饒娟

摘 要：運用重慶市2001—2015年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，對其財政社會保障支出與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系展開實證研究。研究結(jié)果表明，重慶財政社會保障支出與經(jīng)濟(jì)增長之間存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系，重慶市財政社會保障支出每增長1%，將促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長0.589117%，財政社會保障支出對經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用。積極推動經(jīng)濟(jì)增長，加大對農(nóng)村社會保障的財政投入力度，積極探索與重慶經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展水平相適應(yīng)的統(tǒng)籌城鄉(xiāng)的社會保障體制，對提高社會保障水平具有重要意義。

關(guān)鍵詞：財政社會保障支出；國內(nèi)生產(chǎn)總值；協(xié)整檢驗；誤差修正模型

中圖分類號：F840.61 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2016）19-0034-03

一、問題的提出

對于社會保障制度與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，國內(nèi)外學(xué)者開展了許多有價值的研究，大體上有三種觀點。Feldstein（1996）、Leimer（1982）、Ehrlich和Kim（2007）、賈俊雪、郭慶旺和寧靜（2011）、丁少群和許志濤（2013）等認(rèn)為，社會保障對經(jīng)濟(jì)增長具有抑制作用，沒能發(fā)揮對經(jīng)濟(jì)增長的“助推器”作用?？ㄌ亓趾兔谞査梗?005）、穆懷中（2001）、楊杰等（2009）、孔杏（2015）等認(rèn)為，社會保障對經(jīng)濟(jì)增長具有正面的促進(jìn)作用。而Kotlikoff（1979）得出了社會保障和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系不確定的結(jié)論。

由此可見，由于樣本選取、研究方法及研究角度的不同，學(xué)者們得出了不同的研究結(jié)論。本文擬運用協(xié)整檢驗和誤差修正模型對重慶市財政社會保障支出和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行實證檢驗，以便深入了解重慶市財政社會保障支出對經(jīng)濟(jì)增長的影響，進(jìn)而提出相關(guān)的社會保障政策。

二、重慶財政社會保障支出現(xiàn)狀

（一）重慶財政社會保障支出實現(xiàn)較快增長

隨著重慶經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，其財政社會保障支出也呈現(xiàn)出快速增長之勢。重慶財政社會保障支出從2007年的138.97億元增加到2014年的502.94億元，增長了2.62倍，年均增長20.17%，而同期全國財政社會保障支出的年均增長率僅為16.61%。同時，重慶市國內(nèi)生產(chǎn)總值從2007年的4 676.13億元增加到2014年的14 262.6億元，增長了2.05倍，年均增長17.27%。可見，重慶市財政社會保障支出的增長速度快于其國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長速度，也快于全國財政社會保障支出的增長。這表明近年來重慶財政社會保障支出實現(xiàn)了較快增長，呈現(xiàn)出良好的發(fā)展態(tài)勢。

（二）城鄉(xiāng)社會保障水平差距呈縮小之勢

由于缺乏農(nóng)村社會保障支出的相關(guān)統(tǒng)計資料，而居民獲得的轉(zhuǎn)移性收入可近似看成因其參加社會保障得到的收入，因此，本文用人均轉(zhuǎn)移性收入來衡量城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民社會保障水平的高低。盡管從絕對差距來看，2001—2014年，重慶城鄉(xiāng)居民轉(zhuǎn)移性收入差距呈現(xiàn)出逐漸擴(kuò)大的趨勢。2001年，重慶市城鎮(zhèn)居民人均轉(zhuǎn)移性收入為1 403.57元，農(nóng)村居民人均轉(zhuǎn)移性收入為209.24元，城鄉(xiāng)居民轉(zhuǎn)移性收入差距為1 194.33元。2014年，重慶市城鎮(zhèn)居民人均轉(zhuǎn)移性收入為5 443元，農(nóng)村居民人均轉(zhuǎn)移性收入為2 639元，二者的差距為2 804元。但從重慶城鄉(xiāng)居民人均轉(zhuǎn)移性收入比來看，二者卻呈現(xiàn)出不斷縮小的趨勢（如下頁圖所示）。2001年，重慶城鄉(xiāng)居民人均轉(zhuǎn)移性收入比為6.7∶1，2004年最高達(dá)到13∶1，此后在國家和重慶市一系列惠農(nóng)支農(nóng)政策的積極作用下，重慶城鄉(xiāng)居民人均轉(zhuǎn)移性收入比逐漸下降，2014年僅為2.06∶1，這表明重慶城鄉(xiāng)居民社會保障水平差距呈現(xiàn)出不斷縮小的態(tài)勢。

三、重慶市社會保障支出與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實證分析

（一）數(shù)據(jù)來源

在探析重慶財政社會保障支出與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系時，用國內(nèi)生產(chǎn)總值來衡量重慶經(jīng)濟(jì)增長水平（GDP），以財政社會保障支出衡量重慶社會保障水平（SS）。為消除異方差，對GDP和SS分別取自然對數(shù)以消除變化趨勢，并記為LnGDP和LnSS。本文采用的時間序列數(shù)據(jù)（2001—2015年）均來源于《重慶統(tǒng)計年鑒》。

（二）單位根檢驗

為避免非平穩(wěn)時間序列導(dǎo)致的“偽回歸”，必須對變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗。本文運用ADF檢驗法，對LnGDP和LnSS進(jìn)行單位根檢驗，檢驗結(jié)果（見表1）。

從表1可知，LnGDP和LnSS的ADF檢驗值均大于5%顯著性水平下的臨界值，說明變量LnGDP和LnSS均為非平穩(wěn)序列。同時，二者一階差分序列的ADF檢驗值也大于5%顯著性水平下的臨界值，表明二者的一階差分序列也不平穩(wěn)。但是，Δ2LnGDP和Δ2LnSS的ADF檢驗值卻小于1%顯著性水平下的臨界值，表明二者均為二階單整序列I（2）。由于LnGDP和LnSS的單整階數(shù)相同，可以對其進(jìn)行協(xié)整檢驗。

（三）協(xié)整檢驗

由于模型中僅有兩個變量，可以運用Engle-Granger兩步法來檢驗變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。因此，可以運用普通最小二乘法（OLS）對變量進(jìn)行估計，然后對回歸方程的殘差序列進(jìn)行單位根檢驗，如殘差序列平穩(wěn)，則說明變量之間存在協(xié)整關(guān)系，反之則反是。對LnGDP和LnSS進(jìn)行普通最小二乘法（OLS）回歸，得到如下協(xié)整方程：

對上述協(xié)整回歸方程的殘差序列進(jìn)行單位根檢驗，結(jié)果（見表2）。

從表2可知，殘差U的ADF檢驗值小于顯著性水平1%的臨界值，可以拒絕原假設(shè)，表明回歸方程的殘差序列是平穩(wěn)的。由此可知，LnGDP和LnSS之間存在協(xié)整關(guān)系，重慶市財政社會保障支出與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

（四）誤差修正模型

協(xié)整檢驗表明重慶市財政社會保障支出和經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但誤差修正模型既能反映變量之間的短期關(guān)系，又能反映變量之間的長期關(guān)系。因此，為了將重慶市財政社會保障支出與經(jīng)濟(jì)增長的短期關(guān)系和長期關(guān)系聯(lián)系起來，本文構(gòu)建含有誤差修正項的誤差修正模型（ECM），以具體分析模型的短期和長期特征。運用Eviews8.0可以建立重慶市財政社會保障支出和經(jīng)濟(jì)增長的誤差修正模型。模型估計結(jié)果如下：

從上述誤差修正模型可知，重慶市財政社會其保障支出的短期波動將導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長的同方向變化，影響系數(shù)為0.067752，但其t統(tǒng)計值不顯著，表明短期內(nèi)重慶財政社會保障支出對經(jīng)濟(jì)增長的影響不顯著；但從長期看，由于誤差修正項的系數(shù)為-0.186292，符合反向修正機(jī)制，且誤差修正項回歸系數(shù)的t統(tǒng)計量在5%的置信水平下顯著，表明當(dāng)出現(xiàn)偏離長期均衡趨勢的情況時，誤差修正項會對偏差進(jìn)行18.63%幅度的修正，以使重慶市財政社會保障支出與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系走向均衡。

四、結(jié)論與啟示

通過對重慶市2001—2014年財政社會保障支出與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實證研究，可以得出以下結(jié)論：

第一，重慶經(jīng)濟(jì)的較快增長，不但為財政社會保障支出的快速增長提供了支撐，而且為縮小城鄉(xiāng)社會保障水平差距發(fā)揮了積極作用。

第二，協(xié)整檢驗表明，重慶財政社會保障支出與經(jīng)濟(jì)增長之間存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系。協(xié)整方程表明重慶財政社會保障支出每增長1%，將促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長0.589117%。

第三，誤差修正模型表明，盡管從短期來看，重慶財政社會保障支出對經(jīng)濟(jì)增長的影響不太顯著，然而，當(dāng)出現(xiàn)偏離長期均衡趨勢的情況時，誤差修正項會對其進(jìn)行反向調(diào)整，促使其回到均衡狀態(tài)，使重慶市財政社會保障支出與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系走向均衡。

基于以上結(jié)論可以得出以下啟示：

其一，積極推動經(jīng)濟(jì)增長，為提高城鄉(xiāng)居民社會保障水平提供資金支持。充足的財政收入是提高社會保障水平的重要保證，而持續(xù)較快的經(jīng)濟(jì)增長又是財政收入的重要源泉。因此，只有實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長，才能確保財政收入增加，實現(xiàn)居民收入增長，進(jìn)而增加社會保障資金，提高城鄉(xiāng)居民社會保障水平。

其二，加大對農(nóng)村社會保障的財政投入力度。近五年，重慶社會保障支出占財政支出的比重在13%左右，而世界轉(zhuǎn)移支付占財政支出的平均比重在30%以上。因此，在重慶城鄉(xiāng)社會保障水平仍然存在不小差距的情況下，政府應(yīng)加大對社會保障的投入力度，特別是應(yīng)加大對重慶農(nóng)村社會保障的財政投入力度。重點推進(jìn)農(nóng)村養(yǎng)老、醫(yī)療、最低生活保障制度的完善，構(gòu)建科學(xué)、合理、可持續(xù)的農(nóng)村社會保障體系，提高農(nóng)村居民的社會保障水平。

其三，積極探索與重慶經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展水平相適應(yīng)的統(tǒng)籌城鄉(xiāng)的社會保障體制，對于保障城鄉(xiāng)居民的基本生活，縮小城鄉(xiāng)居民社會保障水平的差距，提高其社會保障水平具有積極的促進(jìn)作用。

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[責(zé)任編輯 吳高君]