我国社会保障支出对居民消费需求的影响研究

段景辉,黄丙志

(1.上海海关学院海关管理系,上海 201204)

一、引 言

经济增长主要依靠消费需求、投资需求和净出口需求这“三驾马车”来拉动。近几年,由于我国出现投资过热和贸易顺差持续增长的现象,导致经济增长结构的失衡。消费需求不足恰恰是中国经济结构失衡的一个重要原因,因此,提振消费信心,加大消费对于拉动经济增长的作用不是当前的权宜之举,而是我国经济增长方式转变的内在要求。拉动内需的关键是如何启动居民消费,而长期以来我国居民消费不振的一个关键原因是对未来的不确定性预期增强所致。社会保障就是社会的“安全网”和“稳定器”,能增强居民的安全感,弱化不确定的预期。研究我国社会保障支出与居民消费需求之间的关系,对于启动我国居民消费、扩大内需、促进经济增长有着深刻的现实意义。

国外关于社会保障与消费之间的研究主要基于Modigliani和Brumberg(1954)提出的生命周期假说,后人的研究都集中在生命周期模型的假设条件放宽之后的理论处理和实证研究之上,研究结论并不确定。如Samwick(2000)、Juan和Carlos(2008)等都认为社会保障体制的改革通过完善资本市场来减少预防性储蓄,增加居民消费;Yakita(2001)认为对更长寿命的预期使人们增加储蓄以保证退休后的消费,任何社会保障的福利都无法改变这种效应;Hungerford和Thomas(2009)则针对美国社会保障金盈余和美国联邦储蓄进行实证研究发现社会保障对消费的作用不明显。

国内大部分学者的研究认为社会保障对我国的居民消费有促进作用。如陶纪坤 (2007)认为农村社会保障建设的滞后是制约农村居民消费的主要原因;刘新、刘伟和胡宝娣 (2010)运用经济计量技术对1985-2008年我国居民消费、社会保障支出、不确定性、居民收入和利率之间的关系进行实证研究,发现社会保障支出的增加能够增加居民消费支出。除此主流观点之外,有些学者认为社会保障支出对居民消费需求的影响难以确定。如罗楚亮 (2004)发现收入的不确定性、失业风险、医疗支出不确定性等因素对城镇居民消费有显著的负影响,但效应的大小也因这些因素的可预期性的变化而变化;

综上所述,国内外在研究社会保障对居民消费的影响上尚无统一定论。国外学者的分析大都关注发达国家的社会保障体制,与我国国情的差别很大。我国大部分学者的研究还主要停留在理论研究阶段,对实证研究的分析相对缺乏。而有限的实证研究一般都是将西方理论引入我国的实际进行分析,且大部分采用时间序列数据。考虑到以上缺陷,本文尝试建立社会保障支出与居民消费之间的面板数据模型,并运用我国1987-2009年29个省份的经验数据进行实证检验,以期对二者之间的关系作一些有益的探讨。本文的研究特点在于:一是在数据的选取上,采用省级面板数据进行研究,改变长期以来单纯采用国家层面的时间序列数据;二是在模型的构建上,修正凯恩斯消费函数建立面板数据模型,尽量避免不考虑我国国情直接引入西方理论模型的弊端。

二、模型设定

本文研究的社会保障支出指政府通过财政向由于各种原因而导致暂时或永久丧失劳动能力、失去工作机会或生活面临困难的社会成员提供基本生活保障的支出,包括社会保险、社会救助、社会福利和社会优抚四个组成部分。居民消费研究的重点是狭义消费,即个人消费,不包括生产性消费和政府消费。另外,考虑到房价的波动性以及房屋属于个人资产范畴,在个人消费中,不包括住房消费。在理论上,社会保障支出对居民消费需求存在两种效应,即“挤出效应”和“挤入效应”。

1.社会保障支出对居民消费需求的“挤入效应”。社会保障制度的完善可以增加人们对未来预期的乐观性,并在一定程度上代替个人实观了跨期消费规划所要进行的储蓄,使居民倾向于减少预防性储蓄而增加即期消费,这就是社会保障制度的财富替代效应。同时,社会保障制度的建立提高了低收入阶层的消费倾向和消费能力。一元钱对穷人的边际效用高,而对于富人的边际效用低。因此,实行具有收入均等化效用的社会保障制度将有助于提高低收入阶层的边际消费倾向和消费能力,从而有助于全社会消费量的提高。

2.社会保障支出对居民消费需求的“挤出效应”。社会保障制度的建立有可能使居民选择较短的工作期和更长的退休期,因为获得保障;隔利必须少提供劳动退休年份的增加,意味着个人不从事工作而要消费的时间就会延长,同时,积累资金的工作年份相应会减少,使居民在退休前减少消费倾向,以保证退休后有稳定宽裕的生活来源,这是社会保障制度的退休效应。此外,如果人们有遗赠的动机,父母作为纳税人就有可能会提高储蓄以增加给子女的遗赠,用以抵消社会保障的再分配效应对子女收入的影响,这是社会保障制度的遗赠效应。遗赠效应是居民将增加当期储蓄,自然对当期消费产生负面影响。

根据凯恩斯的消费函数理论,收入始终是影响消费的首要因素,居民消费的增长一定依赖于居民收入的增长,同时考虑到中国居民受传统观念的影响,其收入的大部分主要用于消费和储蓄,而储蓄又受到利率的影响,为防止忽略重要的相关变量对实证结果的影响,本文使用修正后的凯恩斯消费函数,即包括居民可支配收入、社会保障支出和利率在内的3个变量来建立面板数据模型。另外,为了减少变量的波动性,对所有变量一律取对数处理。建立面板数据模型如下:

其中,i表示省份,t表示年份,Cit表示第t年i省的居民消费水平,Yit表示第t年i省的居民可支配收入,SSit表示第t年i省的社会保障支出,Rit表示第t年i省的利率水平,β1it、β2it、β3it表示系数,εit表示残差值。通过 (1)式对社会保障支出与居民消费需求之间的关系进行实证检验,即可获得β2it的估计值,并据此分析社会保障支出与居民消费之间的关系。当系数β2it大于零,则表示社会保障支出增加将导致居民消费支出增加,存在“挤入效应”;反之若β2it小于零,则表示社会保障支出增加将导致居民消费支出减少,存在“挤出效应”;如果系数等于0,意味着社会保障支出与居民消费之间没有关系,不存在任何效应。

三、实证分析

(一)数据来源及说明

本文数据来源于《中国统计年鉴》、《中国劳动统计年鉴》、中经网统计数据库以及各省 (市、自治区)的统计年鉴,包括1987-2009年除西藏和港澳台地区以外的共29个省 (市、自治区)的统计数据①包括北京、天津、上海、辽宁、江苏、浙江、山东、福建、广东、海南、黑龙江、吉林、河北、山西、安徽、河南、湖南、湖北、江西、广西、贵州、云南、甘肃、陕西、青海、宁夏、新疆、内蒙古、四川。,考虑到重庆于1997年建立直辖市,因此将1997-2009年重庆市的数据并入四川省计算。本文社会保障支出采用的统计口径为:1987-1998年以《中国统计年鉴》中“国家财政用于抚恤和社会福利的支出”和《中国劳动统计年鉴》中“全国保险福利费用”之和作为“社会保障支出”;1999-2006年按《中国统计年鉴》中“国家财政用于抚恤和社会福利的支出”、“社会保障补助支出”、“社会保险基金支出”和《中国劳动统计年鉴》中“全国离休、退休、退职人员保险福利费用”之和作为“社会保障支出”;2006-2009年以《中国统计年鉴》中“社会保险基金支出”和“财政支出中的社会保障”之和作为“社会保障支出”。这种统计口径在可利用的资料范围内,最大限度地囊括了社会保障相关项目,并尽量控制了因分类不一致所导致的重复计算。

又由于在1987-2009年间,我国经历过通货紧缩和通货膨胀时期,为了增加和保证实证检验结果的可信度,所有数据均经过价格指数平减,并取自然对数。因此,社会保障支出、居民消费水平和人均可支配收入都通过以1987年为基期的居民消费价格指数进行相应调整。

(二)模型选择

面板数据模型可以划分为无个体影响的不变系数模型、含个体影响的变截距模型和含个体影响的变系数模型。在对面板数据模型进行估计时,如果模型形式设定不确定,估计结果将与所要模拟的经济现实偏离甚远,因此,建立面板数据模型的第一步便是检验被解释变量的参数是否对所有个体截面都是一样的,即检验样本数据究竟符合上面哪种面板数据模型,从而避免模型设定的偏差,改进参数估计的有效性。一般的检验方法是协方差分析。主要检验有两个假设:

假设1:斜率在不同的横截面样本点上和时间上都相同,但截距不相同。

假设2:截距和斜率在不同的横截面样本点和时间上都相同。

显然,如果接受了假设2,则没有必要进行进一步的检验,样本数据符合混合回归模型。如果拒绝了假设2,就应该检验假设1,判断斜率是否都相等。如果假设1被拒绝,则认为样本数据符合变系数模型。反之则认为样本数据符合变截距模型。

本文采用F统计量对上述两种假设进行检验,其中F1对应假设1,F2对应假设2,有:

其中,S1为变系数模型估计的残差平方和,S2为变截距模型估计的残差平方和,S3为混合回归模型估计的残差平方和,N为截面数目,T为时期数,K为解释变量数目。在5%的显著性水平下,查F分布表,得到临界值F1(84,551)=1,F2(112,551) =1,与计算得到的F1=0.6926, F2=2.4301比较,由于F2>1且F1<1,因此得到结论:拒绝假设2,而接受假设1,样本数据符合含个体影响的变截距模型。

确定模型的正确形式后,需要进一步选择使用固定效应模型还是随机效应模型。常用的检验方法是Hausman(1978)提出的Hausman检验方法。Hausman检验的前提是如果模型包含随机效应,它应与解释变量相关。主要检验也有两个假设:

原假设H0:如果随机效应与解释变量不相关,组内估计量和GLS得出的估计均是一致的,但是组内估计量不是有效的;

备择假设H1:如果随机效应与解释变量相关,GLS不再是一致的,而组内估计量仍是一致的。

因此,可以理解为在原假设下,^βW与^βGLS之间的绝对值差距应该不大,而且应该随样本的增加而缩小,并渐进趋近于0。而在备择假设下,则不成立。Hausman利用这个统计特点建立了Hausman统计量,即Wald统计量渐进服从自由度为K的分布:

其中K,为自由度。当W>χ2α(k)时,则拒绝原假设,应建立固定效应模型;反之,接受原假设,建立随机效应模型。在5%的显著性水平下,查卡方分布表,得到临界值为7.815,与计算得到的W统计量10.2847比较,由于W>χ2α(3),所以拒绝原假设,应选择建立固定效应模型。

因此,本文关于社会保障支出与居民消费需求的固定效应模型如下:

其中,α表示29个省市的居民平均自发消费水平,即由居民的基本消费需求所决定的最必需的消费部分,与居民的收入水平无关;αi＊表示第i个地区的居民实际消费对平均自发消费的偏离,用来表示各省市间的居民消费结构差异。

(三)模型估计和结果分析

由于各省市的居民消费结构存在一定的差异,所以用广义最小二乘法对模型 (2)进行参数估计,各变量的参数估计结果均通过P值检验,且R2=0.8816,结果如下所示:

另外,αi＊的估计结果见表1:

表1 各地区实际消费对平均自发消费偏离的估计结果

由以上模型的估计结果可以得出:

(1)居民实际消费水平对平均自发消费的偏离分析:我国各个地区的居民实际消费在1987-2009年之间存在显著的差异,其中广东地区的居民实际消费水平最高,其次为上海;居民实际消费水平最低的为新疆和河北。具体来看,我国东部地区的10个省份中除了山东、海南外,其余八省的居民实际消费水平都高于平均自发消费,说明东部地区居民的消费水平普遍较高;我国中部地区的9个省份中除了湖南、江西、安徽和湖北四省的居民实际消费水平略高于平均自发消费水平外,其余五省的居民实际消费水平都较平均自发消费水平偏低,说明中部地区的居民消费水平不均衡;而我国西部地区的10个省份中仅广西、四川和内蒙古三省的居民实际消费水平比平均自发消费水平稍微较高,其余七个省份的居民实际消费水平都低于居民平均自发消费,充分说明了我国西部地区居民消费需求明显不足,西部地区的居民消费水平普遍偏低。

导致各个地区居民实际消费差异的主要原因除了考虑当地的文化传统以及消费观念的不同外,最重要的原因依然是我国各个地区的经济发展水平和社会保障制度完善水平不均衡。居民实际消费水平较高的省份大部分集中在上海、广东、浙江、江苏等东部沿海地区,这些地区是改革开放的前沿城市,其经济发展水平较高,居民收入水平普遍较高,消费观念和文化传统易受到超前消费理念的影响,并且这些城市的社会保障制度要比落后地区更为完善,从而间接导致居民的实际消费水平较中部和西部地区的居民消费高。

(2)社会保障支出对居民消费水平的弹性分析:社会保障支出对居民消费水平的估计系数为0.0146,且在5%的水平下显著,说明社会保障支出每增加1%,则居民消费需求增加0.0146个百分点。因此,社会保障支出对居民消费水平有明显的正向影响,即对居民消费需求有显著的“挤入效应”。这是因为在目前的社会发展阶段,我国社会保障制度体系还不健全,尤其是在我国中、西部的大部分农村地区,社会保障制度体系还有待完善和推广。社会保障的一系列问题诸如政策、标准、措施等都有待进一步的完善,因此,社会保障支出的增加可以通过间接的途径增加居民的收入水平,有助于提高居民的边际消费倾向和消费能力,并且令居民对未来生活有“较稳定”的乐观预期,改善了居民的消费环境,带动了居民增加消费,从而扩大整个社会的消费需求。

此外,由于居民可支配收入是影响居民消费水平的重要因素,我们由模型得知居民的消费弹性为1.2025,表明居民可支配收入每增加1%,其消费水平增加1.2025个百分点,这不仅意味着居民的收入水平是影响消费的主要因素,同时也从侧面说明了我国居民整体的收入水平偏低,如果居民收入水平提高,可产生巨大的消费潜力。同时也意味着社会保障支出的增加,能够隐形的增加居民的收入水平,或者能够创造一个“较安全稳定”的收入环境,能够刺激居民的消费欲望,从而增加居民消费水平。另外,由模型估计结果可知利率的变化对居民消费的估计系数为负值,且并不显著,说明利率的提高,可以刺激居民储蓄,反而对居民消费有一定的抑制作用。

总之,在目前我国社会保障制度不断完善的阶段,社会保障支出的增加可以使人们对未来有较乐观地预期,从而增加居民消费,扩大整个社会的消费需求。

四、结论和建议

本文利用1987-2009的省级面板数据,对社会保障支出与居民消费需求之间的关系作了实证研究,发现以下结论:(1)我国各个地区的居民实际消费在1987-2009年之间存在显著的差异,除了地区间经济发展水平存在差异外,各个省市的社会保障制度完善程度不同,也间接导致各省市的居民实际消费存在差异。(2)社会保障支出的增加对居民消费需求存在显著的“挤入效应”,有助于提高居民的边际消费倾向和消费能力,扩大居民消费需求。(3)我国居民整体的收入水平偏低,社会保障支出的增加可以间接地提高居民收入水平,增加居民消费。因此,需要完善社会保障制度,尤其需要完善中、西部地区的社会保障制度。

总之,社会保障制度的建立和完善,需要政府和社会各界的支持。针对以上研究结论,本文结合前人的研究成果,提出以下几点建议:(1)对各个地区的社会保障制度从政策、标准、措施等方面进行统一管理,消除社会保障金在区际之间、省际之间的转移障碍。(2)加大社会保障支出力度,扩大社会保障范围,加快推进社会保障支出各分项目的全国统筹,也就是提高社会保障水平。(3)加大对低收入群体的帮扶救助力度,提高城乡低保标准,提高企业退休人员基本养老基金和部分优抚对象的待遇水平,推进城乡一体化,促进农村医疗体系的全面覆盖以及养老保险制度的建立等。只有社会保障制度完善了,我们才能实现扩大内需、持续带动经济均衡增长的目标。

[1]Modigliani F.,Brumberg R..Utility Analysis and the Consumption Function:an Interpretation of Cross-section Data[M].New Brunswick: Rutgers University Press,1954,pp.86-101.

[2]Andrew A,Samwick..Is Pension Reform Conducive to Higher Saving?[J].The Review of Economics and Statistics,2000,Vol.82,pp. 264-272.

[3]Juan A.,CarlosU..Security Reform with Uninsurable Income Risk and EndogenousBorrowing Constraints[J].Review of EconomicsDynamics, 2008,Vol.11,pp.83-103.

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[5]Hungerford,Thomas L..The Social Security Surplus and Saving[J].Public Finance Review,2009,Vol.37,pp.94-114.

[6]陶纪坤.论社会保障与经济发展的关系 [J].求实,2007,(5):44-47.

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[8]罗楚亮.经济转轨、不确定性与城镇居民消费行为 [J].经济研究,2004,(4):100-106.