工業化對我國社會保障支出的影響分析

王云多

(黑龍江大學 經濟與工商管理學院，黑龍江 哈爾濱 150080)

一、引言

黨的十八大以來，中國工業化建設取得了巨大成就。中國用幾十年的時間走過了西方國家幾百年才走過的工業化歷程，建立了世界上最完整的工業體系，成為世界第一制造大國(黃群慧，2021)[1]。隨著工業化的推進，中國如期完成了第一個百年奮斗目標，全面建成了小康社會，中國人民共享了發展成果，中國政府逐步建立起了社會保障體系，社會保障事業的發展得益于經濟的發展，而工業化對經濟發展起著重要作用，工業化水平影響到一個國家的福利和國民的生活水平，因此，有必要深入研究并量化分析工業化對社會保障事業發展的貢獻。穆懷中(1997)[2]研究指出，社會保障支出水平是指社會成員享受社會保障經濟待遇的高低程度，社會保障支出水平過高，會阻礙國民勞動的積極性，增加政府財政支出負擔，社會保障支出水平過低則無法滿足國民的生活需求，更易激化社會矛盾，因此這是一個質與量相統一的概念。張璐琴(2006)[3]研究指出，社會保障支出水平就是從經濟待遇角度來反映社會保障發展水平的指標，是反映一國社會福利發展水平的核心指標。

隨著我國工業化的不斷推進及社會保障制度的不斷完善，如何在工業化進程中加快推進社會保障事業發展和提高人們的社會福利顯得尤為迫切。國內外已有研究主要關注社會保障制度設計、實施及其產生的經濟影響，很少有研究將工業化視為提高社會保障支出水平的一種重要途徑，僅有的研究指出,工業化可能對我國社會保障支出產生積極或消極的影響，社會保障支出的多維性是工業化對社會保障支出既有積極影響又存在消極影響的重要原因。

社會保障支出的多維性表明，它既受到各種因素和政策影響，又難以使用完整科學的指標來進行衡量。因此，在不能獲得完整和科學的衡量社會保障支出指標的情況下，簡化社會保障支出指標，研究工業化對社會保障支出的貢獻顯得尤為必要。

本文采用自回歸分布滯后計量方法，簡化社會保障支出指標，利用中央財政和地方財政用于公共服務和社會保障與就業的支出代表社會保障支出，研究工業化和工業生產增長對社會保障支出的影響。通過研究這種關系，有利于推進社會政策改革，從而建立現代社會保障體系。本文試圖解決兩個具體問題：(1)工業化是否有利于實現短期和長期的繁榮；(2)除了工業化，在過去的幾十年里，還有哪些因素影響了社會保障支出？因此，以下文章結構如下：第二部分對文獻進行了全面綜述；第三部分描述了研究所用的數據和方法以及模型設定；第四部分是結論。本研究有助于在我國工業化進程中合理確定社會保障支出規模、優化社會保障支出結構，并且對于確保國民共享經濟社會發展的成果具有積極意義。

二、文獻綜述

關于影響社會保障支出的因素，許多學者從不同角度進行了研究：穆懷中(2001)[4]運用相關回歸分析解釋社會保障水平的經濟效應，研究發現，與社會保障支出水平最相關的是老齡人口比重，其次，失業率上升也是社會保障支出上升的另一關鍵因素，再次，研究還指出，社會保障支出與國內生產總值中儲蓄占比呈負相關關系。陳剛和李樹(2010)[5]采用DEA-tobit 模型核算并解釋了我國地方政府的社會保障支出效率，研究發現，城市化、教育水平和人口規模是影響社會保障支出的重要變量。張璐琴(2006)[3]通過分析山西省統計數據，發現財政收入與社會保障支出之間呈正向相關關系，財政收入增加會使得用于社會保障的財政支出相應增加，并且投資與消費和社會保障支出呈負相關關系。曹樸(2006)[6]認為居民收入是影響社會保障支出水平的重要因素，居民收入與社會保障支出水平呈正相關關系;而董擁軍和邱長溶(2008)[7]同樣認為居民收入是影響社會保障支出水平的因素，但是二者之間呈負相關關系，進一步研究指出，社會保障支出是通過收入再分配方式來實現的，而收入又是儲蓄的函數。曹樸(2006)[6]認為社會保障支出與儲蓄呈負相關關系。王任遠和楊銘(2018)[8]基于住房跨期儲蓄與消費支出的雙重屬性建立了世代交疊模型，考察房價對社會保障支出的影響，實證研究發現，房價對人均社會保障支出有顯著的正向影響，我國經濟發展與城市化進程帶來的高房價會使得家庭對社會保障體系依賴加深，從而增加了社會保障支出。戚昌厚和孫玉棟(2020)[9]利用1980—2015年GFS和WDI的宏觀經濟數據，對影響社會保障支出的因素進行實證分析，研究發現，未來社會保障支出會受到人均GDP的影響，呈現同步增長趨勢，個人所得稅的提高對社會保障支出產生顯著的正向影響，老齡人口占比上升也會加大社會保障支出。

工業和制造業產出涉及范圍廣，影響到經濟和社會諸多領域。在經濟學研究中，國內已有研究廣泛討論了這些問題及其對社會經濟變量的相關影響(張浩淼，2017；杜傳忠和侯佳妮，2021；陳詩一等，2019；劉自敏等，2020)[10-13]。然而，缺少工業生產增長對社會保障支出影響的研究。下面將在考察理論基礎和實證研究的同時，探究工業化與社會保障支出之間的聯系。

工業部門最積極的外部性之一是制造業的多樣性及其在提高生產率方面的作用。隨著知識經濟時代的到來，技術進步為工業化提供了重要支持，使其本身成為界定經濟發展的主要變量之一。采用和適應科學技術的發展是工業化的一個重要特征。此外，人們通常認為，工業中技術基礎的存在為制造業規模經濟的出現鋪平了道路，從而導致收入的快速增長和社會保障支出的改善(張彥麗，2014)[14]。

勞動生產率差距是國與國之間生活水平和人均收入差距的主要原因，國內已有研究將勞動生產率提高與制造業增長聯系起來，并指出制造業縮減將導致失業率提高(詹花秀，2021)[15]。因此，隨著工業活動的深化，可以預見未來就業機會更多。反過來工業生產增長將導致其他經濟部門(例如住房和資本貨物)產出的增長，從而進一步增加就業。國外有學者研究指出，越來越多的企業雇員將擴大參保人群，這將使政府擴大社會保險覆蓋面，增加稅收收入，提供更好的社會服務。

工業化的另一個積極成果是減少貧困和不平等，并在收入分配領域發揮重要作用。例如，用勞動密集型方法而非資本密集型方法進行工業化，往往會通過提高工資對利率的比率來縮小收入差距。方興起(2020)[16]研究指出，由于中國以人民為主的政治經濟體制，隨著工業化進程，絕對貧困問題會逐漸減輕并最終消失，并且脫貧標準會因工業化進程而逐步提高。蔣震(2014)[17]指出，隨著工業化不斷推進，中國住房需求也在不斷增長。而社會保障水平在生活質量中的另一個重要表現是住房類型和質量。考慮到住宅開發與各行業之間存在著潛在的聯系，住宅空間的數量和質量會隨著產業增長而增長。因此，工業增長與住房質量和數量正相關。

與工業化產生的經濟影響明顯不同，難以明確界定工業化對教育和衛生事業的影響。在確定這些關系方面，實證研究結果并不一致。例如Brun等(2011)[18]研究指出，制造業就業對高中教育發展有負面影響。與此形成鮮明對比的是，Fatemeh(2018)[19]對工業化的影響進行了評估，發現工業化對各級教育都有積極影響。然而，工業化對教育的另一個最重要的影響是城市化的迅速發展。工業增長、規模經濟和集聚經濟導致城市人口密度增加。這一趨勢意味著人們將更容易接受教育，可能還會有助于教育水平的提高。例如，Brun等研究指出，工業化對初級教育發展有積極影響。

除了增加接受教育的機會外，工業化引起的人口集中可能以各種不同的方式影響健康指標，特別是工業化與公共衛生方面存在的關系。Ahn和Kim(2015)[20]研究指出，工業化與健康之間呈顯著負相關，工業化的發展伴隨著健康狀況的惡化。而Fatemeh(2018)[19]研究發現，工業化對社會保障支出和健康沒有負面影響，恰恰相反，他們認為工業化帶來的收入增加減輕了其可能的消極影響。

上述已有研究表明，工業化對幸福感的各個方面產生了不同影響，有時甚至是相互矛盾的影響。就如何分析工業化對這些方面的影響而言，另一個需要討論的問題是反映工業化對社會保障支出影響的其他指標。以此為目的，本文考察各種研究(特別是在社會保障領域進行的研究)，認為固定資產投資是影響社會保障支出水平的另一個重要的工業化指標。

此外，本文還考慮了影響社會保障支出的其他指標，本文選擇的方法是使用中央財政和地方財政用于公共服務和社會保障與就業的支出來解決這個問題。公共開支是影響社會保障支出的主要變量之一。已有研究廣泛討論了政府開支對就業、社會服務和人類發展等方面社會保障支出的積極影響。因此，政府支出可以被視為影響社會保障支出的另一個變量。

三、數據和方法

(一)變量選取和數據說明

社會保障支出通常是一個綜合指數，社會保障支出綜合指數一般涵蓋社會福利的主要方面，如就業、經濟狀況、社會保障、衛生、教育和住房，但在計算一國社會保障支出綜合指數時，由于各指標隨著時間流逝權數變動比較大，往往存在一定問題，為簡化社會保障支出指數，本研究試圖通過將中央和地方政府的公共服務支出和社會保障與就業支出之和代表社會保障支出，考察我國經濟結構變化等各類因素對社會保障支出的影響。

本研究使用的時間序列數據來自國家統計年鑒。本研究的主要解釋變量是工業化，其中考慮了工業在經濟增長中所占增值份額的資料。這一指標有助于了解工業部門在一國經濟中的重要性，并已被廣泛用來作為工業化的代表。在文獻綜述中還考慮了其他解釋變量。將2009年后的全社會固定資產投資、失業率(UE)、通貨膨脹率(INF)和政府預算赤字(BD)作為社會保障支出狀況變化的解釋變量納入模型。如表1所示，社會保障支出指數在2009年之后呈上升趨勢。2009年至2019年，工業增加值占國內生產總值的比重從19.7%提高到23%。通貨膨脹率、失業率的變動趨勢也顯示在這張表中。從2009年到2019年，全社會固定資產投資以穩定的速度增長，特別是通貨膨脹率的變化。經濟持續的通貨膨脹導致貨幣貶值，經濟不穩定，并嚴重影響就業率。如表1所示，失業率從2009年后的低水平開始，然后在4%左右波動。

表1 2009—2019年主要經濟指標數值變化

由于社會保障支出概念比較寬泛，包括公共服務、公共教育和社會保障等方面的支出，為簡化分析，本文提及的社會保障支出采用中央和地方政府的公共服務支出和社會保障與就業支出兩項支出之和代替。此外，為了讓數據符合假設，使本文能夠進行理論分析，本文對部分數值較大的解釋變量和被解釋變量進行對數轉換，具體而言，取社會保障支出對數形式為LNSW，社會固定資產投資對數形式為LNINF，中央財政債務余額對數形式為LNBD，得到如下數據(見表2)。

表2 部分變量取對數函數后的數據

續表

(二)模型設定

根據本文的理論假設，為了檢驗工業化對社會保障支出的影響，本文將計量模型設定如下:

LnSWt=α0+α1OIt+α2SI+α3UEt+α4LnINFt+α5LnBDt+εt

(1)

式(1)中α0為常數項，α1、α2、α3、α4和α5分別代表第二產業對GDP的貢獻、第三產業對GDP的貢獻、失業率、中央財政債務余額和全社會固定資產投資變量的系數估計值，εt為誤差項，本文對式(1)做普通最小二乘回歸，回歸結果見表3。

表3 多元線性回歸結果

由表3列出的多元回歸結果表明，該多元線性回歸方程擬合優度較好，DW值接近2表明無自相關，方程也通過F檢驗，說明各自變量至少有一個對因變量產生顯著影響。根據各變量t值可以發現，社會固定資產投資對社會保障支出有顯著影響，而根據各變量t值可以發現，第二產業對GDP的貢獻、第三產業對GDP的貢獻、失業率、中央財政債務余額對社會保障支出的影響較弱。其中各產業對GDP的貢獻和失業率對社會保障支出產生消極影響，而中央財政債務余額、全社會固定資產投資產生積極影響。

(三)單位根檢驗和協整檢驗

在做面板數據回歸前，為確保各個數據序列平穩，本文采用ADF方法進行單位根檢驗，表4為各變量平穩性檢驗結果。

由表4可知，社會固定資產投資(LNINF)二階差分單位根檢驗沒有通過，說明該序列不平穩，與自變量不是同階單整，所以去除該變量，而社會保障支出的自然對數(LNSW)、第二產業對GDP的貢獻(OI)和失業率(UE)這三個變量同一階單整，社會保障支出的自然對數(LNSW)、第三產業對GDP的貢獻(SI)和中央財政債務余額的自然對數(LNBD)三個變量同二階單整，對一階單整的變量取原數據，對二階單整的變量取一階差分數據進行回歸，檢驗變量間的協整關系。

表4 各變量平穩性檢驗結果

續表

由單位根檢驗結果可得到各個序列為同階單整序列，符合協整性檢驗的假設前提。本文對社會保障支出的自然對數(LNSW)、第三產業對GDP的貢獻(SI)、中央財政財務余額的自然對數(LNBD)、第二產業對GDP的貢獻(OI)和失業率(UE)進行回歸，得到殘差，并檢驗了殘差平穩性(見表5)。

表5 殘差平穩性檢驗結果

由表5檢驗結果可知，因為殘差ADF檢驗的P=0.0159<0.05，說明殘差參數在5%的水平下顯著，可以將殘差代入誤差修正模型。

(四)誤差修正模型

為建立誤差修正模型，上面已對變量進行協整分析，發現變量之間的協整關系為長期均衡關系，并以這種關系構成誤差修正項，然后建立短期模型，將誤差修正項看作一個解釋變量，連同其他反映短期波動的解釋變量一起，建立短期模型，即誤差修正模型。根據該方法，可將誤差修正模型表示為：

ΔLnSWt=β1+δ1ΔOIt+θ1ΔSIt+μ1ΔUEt+ρ1ΔLnBDt+γ1LnSWt-1+φ1ECMt-1

(2)

式(2)中β1為常數項，δ1、θ1、μ1、ρ1、γ1和φ1分別代表第二產業對GDP貢獻的變化量、第三產業對GDP貢獻的變化量、失業率的變化量、中央財政債務余額的變化量、滯后一期社會保障支出變量的系數估計值和誤差修正項的系數估計值，ECMt-1為誤差項，本文對式(2)做普通最小二乘回歸，回歸結果如表6所示。

表6 誤差修正模型多元線性回歸結果

由表6列出的結果可知，短期誤差修正系數為-0.577，且t值為-5.376，絕對值大于臨界值，變量通過t檢驗，該誤差修正模型成立，說明當短期波動偏離長期均衡時，政府將以0.577的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。另外，修正后的模型擬合狀況較好，短期內第二產業和第三產業對GDP的貢獻變化量會給社會保障支出帶來積極影響，而失業率、中央財政債務余額變化量會給社會保障支出帶來消極影響，修正后模型較原始模型更符合實際。

四、結語

本文旨在評估影響我國社會保障支出的主要因素，特別關注工業化狀況對社會保障支出的影響。考慮到社會保障支出概念的爭議性，本文采用兩個不同變量作為社會保障支出的替代指標。結果表明，預算赤字、通貨膨脹、失業以及工業化對我國社會保障支出有顯著影響。在兩個獨立的ARDL模型估計的變量中，工業化和社會保障支出具有高度的一致性。因此，工業化盡管有種種限制，但在改善我國的社會保障支出方面發揮了重大作用。考慮到競爭優勢，工業化可以通過創造就業機會、控制通貨膨脹和增加政府稅收來提高我國的社會保障支出。因此，這一發現為工業化對我國社會保障支出增長的貢獻提供了有力證據。此外，可以認為，公共支出為社會保障支出帶來了積極的變化。很明顯，政府對公共政策的更多干預將提高社會保障支出水平。一方面，我國的社會保障支出是其公共政策的一種功能，即增加公共支出以提高社會保障支出；另一方面，在非關鍵條件下，通過削減公共支出來減少社會保障支出。因此，采取減少政府在經濟中的作用的政策可以影響社會保障支出。

應該考慮到這樣一個事實，即如果工業化創收的增加最終導致政府更多地參與社會保障支出創造，其隨后可能出現的通貨膨脹和不穩定可能造成不良的影響。因此，將工業化創收用于改善營商環境和控制流動性，可以提高工業化對社會保障支出的積極影響。最后，本文對工業化在社會保障支出中作用的研究結果顯示，工業化對社會保障事業的發展產生了積極和重大影響，而且公共政策和經濟沖擊會使工業化對社會保障支出的影響迅速顯現。