段景輝,黃丙志

(1.上海海關(guān)學院海關(guān)管理系,上海 201204)

一、引 言

經(jīng)濟增長主要依靠消費需求、投資需求和凈出口需求這“三駕馬車”來拉動。近幾年,由于我國出現(xiàn)投資過熱和貿(mào)易順差持續(xù)增長的現(xiàn)象,導致經(jīng)濟增長結(jié)構(gòu)的失衡。消費需求不足恰恰是中國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)失衡的一個重要原因,因此,提振消費信心,加大消費對于拉動經(jīng)濟增長的作用不是當前的權(quán)宜之舉,而是我國經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變的內(nèi)在要求。拉動內(nèi)需的關(guān)鍵是如何啟動居民消費,而長期以來我國居民消費不振的一個關(guān)鍵原因是對未來的不確定性預期增強所致。社會保障就是社會的“安全網(wǎng)”和“穩(wěn)定器”,能增強居民的安全感,弱化不確定的預期。研究我國社會保障支出與居民消費需求之間的關(guān)系,對于啟動我國居民消費、擴大內(nèi)需、促進經(jīng)濟增長有著深刻的現(xiàn)實意義。

國外關(guān)于社會保障與消費之間的研究主要基于Modigliani和Brumberg(1954)提出的生命周期假說,后人的研究都集中在生命周期模型的假設條件放寬之后的理論處理和實證研究之上,研究結(jié)論并不確定。如Samwick(2000)、Juan和Carlos(2008)等都認為社會保障體制的改革通過完善資本市場來減少預防性儲蓄,增加居民消費;Yakita(2001)認為對更長壽命的預期使人們增加儲蓄以保證退休后的消費,任何社會保障的福利都無法改變這種效應;Hungerford和Thomas(2009)則針對美國社會保障金盈余和美國聯(lián)邦儲蓄進行實證研究發(fā)現(xiàn)社會保障對消費的作用不明顯。

國內(nèi)大部分學者的研究認為社會保障對我國的居民消費有促進作用。如陶紀坤 (2007)認為農(nóng)村社會保障建設的滯后是制約農(nóng)村居民消費的主要原因;劉新、劉偉和胡寶娣 (2010)運用經(jīng)濟計量技術(shù)對1985-2008年我國居民消費、社會保障支出、不確定性、居民收入和利率之間的關(guān)系進行實證研究,發(fā)現(xiàn)社會保障支出的增加能夠增加居民消費支出。除此主流觀點之外,有些學者認為社會保障支出對居民消費需求的影響難以確定。如羅楚亮 (2004)發(fā)現(xiàn)收入的不確定性、失業(yè)風險、醫(yī)療支出不確定性等因素對城鎮(zhèn)居民消費有顯著的負影響,但效應的大小也因這些因素的可預期性的變化而變化;

綜上所述,國內(nèi)外在研究社會保障對居民消費的影響上尚無統(tǒng)一定論。國外學者的分析大都關(guān)注發(fā)達國家的社會保障體制,與我國國情的差別很大。我國大部分學者的研究還主要停留在理論研究階段,對實證研究的分析相對缺乏。而有限的實證研究一般都是將西方理論引入我國的實際進行分析,且大部分采用時間序列數(shù)據(jù)?？紤]到以上缺陷,本文嘗試建立社會保障支出與居民消費之間的面板數(shù)據(jù)模型,并運用我國1987-2009年29個省份的經(jīng)驗數(shù)據(jù)進行實證檢驗,以期對二者之間的關(guān)系作一些有益的探討。本文的研究特點在于:一是在數(shù)據(jù)的選取上,采用省級面板數(shù)據(jù)進行研究,改變長期以來單純采用國家層面的時間序列數(shù)據(jù);二是在模型的構(gòu)建上,修正凱恩斯消費函數(shù)建立面板數(shù)據(jù)模型,盡量避免不考慮我國國情直接引入西方理論模型的弊端。

二、模型設定

本文研究的社會保障支出指政府通過財政向由于各種原因而導致暫時或永久喪失勞動能力、失去工作機會或生活面臨困難的社會成員提供基本生活保障的支出,包括社會保險、社會救助、社會福利和社會優(yōu)撫四個組成部分。居民消費研究的重點是狹義消費,即個人消費,不包括生產(chǎn)性消費和政府消費。另外,考慮到房價的波動性以及房屋屬于個人資產(chǎn)范疇,在個人消費中,不包括住房消費。在理論上,社會保障支出對居民消費需求存在兩種效應,即“擠出效應”和“擠入效應”。

1.社會保障支出對居民消費需求的“擠入效應”。社會保障制度的完善可以增加人們對未來預期的樂觀性,并在一定程度上代替?zhèn)€人實觀了跨期消費規(guī)劃所要進行的儲蓄,使居民傾向于減少預防性儲蓄而增加即期消費,這就是社會保障制度的財富替代效應。同時,社會保障制度的建立提高了低收入階層的消費傾向和消費能力。一元錢對窮人的邊際效用高,而對于富人的邊際效用低。因此,實行具有收入均等化效用的社會保障制度將有助于提高低收入階層的邊際消費傾向和消費能力,從而有助于全社會消費量的提高。

2.社會保障支出對居民消費需求的“擠出效應”。社會保障制度的建立有可能使居民選擇較短的工作期和更長的退休期,因為獲得保障;隔利必須少提供勞動退休年份的增加,意味著個人不從事工作而要消費的時間就會延長,同時,積累資金的工作年份相應會減少,使居民在退休前減少消費傾向,以保證退休后有穩(wěn)定寬裕的生活來源,這是社會保障制度的退休效應。此外,如果人們有遺贈的動機,父母作為納稅人就有可能會提高儲蓄以增加給子女的遺贈,用以抵消社會保障的再分配效應對子女收入的影響,這是社會保障制度的遺贈效應。遺贈效應是居民將增加當期儲蓄,自然對當期消費產(chǎn)生負面影響。

根據(jù)凱恩斯的消費函數(shù)理論,收入始終是影響消費的首要因素,居民消費的增長一定依賴于居民收入的增長,同時考慮到中國居民受傳統(tǒng)觀念的影響,其收入的大部分主要用于消費和儲蓄,而儲蓄又受到利率的影響,為防止忽略重要的相關(guān)變量對實證結(jié)果的影響,本文使用修正后的凱恩斯消費函數(shù),即包括居民可支配收入、社會保障支出和利率在內(nèi)的3個變量來建立面板數(shù)據(jù)模型。另外,為了減少變量的波動性,對所有變量一律取對數(shù)處理。建立面板數(shù)據(jù)模型如下:

其中,i表示省份,t表示年份,Cit表示第t年i省的居民消費水平,Yit表示第t年i省的居民可支配收入,SSit表示第t年i省的社會保障支出,Rit表示第t年i省的利率水平,β1it、β2it、β3it表示系數(shù),εit表示殘差值。通過 (1)式對社會保障支出與居民消費需求之間的關(guān)系進行實證檢驗,即可獲得β2it的估計值,并據(jù)此分析社會保障支出與居民消費之間的關(guān)系。當系數(shù)β2it大于零,則表示社會保障支出增加將導致居民消費支出增加,存在“擠入效應”;反之若β2it小于零,則表示社會保障支出增加將導致居民消費支出減少,存在“擠出效應”;如果系數(shù)等于0,意味著社會保障支出與居民消費之間沒有關(guān)系,不存在任何效應。

三、實證分析

(一)數(shù)據(jù)來源及說明

本文數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國勞動統(tǒng)計年鑒》、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫以及各省 (市、自治區(qū))的統(tǒng)計年鑒,包括1987-2009年除西藏和港澳臺地區(qū)以外的共29個省 (市、自治區(qū))的統(tǒng)計數(shù)據(jù)①包括北京、天津、上海、遼寧、江蘇、浙江、山東、福建、廣東、海南、黑龍江、吉林、河北、山西、安徽、河南、湖南、湖北、江西、廣西、貴州、云南、甘肅、陜西、青海、寧夏、新疆、內(nèi)蒙古、四川。,考慮到重慶于1997年建立直轄市,因此將1997-2009年重慶市的數(shù)據(jù)并入四川省計算。本文社會保障支出采用的統(tǒng)計口徑為:1987-1998年以《中國統(tǒng)計年鑒》中“國家財政用于撫恤和社會福利的支出”和《中國勞動統(tǒng)計年鑒》中“全國保險福利費用”之和作為“社會保障支出”;1999-2006年按《中國統(tǒng)計年鑒》中“國家財政用于撫恤和社會福利的支出”、“社會保障補助支出”、“社會保險基金支出”和《中國勞動統(tǒng)計年鑒》中“全國離休、退休、退職人員保險福利費用”之和作為“社會保障支出”;2006-2009年以《中國統(tǒng)計年鑒》中“社會保險基金支出”和“財政支出中的社會保障”之和作為“社會保障支出”。這種統(tǒng)計口徑在可利用的資料范圍內(nèi),最大限度地囊括了社會保障相關(guān)項目,并盡量控制了因分類不一致所導致的重復計算。

又由于在1987-2009年間,我國經(jīng)歷過通貨緊縮和通貨膨脹時期,為了增加和保證實證檢驗結(jié)果的可信度,所有數(shù)據(jù)均經(jīng)過價格指數(shù)平減,并取自然對數(shù)。因此,社會保障支出、居民消費水平和人均可支配收入都通過以1987年為基期的居民消費價格指數(shù)進行相應調(diào)整。

(二)模型選擇

面板數(shù)據(jù)模型可以劃分為無個體影響的不變系數(shù)模型、含個體影響的變截距模型和含個體影響的變系數(shù)模型。在對面板數(shù)據(jù)模型進行估計時,如果模型形式設定不確定,估計結(jié)果將與所要模擬的經(jīng)濟現(xiàn)實偏離甚遠,因此,建立面板數(shù)據(jù)模型的第一步便是檢驗被解釋變量的參數(shù)是否對所有個體截面都是一樣的,即檢驗樣本數(shù)據(jù)究竟符合上面哪種面板數(shù)據(jù)模型,從而避免模型設定的偏差,改進參數(shù)估計的有效性。一般的檢驗方法是協(xié)方差分析。主要檢驗有兩個假設:

假設1:斜率在不同的橫截面樣本點上和時間上都相同,但截距不相同。

假設2:截距和斜率在不同的橫截面樣本點和時間上都相同。

顯然,如果接受了假設2,則沒有必要進行進一步的檢驗,樣本數(shù)據(jù)符合混合回歸模型。如果拒絕了假設2,就應該檢驗假設1,判斷斜率是否都相等。如果假設1被拒絕,則認為樣本數(shù)據(jù)符合變系數(shù)模型。反之則認為樣本數(shù)據(jù)符合變截距模型。

本文采用F統(tǒng)計量對上述兩種假設進行檢驗,其中F1對應假設1,F2對應假設2,有:

其中,S1為變系數(shù)模型估計的殘差平方和,S2為變截距模型估計的殘差平方和,S3為混合回歸模型估計的殘差平方和,N為截面數(shù)目,T為時期數(shù),K為解釋變量數(shù)目。在5%的顯著性水平下,查F分布表,得到臨界值F1(84,551)=1,F2(112,551) =1,與計算得到的F1=0.6926, F2=2.4301比較,由于F2>1且F1<1,因此得到結(jié)論:拒絕假設2,而接受假設1,樣本數(shù)據(jù)符合含個體影響的變截距模型。

確定模型的正確形式后,需要進一步選擇使用固定效應模型還是隨機效應模型。常用的檢驗方法是Hausman(1978)提出的Hausman檢驗方法。Hausman檢驗的前提是如果模型包含隨機效應,它應與解釋變量相關(guān)。主要檢驗也有兩個假設:

原假設H0:如果隨機效應與解釋變量不相關(guān),組內(nèi)估計量和GLS得出的估計均是一致的,但是組內(nèi)估計量不是有效的;

備擇假設H1:如果隨機效應與解釋變量相關(guān),GLS不再是一致的,而組內(nèi)估計量仍是一致的。

因此,可以理解為在原假設下,^βW與^βGLS之間的絕對值差距應該不大,而且應該隨樣本的增加而縮小,并漸進趨近于0。而在備擇假設下,則不成立。Hausman利用這個統(tǒng)計特點建立了Hausman統(tǒng)計量,即Wald統(tǒng)計量漸進服從自由度為K的分布:

其中K,為自由度。當W>χ2α(k)時,則拒絕原假設,應建立固定效應模型;反之,接受原假設,建立隨機效應模型。在5%的顯著性水平下,查卡方分布表,得到臨界值為7.815,與計算得到的W統(tǒng)計量10.2847比較,由于W>χ2α(3),所以拒絕原假設,應選擇建立固定效應模型。

因此,本文關(guān)于社會保障支出與居民消費需求的固定效應模型如下:

其中,α表示29個省市的居民平均自發(fā)消費水平,即由居民的基本消費需求所決定的最必需的消費部分,與居民的收入水平無關(guān);αi＊表示第i個地區(qū)的居民實際消費對平均自發(fā)消費的偏離,用來表示各省市間的居民消費結(jié)構(gòu)差異。

(三)模型估計和結(jié)果分析

由于各省市的居民消費結(jié)構(gòu)存在一定的差異,所以用廣義最小二乘法對模型 (2)進行參數(shù)估計,各變量的參數(shù)估計結(jié)果均通過P值檢驗,且R2=0.8816,結(jié)果如下所示:

另外,αi＊的估計結(jié)果見表1:

表1 各地區(qū)實際消費對平均自發(fā)消費偏離的估計結(jié)果

由以上模型的估計結(jié)果可以得出:

(1)居民實際消費水平對平均自發(fā)消費的偏離分析:我國各個地區(qū)的居民實際消費在1987-2009年之間存在顯著的差異,其中廣東地區(qū)的居民實際消費水平最高,其次為上海;居民實際消費水平最低的為新疆和河北。具體來看,我國東部地區(qū)的10個省份中除了山東、海南外,其余八省的居民實際消費水平都高于平均自發(fā)消費,說明東部地區(qū)居民的消費水平普遍較高;我國中部地區(qū)的9個省份中除了湖南、江西、安徽和湖北四省的居民實際消費水平略高于平均自發(fā)消費水平外,其余五省的居民實際消費水平都較平均自發(fā)消費水平偏低,說明中部地區(qū)的居民消費水平不均衡;而我國西部地區(qū)的10個省份中僅廣西、四川和內(nèi)蒙古三省的居民實際消費水平比平均自發(fā)消費水平稍微較高,其余七個省份的居民實際消費水平都低于居民平均自發(fā)消費,充分說明了我國西部地區(qū)居民消費需求明顯不足,西部地區(qū)的居民消費水平普遍偏低。

導致各個地區(qū)居民實際消費差異的主要原因除了考慮當?shù)氐奈幕瘋鹘y(tǒng)以及消費觀念的不同外,最重要的原因依然是我國各個地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平和社會保障制度完善水平不均衡。居民實際消費水平較高的省份大部分集中在上海、廣東、浙江、江蘇等東部沿海地區(qū),這些地區(qū)是改革開放的前沿城市,其經(jīng)濟發(fā)展水平較高,居民收入水平普遍較高,消費觀念和文化傳統(tǒng)易受到超前消費理念的影響,并且這些城市的社會保障制度要比落后地區(qū)更為完善,從而間接導致居民的實際消費水平較中部和西部地區(qū)的居民消費高。

(2)社會保障支出對居民消費水平的彈性分析:社會保障支出對居民消費水平的估計系數(shù)為0.0146,且在5%的水平下顯著,說明社會保障支出每增加1%,則居民消費需求增加0.0146個百分點。因此,社會保障支出對居民消費水平有明顯的正向影響,即對居民消費需求有顯著的“擠入效應”。這是因為在目前的社會發(fā)展階段,我國社會保障制度體系還不健全,尤其是在我國中、西部的大部分農(nóng)村地區(qū),社會保障制度體系還有待完善和推廣。社會保障的一系列問題諸如政策、標準、措施等都有待進一步的完善,因此,社會保障支出的增加可以通過間接的途徑增加居民的收入水平,有助于提高居民的邊際消費傾向和消費能力,并且令居民對未來生活有“較穩(wěn)定”的樂觀預期,改善了居民的消費環(huán)境,帶動了居民增加消費,從而擴大整個社會的消費需求。

此外,由于居民可支配收入是影響居民消費水平的重要因素,我們由模型得知居民的消費彈性為1.2025,表明居民可支配收入每增加1%,其消費水平增加1.2025個百分點,這不僅意味著居民的收入水平是影響消費的主要因素,同時也從側(cè)面說明了我國居民整體的收入水平偏低,如果居民收入水平提高,可產(chǎn)生巨大的消費潛力。同時也意味著社會保障支出的增加,能夠隱形的增加居民的收入水平,或者能夠創(chuàng)造一個“較安全穩(wěn)定”的收入環(huán)境,能夠刺激居民的消費欲望,從而增加居民消費水平。另外,由模型估計結(jié)果可知利率的變化對居民消費的估計系數(shù)為負值,且并不顯著,說明利率的提高,可以刺激居民儲蓄,反而對居民消費有一定的抑制作用。

總之,在目前我國社會保障制度不斷完善的階段,社會保障支出的增加可以使人們對未來有較樂觀地預期,從而增加居民消費,擴大整個社會的消費需求。

四、結(jié)論和建議

本文利用1987-2009的省級面板數(shù)據(jù),對社會保障支出與居民消費需求之間的關(guān)系作了實證研究,發(fā)現(xiàn)以下結(jié)論:(1)我國各個地區(qū)的居民實際消費在1987-2009年之間存在顯著的差異,除了地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展水平存在差異外,各個省市的社會保障制度完善程度不同,也間接導致各省市的居民實際消費存在差異。(2)社會保障支出的增加對居民消費需求存在顯著的“擠入效應”,有助于提高居民的邊際消費傾向和消費能力,擴大居民消費需求。(3)我國居民整體的收入水平偏低,社會保障支出的增加可以間接地提高居民收入水平,增加居民消費。因此,需要完善社會保障制度,尤其需要完善中、西部地區(qū)的社會保障制度。

總之,社會保障制度的建立和完善,需要政府和社會各界的支持。針對以上研究結(jié)論,本文結(jié)合前人的研究成果,提出以下幾點建議:(1)對各個地區(qū)的社會保障制度從政策、標準、措施等方面進行統(tǒng)一管理,消除社會保障金在區(qū)際之間、省際之間的轉(zhuǎn)移障礙。(2)加大社會保障支出力度,擴大社會保障范圍,加快推進社會保障支出各分項目的全國統(tǒng)籌,也就是提高社會保障水平。(3)加大對低收入群體的幫扶救助力度,提高城鄉(xiāng)低保標準,提高企業(yè)退休人員基本養(yǎng)老基金和部分優(yōu)撫對象的待遇水平,推進城鄉(xiāng)一體化,促進農(nóng)村醫(yī)療體系的全面覆蓋以及養(yǎng)老保險制度的建立等。只有社會保障制度完善了,我們才能實現(xiàn)擴大內(nèi)需、持續(xù)帶動經(jīng)濟均衡增長的目標。

[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.

[4]Akira Y..Lifetime,Fertility and Social Security[J].Journal of Population Economics,2001,Vol.14,pp.635-640.

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

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[7]劉新,劉偉,胡寶娣.社會保障支出、不確定性與居民消費效應 [J].江西財經(jīng)大學學報,2010,(4):49-55.

[8]羅楚亮.經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌、不確定性與城鎮(zhèn)居民消費行為 [J].經(jīng)濟研究,2004,(4):100-106.