件進行。endprint

（二）單位根檢驗

時間序列通常是非平穩的，非平穩性的時間數列下可能會出現偽回歸，在做VEC模型之前需對其進行單位根檢驗。本文采用SIC（Schwarz Information Criterion）準則對變量數列進行ADF單位根檢驗，SIC值越小滯后階數越好。檢驗形式（C，T，L）中，C、T、L 分別代表常數項、時間趨勢項和滯后階數。根據表1檢驗結果知，lnct， lngit， lngt， lnst為一階單整序列，即均在5%的顯著水平下為平穩序列。因此，可以利用 lngit， lngt， lnst序列探討其對lnct系列的影響。

（三） VEC模型協整檢驗

在無約束水平VAR模型下確定VEC協整階數L。首先，協整檢驗需要確定合理的協整滯后階數以保證協整關系統計上的可信度。確定水平VAR 模型的最佳滯后階數的方法是從一般再到特殊，從較大的滯后階數開始，通過對應的LR 值、FPE 值、AIC 值、SC 值、HQ 值等來確定。并根據LR 值、FPE 值、AIC 值、SC 值、HQ 值等對兩個模型選擇最佳滯后階數均為L=1（見表2）。

協整向量個數r的檢驗。從表3我們看出在1%顯著水平上，軌跡統計值（33.14>27.5843）應該拒絕沒有協整關系（r=0）原假設，接受存在一階協整關系；最大特征值統計量（14.2646>7.5811）也是拒絕（r=0）原假設接受r=1，即存在一階協整關系。說明lnct與 lngit， lngt， lnst之間存在一階協整關系

協整方程。標準化協整向量為

（1.0000，0.6559，-0.4432，-0.3031，C），對應的協整方程（括號內的數值為標準差）為：

lnCt=-0.6559lngit+0.4431lng+0.3031lnst

（0.0751） （0.0332） （0.0240）

+C （1）

協整方程的估計系數都通過顯著性檢驗。因此，1982-2011年，我國的人均消費、收入差距、國民收入、社保支出4個變量之間存在長期均衡的協整關系。根據協整方程（1），從長期來看，國民收入的增長、社會保障支出的增加與人均消費呈正相關關系，而收入差距（基尼系數）的增加與人均消費為負相關關系。

（四）誤差修正模型（VECM）及其診斷檢驗

本文主要檢驗居民消費和收入差距之間的關系，因此我們僅給出關于△lnct和△lngit的誤差修正模型，根據模型進行計算，估計結果見表4。

在得到誤差修正模型之后需要對模型進行穩定性、自相關性、異方差性以及正態分布檢驗，然后再進行Granger因果關系檢驗和脈沖響應函數分析。根據圖1VECM的模型設定的單位根都落在單位圓以內，因此上述VECM模型的穩定性檢驗通過，說明上述模型中的變量存在穩定的線性關系。LM自相關檢驗結果為，LM1= 4.4116，P值=0.9980；LM2=8.8597，P值=0.9191，因此上述模型中不存在自相關性；采用White檢驗模型的異方差，檢驗結果為χ2值=105.7352，P值=0.3282，故不存在異方差；聯合正態性檢驗結果顯示，Jarque-Bera值11.4112，P值=0.1795，符合正態分布。

根據上述穩定性、自相關性、異方差性以及正態分布檢驗結果，可以肯定律VECM模型不存在設定偏差，穩定性顯著。因此可以根據VECM模型進行因果關系和脈沖響應分析。根據表4，關于△lnct的誤差修正模型的誤差修正項的估計系數顯著為負（-1.0718），調整方向符合誤差修正機制。

（五）Granger因果關系檢驗

根據VECM模型的結果lnct， lngit， lngdpt， lnst四個變量之間存在長期的協整關系，因此對lnct， lngit， lngdpt， lnst四個變量進行格蘭杰因果關系檢驗，檢驗結果見表5，在10%顯著性水平上，收入差距對人均居民消費具有單向Granger影響；在15%顯著性水平上社會保障支出差距對人均居民消費具有單向Granger影響，國民總收入對人均居民消費無Granger影響。

（六）脈沖響應函數

VECM模型得出的結果難以對估計系數進行解釋，因此本文根據脈沖響應函數來得出結論。

近幾年的研究中一般不考慮變量排序問題，在此情況下可以得到廣義的脈沖響應函數且能得到唯一脈沖響應曲線。圖2是基于誤差修正模型的廣義脈沖響應函數曲線，橫軸代表滯后階數，縱軸代表居民消費變量受各變量沖擊的響應程度。由此可以看出，廣義脈沖響應函數曲線平穩的收斂于某一固定值。

根據圖2的廣義脈沖響應函數曲線，在滯后1-10年的時期內，人均消費水平在受到一個單位正向標準差的社會保障支出水平的沖擊后，沖擊效應為正，社會保障支出的增加導致居民人均消費增加；在滯后1-10年的時期內，人均消費水平在受到一個單位正向標準差的收入差距（基尼系數）的沖擊后，沖擊效應為負，收入差距的拉大導致人均消費的減少。由于國民總收入對人均消費無Granger影響，并不需要給出人均消費水平受國民總收入沖擊的脈沖響應函數。

（七）對實證結果的解釋

根據協整檢驗，人均消費、國民收入、收入差距、社會保障金支出等4個變量之間存在長期均衡的協整關系，說明國民收入、收入差距、社會保障金支出與人均消費之間存在長期相關關系。

進一步的因果關系檢驗結果顯示，收入差距、社會保障金支出對人均消費具有Granger影響，而國民收入對人均消費無Granger影響。廣義脈沖響應函數顯示，在滯后1-10年的時期內，社會保障金支出的增加導致人均消費增加；收入差距的擴大導致人均消費減少。

從長期來看國民收入、社會保障金支出對居民的人均消費呈正相關的關系，其原因可能在于：根據庇古福利經濟學理論，國民收入的總量越高，社會經濟福利越大。國民收入總量是一個國家在一定時期內創造的總財富，只有總財富增加居民才有可能分配更多的財富。因此國民收入的增加有利于居民財富的增加，進而增加消費和居民福利。社會保障作為收入再分配手段，可以調整收入分配。在社會主義初級階段實行按勞分配為主體，多種分配方式并存是社會主義初級階段的分配制度，資本、勞動力、土地、技術、信息等生產要素也參與收入分配，這必將會導致收入的差距。通過社會保障調節低收入者的收入，可以使低收入者擴大消費。收入差距（基尼系數）與居民人均消費之間呈負相關的關系其原因在于：由于存在邊際消費遞減的規律，當收入差距過大時，高收入者占有大量的社會財富，但是其消費的增加卻很少，使人均消費降低。

結論與對策

從 lnct =-0.6559git + 0.4431gt + 0.3031st +C 結果中可以看出，經濟增長和社會保障金的支出對居民消費支出有促進作用，經濟增長和社會保障金的支出在收入差距不變情況下每增加一個百分點居民消費增加0.4431個百分點和0.3031個百分點。但是收入差距對居民消費存在嚴重的副作用，基尼系數每增加一個百分點居民消費降低0.6559個百分點。

收入差距擴大的副作用完全大于經濟增長的促進作用，在我國經濟快速增長的階段，如何縮小收入差距讓居民享受到經濟增長的成果，擴大社會保障建設，增加社會保障的財政支出合理分配收入是一項必要的政策。

參考文獻：

1.黃金鋒.論社會保障的公平和效率關系—基于擴大消費促進經濟發展的分析[J].東岳從輪，2012.10

2.李伯惟.論消費在經濟發展中的重要性[J].財經視點，2011.1

3.高文書.社會保障對收入分配差距的調節效應—基于陜西省寶雞市住戶調查數據的實證研究[J].社會保障研究，2012.4

4.張翼.社會保障對中國城鄉收入差距影響的初步研究[J].經濟與管理，2010.6

5.王小魯，樊綱.中國收入差距的走勢和影響因素分[J].經濟研究，2005.10endprint

（二）單位根檢驗

時間序列通常是非平穩的，非平穩性的時間數列下可能會出現偽回歸，在做VEC模型之前需對其進行單位根檢驗。本文采用SIC（Schwarz Information Criterion）準則對變量數列進行ADF單位根檢驗，SIC值越小滯后階數越好。檢驗形式（C，T，L）中，C、T、L 分別代表常數項、時間趨勢項和滯后階數。根據表1檢驗結果知，lnct， lngit， lngt， lnst為一階單整序列，即均在5%的顯著水平下為平穩序列。因此，可以利用 lngit， lngt， lnst序列探討其對lnct系列的影響。

（三） VEC模型協整檢驗

在無約束水平VAR模型下確定VEC協整階數L。首先，協整檢驗需要確定合理的協整滯后階數以保證協整關系統計上的可信度。確定水平VAR 模型的最佳滯后階數的方法是從一般再到特殊，從較大的滯后階數開始，通過對應的LR 值、FPE 值、AIC 值、SC 值、HQ 值等來確定。并根據LR 值、FPE 值、AIC 值、SC 值、HQ 值等對兩個模型選擇最佳滯后階數均為L=1（見表2）。

協整向量個數r的檢驗。從表3我們看出在1%顯著水平上，軌跡統計值（33.14>27.5843）應該拒絕沒有協整關系（r=0）原假設，接受存在一階協整關系；最大特征值統計量（14.2646>7.5811）也是拒絕（r=0）原假設接受r=1，即存在一階協整關系。說明lnct與 lngit， lngt， lnst之間存在一階協整關系

協整方程。標準化協整向量為

（1.0000，0.6559，-0.4432，-0.3031，C），對應的協整方程（括號內的數值為標準差）為：

lnCt=-0.6559lngit+0.4431lng+0.3031lnst

（0.0751） （0.0332） （0.0240）

+C （1）

協整方程的估計系數都通過顯著性檢驗。因此，1982-2011年，我國的人均消費、收入差距、國民收入、社保支出4個變量之間存在長期均衡的協整關系。根據協整方程（1），從長期來看，國民收入的增長、社會保障支出的增加與人均消費呈正相關關系，而收入差距（基尼系數）的增加與人均消費為負相關關系。

（四）誤差修正模型（VECM）及其診斷檢驗

本文主要檢驗居民消費和收入差距之間的關系，因此我們僅給出關于△lnct和△lngit的誤差修正模型，根據模型進行計算，估計結果見表4。

在得到誤差修正模型之后需要對模型進行穩定性、自相關性、異方差性以及正態分布檢驗，然后再進行Granger因果關系檢驗和脈沖響應函數分析。根據圖1VECM的模型設定的單位根都落在單位圓以內，因此上述VECM模型的穩定性檢驗通過，說明上述模型中的變量存在穩定的線性關系。LM自相關檢驗結果為，LM1= 4.4116，P值=0.9980；LM2=8.8597，P值=0.9191，因此上述模型中不存在自相關性；采用White檢驗模型的異方差，檢驗結果為χ2值=105.7352，P值=0.3282，故不存在異方差；聯合正態性檢驗結果顯示，Jarque-Bera值11.4112，P值=0.1795，符合正態分布。

根據上述穩定性、自相關性、異方差性以及正態分布檢驗結果，可以肯定律VECM模型不存在設定偏差，穩定性顯著。因此可以根據VECM模型進行因果關系和脈沖響應分析。根據表4，關于△lnct的誤差修正模型的誤差修正項的估計系數顯著為負（-1.0718），調整方向符合誤差修正機制。

（五）Granger因果關系檢驗

根據VECM模型的結果lnct， lngit， lngdpt， lnst四個變量之間存在長期的協整關系，因此對lnct， lngit， lngdpt， lnst四個變量進行格蘭杰因果關系檢驗，檢驗結果見表5，在10%顯著性水平上，收入差距對人均居民消費具有單向Granger影響；在15%顯著性水平上社會保障支出差距對人均居民消費具有單向Granger影響，國民總收入對人均居民消費無Granger影響。

（六）脈沖響應函數

VECM模型得出的結果難以對估計系數進行解釋，因此本文根據脈沖響應函數來得出結論。

近幾年的研究中一般不考慮變量排序問題，在此情況下可以得到廣義的脈沖響應函數且能得到唯一脈沖響應曲線。圖2是基于誤差修正模型的廣義脈沖響應函數曲線，橫軸代表滯后階數，縱軸代表居民消費變量受各變量沖擊的響應程度。由此可以看出，廣義脈沖響應函數曲線平穩的收斂于某一固定值。

根據圖2的廣義脈沖響應函數曲線，在滯后1-10年的時期內，人均消費水平在受到一個單位正向標準差的社會保障支出水平的沖擊后，沖擊效應為正，社會保障支出的增加導致居民人均消費增加；在滯后1-10年的時期內，人均消費水平在受到一個單位正向標準差的收入差距（基尼系數）的沖擊后，沖擊效應為負，收入差距的拉大導致人均消費的減少。由于國民總收入對人均消費無Granger影響，并不需要給出人均消費水平受國民總收入沖擊的脈沖響應函數。

（七）對實證結果的解釋

根據協整檢驗，人均消費、國民收入、收入差距、社會保障金支出等4個變量之間存在長期均衡的協整關系，說明國民收入、收入差距、社會保障金支出與人均消費之間存在長期相關關系。

進一步的因果關系檢驗結果顯示，收入差距、社會保障金支出對人均消費具有Granger影響，而國民收入對人均消費無Granger影響。廣義脈沖響應函數顯示，在滯后1-10年的時期內，社會保障金支出的增加導致人均消費增加；收入差距的擴大導致人均消費減少。

從長期來看國民收入、社會保障金支出對居民的人均消費呈正相關的關系，其原因可能在于：根據庇古福利經濟學理論，國民收入的總量越高，社會經濟福利越大。國民收入總量是一個國家在一定時期內創造的總財富，只有總財富增加居民才有可能分配更多的財富。因此國民收入的增加有利于居民財富的增加，進而增加消費和居民福利。社會保障作為收入再分配手段，可以調整收入分配。在社會主義初級階段實行按勞分配為主體，多種分配方式并存是社會主義初級階段的分配制度，資本、勞動力、土地、技術、信息等生產要素也參與收入分配，這必將會導致收入的差距。通過社會保障調節低收入者的收入，可以使低收入者擴大消費。收入差距（基尼系數）與居民人均消費之間呈負相關的關系其原因在于：由于存在邊際消費遞減的規律，當收入差距過大時，高收入者占有大量的社會財富，但是其消費的增加卻很少，使人均消費降低。

結論與對策

從 lnct =-0.6559git + 0.4431gt + 0.3031st +C 結果中可以看出，經濟增長和社會保障金的支出對居民消費支出有促進作用，經濟增長和社會保障金的支出在收入差距不變情況下每增加一個百分點居民消費增加0.4431個百分點和0.3031個百分點。但是收入差距對居民消費存在嚴重的副作用，基尼系數每增加一個百分點居民消費降低0.6559個百分點。

收入差距擴大的副作用完全大于經濟增長的促進作用，在我國經濟快速增長的階段，如何縮小收入差距讓居民享受到經濟增長的成果，擴大社會保障建設，增加社會保障的財政支出合理分配收入是一項必要的政策。

參考文獻：

1.黃金鋒.論社會保障的公平和效率關系—基于擴大消費促進經濟發展的分析[J].東岳從輪，2012.10

2.李伯惟.論消費在經濟發展中的重要性[J].財經視點，2011.1

3.高文書.社會保障對收入分配差距的調節效應—基于陜西省寶雞市住戶調查數據的實證研究[J].社會保障研究，2012.4

4.張翼.社會保障對中國城鄉收入差距影響的初步研究[J].經濟與管理，2010.6

5.王小魯，樊綱.中國收入差距的走勢和影響因素分[J].經濟研究，2005.10endprint

（二）單位根檢驗

時間序列通常是非平穩的，非平穩性的時間數列下可能會出現偽回歸，在做VEC模型之前需對其進行單位根檢驗。本文采用SIC（Schwarz Information Criterion）準則對變量數列進行ADF單位根檢驗，SIC值越小滯后階數越好。檢驗形式（C，T，L）中，C、T、L 分別代表常數項、時間趨勢項和滯后階數。根據表1檢驗結果知，lnct， lngit， lngt， lnst為一階單整序列，即均在5%的顯著水平下為平穩序列。因此，可以利用 lngit， lngt， lnst序列探討其對lnct系列的影響。

（三） VEC模型協整檢驗

在無約束水平VAR模型下確定VEC協整階數L。首先，協整檢驗需要確定合理的協整滯后階數以保證協整關系統計上的可信度。確定水平VAR 模型的最佳滯后階數的方法是從一般再到特殊，從較大的滯后階數開始，通過對應的LR 值、FPE 值、AIC 值、SC 值、HQ 值等來確定。并根據LR 值、FPE 值、AIC 值、SC 值、HQ 值等對兩個模型選擇最佳滯后階數均為L=1（見表2）。

協整向量個數r的檢驗。從表3我們看出在1%顯著水平上，軌跡統計值（33.14>27.5843）應該拒絕沒有協整關系（r=0）原假設，接受存在一階協整關系；最大特征值統計量（14.2646>7.5811）也是拒絕（r=0）原假設接受r=1，即存在一階協整關系。說明lnct與 lngit， lngt， lnst之間存在一階協整關系

協整方程。標準化協整向量為

（1.0000，0.6559，-0.4432，-0.3031，C），對應的協整方程（括號內的數值為標準差）為：

lnCt=-0.6559lngit+0.4431lng+0.3031lnst

（0.0751） （0.0332） （0.0240）

+C （1）

協整方程的估計系數都通過顯著性檢驗。因此，1982-2011年，我國的人均消費、收入差距、國民收入、社保支出4個變量之間存在長期均衡的協整關系。根據協整方程（1），從長期來看，國民收入的增長、社會保障支出的增加與人均消費呈正相關關系，而收入差距（基尼系數）的增加與人均消費為負相關關系。

（四）誤差修正模型（VECM）及其診斷檢驗

本文主要檢驗居民消費和收入差距之間的關系，因此我們僅給出關于△lnct和△lngit的誤差修正模型，根據模型進行計算，估計結果見表4。

在得到誤差修正模型之后需要對模型進行穩定性、自相關性、異方差性以及正態分布檢驗，然后再進行Granger因果關系檢驗和脈沖響應函數分析。根據圖1VECM的模型設定的單位根都落在單位圓以內，因此上述VECM模型的穩定性檢驗通過，說明上述模型中的變量存在穩定的線性關系。LM自相關檢驗結果為，LM1= 4.4116，P值=0.9980；LM2=8.8597，P值=0.9191，因此上述模型中不存在自相關性；采用White檢驗模型的異方差，檢驗結果為χ2值=105.7352，P值=0.3282，故不存在異方差；聯合正態性檢驗結果顯示，Jarque-Bera值11.4112，P值=0.1795，符合正態分布。

根據上述穩定性、自相關性、異方差性以及正態分布檢驗結果，可以肯定律VECM模型不存在設定偏差，穩定性顯著。因此可以根據VECM模型進行因果關系和脈沖響應分析。根據表4，關于△lnct的誤差修正模型的誤差修正項的估計系數顯著為負（-1.0718），調整方向符合誤差修正機制。

（五）Granger因果關系檢驗

根據VECM模型的結果lnct， lngit， lngdpt， lnst四個變量之間存在長期的協整關系，因此對lnct， lngit， lngdpt， lnst四個變量進行格蘭杰因果關系檢驗，檢驗結果見表5，在10%顯著性水平上，收入差距對人均居民消費具有單向Granger影響；在15%顯著性水平上社會保障支出差距對人均居民消費具有單向Granger影響，國民總收入對人均居民消費無Granger影響。

（六）脈沖響應函數

VECM模型得出的結果難以對估計系數進行解釋，因此本文根據脈沖響應函數來得出結論。

近幾年的研究中一般不考慮變量排序問題，在此情況下可以得到廣義的脈沖響應函數且能得到唯一脈沖響應曲線。圖2是基于誤差修正模型的廣義脈沖響應函數曲線，橫軸代表滯后階數，縱軸代表居民消費變量受各變量沖擊的響應程度。由此可以看出，廣義脈沖響應函數曲線平穩的收斂于某一固定值。

根據圖2的廣義脈沖響應函數曲線，在滯后1-10年的時期內，人均消費水平在受到一個單位正向標準差的社會保障支出水平的沖擊后，沖擊效應為正，社會保障支出的增加導致居民人均消費增加；在滯后1-10年的時期內，人均消費水平在受到一個單位正向標準差的收入差距（基尼系數）的沖擊后，沖擊效應為負，收入差距的拉大導致人均消費的減少。由于國民總收入對人均消費無Granger影響，并不需要給出人均消費水平受國民總收入沖擊的脈沖響應函數。

（七）對實證結果的解釋

根據協整檢驗，人均消費、國民收入、收入差距、社會保障金支出等4個變量之間存在長期均衡的協整關系，說明國民收入、收入差距、社會保障金支出與人均消費之間存在長期相關關系。

進一步的因果關系檢驗結果顯示，收入差距、社會保障金支出對人均消費具有Granger影響，而國民收入對人均消費無Granger影響。廣義脈沖響應函數顯示，在滯后1-10年的時期內，社會保障金支出的增加導致人均消費增加；收入差距的擴大導致人均消費減少。

從長期來看國民收入、社會保障金支出對居民的人均消費呈正相關的關系，其原因可能在于：根據庇古福利經濟學理論，國民收入的總量越高，社會經濟福利越大。國民收入總量是一個國家在一定時期內創造的總財富，只有總財富增加居民才有可能分配更多的財富。因此國民收入的增加有利于居民財富的增加，進而增加消費和居民福利。社會保障作為收入再分配手段，可以調整收入分配。在社會主義初級階段實行按勞分配為主體，多種分配方式并存是社會主義初級階段的分配制度，資本、勞動力、土地、技術、信息等生產要素也參與收入分配，這必將會導致收入的差距。通過社會保障調節低收入者的收入，可以使低收入者擴大消費。收入差距（基尼系數）與居民人均消費之間呈負相關的關系其原因在于：由于存在邊際消費遞減的規律，當收入差距過大時，高收入者占有大量的社會財富，但是其消費的增加卻很少，使人均消費降低。

結論與對策

從 lnct =-0.6559git + 0.4431gt + 0.3031st +C 結果中可以看出，經濟增長和社會保障金的支出對居民消費支出有促進作用，經濟增長和社會保障金的支出在收入差距不變情況下每增加一個百分點居民消費增加0.4431個百分點和0.3031個百分點。但是收入差距對居民消費存在嚴重的副作用，基尼系數每增加一個百分點居民消費降低0.6559個百分點。

收入差距擴大的副作用完全大于經濟增長的促進作用，在我國經濟快速增長的階段，如何縮小收入差距讓居民享受到經濟增長的成果，擴大社會保障建設，增加社會保障的財政支出合理分配收入是一項必要的政策。

參考文獻：

1.黃金鋒.論社會保障的公平和效率關系—基于擴大消費促進經濟發展的分析[J].東岳從輪，2012.10

2.李伯惟.論消費在經濟發展中的重要性[J].財經視點，2011.1

3.高文書.社會保障對收入分配差距的調節效應—基于陜西省寶雞市住戶調查數據的實證研究[J].社會保障研究，2012.4

4.張翼.社會保障對中國城鄉收入差距影響的初步研究[J].經濟與管理，2010.6

5.王小魯，樊綱.中國收入差距的走勢和影響因素分[J].經濟研究，2005.10endprint