我國社保支出與經濟增長的相關性研究
——基于VAR模型的實證

陳　玲，孟　迪

(福州大學 經濟與管理學院，福建 福州　350116)

一、引言

社會保障支出是指社會成員在某些情況下，由于喪失勞動能力、失去工作機會或遭遇其他困境，政府借助財政手段以提供救助和保障的一種社會制度。我國社會保障支出囊括兩大內容：財政社會保障支出和社會保險基金支出。其宗旨是社會公平得以實現，成員福利有所保障。然而在資源的再分配過程中，由于其客體的預算約束和福利狀況發生了變化，因此個人的消費、儲蓄和投資等行為受到了影響，隨之物質和人力兩大資本在整個經濟運行過程中也會相應變動。面對這一系列的因果關系，進而也會波及經濟增長。此外，作為財政政策必不可少的一部分，社會保障在經濟發展過程中也發揮著不可小覷的作用。鑒于此，一國必須保證其社會保障支出水平與自身的經濟增長情況相匹配，否則，經濟穩定與社會發展就是無水之源，無本之木。因此，為了明確社會保障支出與經濟增長是否在某種程度上有所關聯，本文將從計量角度出發建立實證模型加以探討。

二、文獻綜述

作為社會保障研究的焦點領域，已有眾多研究者對兩者的內在關系展開深入研究。德國經濟學研究者阿道夫·瓦格納對比研究了歐日美三者的公共財政支出，基于此，“瓦格納法則”由此誕生：在經濟運行的整個過程中，一國或地區的公共財政支出的絕對數，其總體趨勢也是向上增長的，當工業化步入后期階段，教育、文化、福利等各類支出的增長速度將會高于GDP[1]。美國著名財政學家馬斯格雷得出研究結論，伴隨著人均收入不斷增長，不論是就其絕對數還是相對數而言，政府公共財政支出都會同向變化[2]。巴羅運用內生增長模型，指出其作為政府消費支出之一，對家庭的轉移支付雖然不會在經濟增長方面產生直接效果，卻有利于改善居民的福利情況[3]。Sala- i- Martin以美國、日本和歐洲幾國經濟發展為研究對象，結果顯示各地出奇相似，皆以每年2%的趨同速度上升，并得出社會保障對經濟增長具有積極貢獻[4]。國際勞工局指出社會保障相當于一種投資，這種投資能夠消除周期性經濟波動產生的負面效應，使家庭面臨的經濟狀況趨于好轉，隨之加速勞動力的流動[5]。Kei Hosoya運用以兩部門為中心的內生增長模型，結論顯示經濟增長率由雙重因素決定，即政府的支出規模以及由其提供的該公共用品的外部性[6]。卡特林、米爾斯指出社會保障制度具有不可忽視的作用，能夠維護社會穩定和公平，因此，必須不遺余力地擴充社會保障支出，如此才得以實現充分就業和經濟增長[7]。Gupta以20世紀90年代39個低收入國家為研究對象，檢驗了財政一體化和支出結構與經濟增長有何內在聯系，結果顯示公共支出內在結構在很大程度上事關經濟增長，政府人員薪資和轉移支付對經濟增長產生正向拉動作用[8]。

趙建國指出社會保障支出對經濟增長產生了中性偏負影響力[9]。近年內生增長模型日漸興起，也成為一大分析框架。異于新古典增長模型，該模型將人力資本考慮其中用以分析二者關系。近些年，很多國內學者對第三因素的影響力展開了深入探討，賈俊雪等將傳統文化信念也納入其中，闡述其對物質資本和人力資本的雙重影響，指明傳統文化信念能夠抵抗社會保障的負面效應[10]。丁少群指出在我國社會保障體系并未完全扮演好經濟增長“助推器”的角色[11]。楊紅燕等立足于社會保障支出分權，考察兩者關系，最終表明分權對經濟增長起著正向作用，此外政府間的競爭可以強化自身責任意識以及改善社會保障狀況，所以將社會保障支出責任從中央轉至地方可以提升經濟運行效率[12]。一些學者則對兩者關系開展了直接的量化研究。張志偉、佘金花選取我國1978-2011年的經濟數據，探討了社會保障支出對財政支出結構產生何種作用力，指出兩者呈現正相關關系[13]。孔杏運用最小二乘法、ECM等方法分析了經濟發展、社會保障和居民儲蓄三者之間有何相互影響，指出從長期來看經濟增長會影響社會保障，但作用方向尚不明確，并且經濟增長對儲蓄率具有正向作用，社會保障與儲蓄同樣呈現正向關系[14]。 趙一陽、寇業富開創出全新的研究脈絡，建立灰色關聯模型，基于相對關聯度和絕對關聯度兩個方面，對兩者關系展開研究，認為社會保障制度并不完善，社會保障支出的規模和結構仍需進一步優化，因此并未發揮出相應的作用[15]。葛翔宇等列舉我國23省為研究對象，運用1986-2012年度的時間序列數據，同樣研究了兩者關系，結果指出二者呈現出顯著的正相關性[16]。

三、社會保障支出構成的國際比較

從全球來看，各國的社會保障模式多種多樣，每種模式的內涵千差萬別，本文以英德日美等國家和地區為例，分析其社會保障支出構成[17],詳情見表1。

由表1可看出,不同國家和地區的社會保障制度存在巨大的差異，英國、中國香港的社會保障具有較廣的覆蓋面，而美國則相對重視市場化。通過對社會保障支出構成進行國際比較，可以看出我國在這方面的支出還需要繼續加大力度。

表1　若干國家或地區的社會保障支出構成

四、我國社會保障支出現狀

改革開放使我國經濟水平實現了巨大飛躍[19]。根據世界銀行發布的2016年世界各國的GDP數據，中國總量占比14.84%，僅次于占比24.32%的美國，躋身全球第二大經濟體和亞洲第一大經濟體。2016年，我國社會保障支出總計21 548億元，1978年僅僅18.91億元，可謂天壤之別。在財政支出中的份額也是節節高升，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%。這意味著我國的社會保障支出，不管是就其數量還是在財政支出和GDP中所占份額而言，都得到了明顯提升。圖1描述了1978—2016年度我國社會保障支出發展趨勢。

圖1　1978—2016年我國社會保障支出及占財政支出的比重

根據圖1可知，我國的社會保障支出呈現出不斷上升的總體趨勢，但具體而言，這并未達到與我國經濟發展水平相匹配的要求，這既體現為支出總量的不匹配，也體現為支出結構的不匹配。著眼于總量，1978年我國社會保障支出僅為18.91 億元，支出用途主要是社會救濟和撫恤，在財政支出中的占比只有1.69%。由于長期忽視社會保障，截至1997年，該占比一直處于5%以下的水平，極大地阻礙了經濟結構調整，國企缺乏足夠的社保資金進行改革。1998年全國社會保障支出總規模達到595.63億元，在財政支出中所占份額首次突破5%，達到5.52%[20]。近些年我國越來越重視社會保障，該項支出的絕對規模與日俱增，但在財政支出中所占的份額并沒有大幅度變化，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。

此外，本文借鑒“社會支出統計指標及可行性研究”課題組(2017)的研究成果，將我國與歐盟國家的社會保障支出與GDP的占比進行了對比分析，如圖2所示。

根據此圖可以看出，我國的社會保障水平與發達國家的差距較大，因此，要想完全實現社會保障型國家這一長期目標，還有很大的空間需要提升[21]。

圖2　2014年中國與歐盟有關國家社會保障支出與GDP的比例關系

五、實證研究

(一)變量及數據選取

本文采用社會保障支出(SS)和國內生產總值(GDP)兩個變量，其中SS為被解釋變量，GDP為解釋變量以代表經濟增長。研究所用樣本取自1978—2016年經濟數據，數據來源為中國統計年鑒和國家統計局網站。截至1989年，我國尚未有社會保險基金這個范疇，因而在此以前，社會保障支出相當于撫恤和社會福利救濟費[22]。從2007年度開始，《中國統計年鑒》將該項支出所包含的各個類目歸納匯總，僅列支社會保障和就業這一項，借以替代原來的行政事業單位退休費、撫恤和社會福利救濟費及社會保障補助支出，不再對各個類目加以細分，因此2007年后的社會保障支出用這一新指標來表示[23]。考慮到時間序列的異方差，為盡可能避免數據的波動，對上述變量取自然對數得到LnSS和LnGDP。

(二)實證分析

1.平穩性檢驗

由于SS以及GDP皆為時間序列數據，只有滿足平穩性或協整，方可運用VAR模型。首先是ADF檢驗，考察其是否平穩，實證結論見表2。

從表2可知，LnSS和LnGDP自身的概率P值均超過0.05，在5%的顯著性水平上接受原假設，故非平穩；一階差分后的DLnSS以及DLnGDP，概率P值皆未達到0.05，拒絕原假設，所以平穩。由此可知LnSS以及LnGDP均為一階單整過程，LnSS～I(1)，LnGDP～I(1)。這意味著兩者滿足協整關系，可運用VAR模型。

表2　單位根檢驗

注：(c，t，k)意指ADF檢驗有否截距項c、時間趨勢項t和滯后期數k。

2． 協整檢驗

根據協整涵義，全部變量均要服從同階單整。從上述結果可知LnSS和LnGDP均為一階單整序列。因此，采取E-G兩步法加以協整檢驗，整個過程如下：

第一步，估計方程。首先運用OLS法估計LnSS和LnGDP，然后對殘差進行ADF檢驗，結果如表3所示。

表3　模型的OLS回歸結果

LnSS= -9.815 191+1.451 838LnGDP

由OLS方程可知，SS對GDP的彈性系數大致等于1.452，也就是說GDP上升1%，SS相應增長約1.452%。這表示相比于GDP，社會保障支出呈現更快增速，自1978年開始我國社會保障支出水平日益上升。

第二步，殘差項的ADF檢驗。根據回歸方程，殘差項e=LnSS+9.815 191-1.451 838LnGDP。檢驗結果見表4。

由于ADF統計值概率未超過0.05，故殘差項e在5%的顯著性水平上拒絕原假設，無單位根，故其為平穩。

上述分析的內涵就是立足于長遠角度，我國社會保障支出和經濟增長滿足均衡關系。

3． 誤差修正模型

在GDP變化的短期波動過程中，刻畫SS和GDP之間向長期均衡調整的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，刻畫了均衡誤差對SS短期波動的影響，ECM系數為-0.126 15，與反向修正機制相契合。即：上一期均衡誤差與SS短期波動存在一定關系，若上期SS低于一般水平，本期SS就會相應趨于上升；反之則反，這就得以避免SS與GDP明顯偏離均衡狀態[24]。ECM系數0.126 15表示對長期均衡的調整力度，即如果短期波動與長期均衡相脫節，就會按照0.126 15的調整力度恢復到均衡狀態。DLnGDP的系數為-1.134 974，表明短期內GDP與SS負相關。

4． 格蘭杰因果檢驗

協整結論單純表明立足于長遠角度，兩者具有動態均衡關系，但無法保證兩者的因果關系，所以需要采用Granger因果關系檢驗法判斷SS和GDP的因果關系[25]，見表6所示。

從上述結果可知，當滯后期等于1時，兩者互為因果關系，在滯后期分別為2、3、4時，經濟增長是社會保障支出的格蘭杰原因，而社會保障支出不是經濟增長的格蘭杰原因。由此得以證明：我國經濟增長對社會保障支出而言是重要“助推劑”[26]。

表6　LnSS和 LnGDP的Granger因果關系檢驗結果

(三)實證結論

本文印證了我國社會保障支出(SS)和經濟增長(GDP)具有一定程度的相關性，雖然就兩個變量自身而言，二者的增長呈現出非均衡，但長期看來，兩者存在著穩定均衡關系，GDP每上升1%，社會保障支出就會上升1.452%，故經濟增長對后者具有顯著的正向拉動作用。Granger檢驗進一步表明，經濟增長是社會保障支出的格蘭杰原因，反之不成立。

六、政策建議

立足于我國改革開放后經濟發展的現實，結合本文實證結論，提出以下幾點政策建議：

首先，提升經濟增速，擴張經濟規模，優化經濟運行質量與效益。由上述檢驗結果可知，社會保障支出與經濟增長在很大程度上具有相關性。基于此，我國必須保持經濟持續增長，加大經濟發展力度，確保社會保障支出能有穩定的、源源不斷的資金流，使社會保障支出與經濟增長能夠同時保持穩步上升趨勢。

其次，加速轉變經濟增長方式，保持經濟穩健發展。上述Granger實證結果表明，經濟增長是社會保障支出的格蘭杰原因。因此，經濟穩步上升是社會保障支出水平提升的堅固后盾及有力保證。所以我國必須立足于轉變經濟增長方式，努力實現消費晉升為經濟發展的主要推動因素[27]。只有在這種條件下，我國經濟規模才能持續擴大，經濟穩健運行才能成為現實，繼而社會保障支出水平才能得以提升。

第三，努力加大財政支持力度，穩步增加社會保障支出。我國社會保障制度是政府牽頭，作為公共投資的一部分，社會保障的資金大部分源自政府轉移支付[28]。根據上述內容可以發現，我國社會保障支出水平明顯落后于經濟發展腳步。而當前我國經濟增速和財政收入的穩健提升，成為了提升社會保障水平的一大優勢。因此，我國應該根據社會發展現狀，逐步加大社會保障支出的力度，以便更好地推動經濟增長、縮小貧富差距。