財政性社會保障支出對就業影響的實證分析
——基于四省面板數據

(西南大學 重慶 400715)

一、前言

財政性社會保障支出作為地方政府財政支出的一部分，能夠有效的幫助人們維持基本生活，同時就業作為民生之本，是勞動者獲取收入的基石。二者都是人們維持生活的手段，具有密不可切的關系。本文結合先前學者的研究成果，深入分析不同地區地方政府財政社會保障支出對就業的影響效果。我國國土面積遼闊，省級單位較多，為了方便研究我們將我國分為四個大區域，東中西三個地區及東北地區，因為部分省份數據的缺失及各地區具有大致相同的特點，本文只收集了四個地區具有代表性的省份來分析，福建省代表東部，河南省代表中部，四川省代表西部，遼寧省代表東北地區。結合四省的面板數據，探討未來社會保障支出政策的思路和方向，這對于有效緩解我國目前的就業壓力，更好促進社會經濟的協調發展和政治穩定，具有重要的現實意義。

二、文獻綜述

社會保障對就業影響是雙面的。對于就業的積極影響表現在兩方面：一方面，依據凱恩斯的有效需求理論，有效需求水平決定了是否能夠實現充分就業。在現實生活中，由于有效需求經常低于社會總供給，所以未能實現充分就業。因此，通過社會保障制度提高轉移支付水平和消費傾向，解決有效需求的不足，可以實現就業水平的提高(劉晶，2003)；另一方面，社會保障可以降低就業風險和提高勞動者素質從而促進就業。健全的社會保障制度不僅有效解除了就業者的養老、醫療、工傷、生育、失業等后顧之憂，還在各個方面促進勞動力的素質提高和再就業。比如，醫療保險盡可能地保證了勞動者在患有疾病時得到有效治療，防止了因病致貧、返貧現象的發生；失業保險更是通過免費培訓、職業介紹、就業指導實現再就業(劉新等，2010)。對于就業的消極影響通常表現為勞動力供給的減少。當社會保障水平較高時，勞動力供給會有一定程度的減少。Feldstein(1974)認為,有社會保障的人具有更早退休的傾向，提出了“引致退休效應”。1994年，世界銀行發布的《防止老齡化危機》的報告證實了這一觀點，“幾乎世界各國都會出現勞動力提前退休的情況，而且在發達國家更嚴重，主要是因為公共年金計劃和私人年金計劃中較高的待遇水平,讓他們選擇提前退出勞動力市場”。更進一步，Quinn(1977)研究發現，社會保障還降低了55-63歲之間的男性和未婚女性的就業和再就業意愿。尤其是，當失業保險待遇水平足夠高時,已失業的勞動力會選擇推遲就業甚至是退出勞動力市場，出現“失業陷阱”的現象。另外，過高的社會保障稅費也會導致一定程度的就業擠出效應，國外許多研究都證實了這一點。

通過梳理相關文獻，我們發現，我國現階段社會保障制度對就業的影響，學界并無統一定論。并且，在宏觀層面上，國內文獻還沒有從不同社會保障主體對目前社會保障制度的就業效應進行分析。然而，搞清楚這些問題對我國社會制度的調整和健全具有重要的現實意義。因此，本文基于四個省的相關統計數據，來探究財政性社會保障支出總量對就業的影響，以期能為更好的提高地方居民就業率提供參考。

三、理論分析與模型建立

在沒有考慮資本投入、技術進步等對就業的影響下，建立的計量模型形式如下：

lnJYit=ci+α·lnSHBZit+uit

(1)

其中JY為每年各省城鄉就業人數，用每年地方政府的財政支出用于社會保障和就業支出部分(SHBZ)來衡量財政性社會保障支出。為了消除序列自相關性，分別對兩個變量去取對數值。本文使用四省2007-2016年期間的社會保障與就業支出與就業人數，統計數據均來自中國統計年鑒與各省統計年鑒。

四、實證分析

(一)Hausman檢驗

在面板數據的模型估計中，需要確定一種比較理想的模型作為本文所討論的社會保障支出對就業的影響函數。這里根據Hausman檢驗方法得出隨機影響變截距模型更適合本文研究。結果如下

根據(1)式可以得到模型的回歸估計式

(2)

t=(25.81201) (7.913585)

R^2=0.627 F=63.959 DW=0.325

其中反映各地區差異的隨機影響的估計結果見表1

表1 各地區隨機影響的變截距模型估計結果

由(2)式可以得出，回歸系數顯著不為0.樣本決定系數為0.627，說明模型的擬合優度較高。從結果看，社會保障與就業支出對就業量的平均邊際效用為0.131，即各地方政府每增加1%社會保障與就業支出，平均就業量將增加0.131%。從各地區隨機影響估計值可以看出，河南，四川中西兩省為正值，福建省和遼寧省兩個位于沿海的省份為負值。這里我們可以解釋為，河南省和四川作為我國的兩個人口大省，其就業量基數要比其他省份大。當然，截距項的大小并不是我們本文研究的重點。

(二)固定影響變系數模型

為了得出代表各地區的四個省份之間的社會保障與就業支出對就業量影響的差別，我們建立固定影響變系數模型。相應的模型形式為

lnJYit=ci+αilnSHBZit+uit

(3)

(3)與(1)的區別在于(3)中系數項變為可變的，即不再取四省平均邊際效用，直接得出每個省的相應數據。當然，在做固定影響變系數模型之間我們需要對面板數據進行單位根檢驗。檢驗結果中，四種檢驗方法(舍棄Breitung t-stat檢驗)在0.1的顯著水平下均認為8個水平序列面板數據不存在單位根，即面板數據是平穩的。根據(3)式得到固定影響變系數的估計結果。

回歸方程分別表示為：

福建省：LNJYFJ=-0.414+3.21658518978+0.255*LNSHBZFJ

t=(166.55) (19.716)

河南省：LNJYHN=0.241+3.216+0.122*LNSHBZHN

t=(166.55) (9.140)

四川省：LNJYSC=0.410+3.216+0.019*LNSHBZSC

t=(166.55) (1.536)

遼寧省：LNJYLN=-0.236+3.216+0.139*LNSHBZLN

t=(166.55) (7.926)

R^2=0.998 F=3266.832 DW=1.33

從估計結果中可以看出社會保障與就業支出對就業量的邊際效用，福建省達到0.255，即福建省社會保障與就業支出每增加1%，就業量就增加0.255%。河南省達到0.122，四川省為0.019，遼寧省為0.139。雖然四川省的估計結果不是太顯著，但它仍然在一定程度上說明了四川省所代表的的西部地區的社會保障與就業支出對就業量的邊際效用相對于中東部地區相差很大，河南省代表的中部地區和遼寧省代表的東北地區的邊際效用相差不大，但與福建省代表的東部沿海地區相比仍有一定的差距。由此我們可以看出，中東部地區特別是東部沿海省市財政社會保障與就業支出對就業有較大的促進作用,而西部省市的財政社會保障與就業支出對就業的促進作用相對來說弱了很多。

五、結論

本文采用四省的面板序列數據，運用最小二乘法進行回歸考察了政府財政性社會保障支出對就業的影響。研究發現，社會保障與就業支出與就業之間存在著正向的促進關系，但不同地區的促進作用大小不同。東部沿海地區社會保障與就業支出拉動就業的效用相比中西部而言比較大，中部地區與東北老工業地區的效用水平沒有太大差別，西部地區則明顯落后。但總體來看,我國財政社會保障支出對就業的促進效應不是特別明顯,這說明我國各地方政府通過增加社會保障支出促進就業的機制目前并不通暢,意味著我國現行的社會保障體系不健全。因此,一方面要關注不同地區的社會保障支出效用的差距，并努力縮小這個差距進而實現全國就業水平的普遍提高。另一方面要進一步完善社會保障制度，提高社會保障支出對就業的效用。