王紅鈺??

[摘要]近年來隨著我國城鎮(zhèn)化進程的不斷推進，使得城鄉(xiāng)居民面臨更加嚴峻的就業(yè)問題，而財政社會保障支出作為我國政府財政支出的重要組成部分，對于緩解勞動力市場就業(yè)壓力具有一定的積極作用。文章對我國社會保障系統(tǒng)現(xiàn)狀以及我國就業(yè)市場現(xiàn)狀進行分析，并采用1995—2015年的社會保障支出以及就業(yè)人數(shù)的時間序列數(shù)據(jù)，運用計量工具，通過單位根檢驗、Johansen協(xié)整檢驗、誤差修正模型對我國社會保障支出的就業(yè)效應進行了相應的實證分析，結果得出，我國社會保障支出的增加對就業(yè)具有一定的負向影響，但影響有限，且存在一定的時滯性效應，最后得出相關結論并對現(xiàn)階段我國社會保障事業(yè)以及就業(yè)市場的建設給予一定的建議。

[關鍵詞]社會保障支出；就業(yè)；時滯性

[DOI]1013939/jcnkizgsc201721153

就業(yè)乃民生之本，近年來，隨著我國城鎮(zhèn)化進程的不斷推進，農(nóng)村勞動力源源不斷地涌入城鎮(zhèn)地區(qū)，這一部分勞動力在一定程度上補充了我國城鎮(zhèn)經(jīng)濟建設所需勞動力的缺口，但同時由于戶籍、住房、收入等多重因素的限制，這一部分勞動力的遷移也給城市帶來了新的人口、環(huán)境以及社會保障方面的問題，對城市勞動力產(chǎn)生了巨大的就業(yè)壓力。與此同時，隨著近年來我國高校的不斷擴張，我國新生代的青年勞動力也在逐年增加，經(jīng)預測2017年將有790萬名高校畢業(yè)生進入勞動力市場，就業(yè)問題毫無疑問將成為政府亟須解決的民生問題。

1995年以來，我國城鎮(zhèn)登記失業(yè)人數(shù)逐年增加，2015年底達到966萬人，城鎮(zhèn)登記失業(yè)率也逐漸增長，最終基本保持在41%左右，由此可見，自20世紀90年代隨著我國市場經(jīng)濟的發(fā)展以及近年來城鎮(zhèn)化進程的不斷推進，我國就業(yè)市場面臨著重大壓力，這就要求我國政府亟須采取重要舉措完善就業(yè)市場，提高市場吸納勞動力的能力。

財政社會保障支出作為政府財政支出的重要組成部分，而健全的社會保障體系在一定程度上可以改善民生，提高人民生活水平，維護社會穩(wěn)定，推動經(jīng)濟發(fā)展從而進一步促進就業(yè)。世界平均的財政社會保障支出占比可以達到30%，我國這一比例僅有10%左右，遠遠低于世界平均水平，因此財政社會保障支出的增加對推動經(jīng)濟快速發(fā)展進而促進就業(yè)具有重大潛力。1995年以來，我國財政社會保障和就業(yè)支出占財政支出比例以及就業(yè)人員比例均呈現(xiàn)上升趨勢，其中就業(yè)人員比例近年來基本保持在56%左右，而社保與就業(yè)支出則從最初的1%上升為10%左右。

一般情況下，財政社會保障支出對企業(yè)勞動力需求具有雙重作用。一方面，財政社會保障支出由個人、企業(yè)和政府三方面共同負擔，一些企業(yè)會由于承擔一定的員工的保險費用而使其人力資本成本增加而企業(yè)利潤減少，進而降低企業(yè)員工的工資或者縮減員工崗位，使得企業(yè)勞動力需求減少。另一方面，由于中國法律規(guī)定的企業(yè)對員工承擔的保險費用較低，而且國家和從業(yè)者同時承擔一部分支出，這使得很多大型企業(yè)和國外投資企業(yè)對中國廉價勞動力產(chǎn)生較大興趣因而會增加企業(yè)對勞動力的需求，而社會保障支出的就業(yè)效應取決于這兩方面的作用。

對于財政社會保障支出和就業(yè)二者之間關系的研究，國內外眾多學者進行了相關研究。Knabe（2009）認為工資預期過高會導致非自愿失業(yè)，財政增加邊際工資補貼能有效地增加就業(yè)。Monacelli（2010）則認為美國財政就業(yè)支出打破了勞動力市場內在調節(jié)機制，就業(yè)結構以及就業(yè)機會發(fā)生變化，對就業(yè)的總體影響并不確定。國內的學者大多停留在理論方面的研究。劉汗清（2013）通過對1998—2011年社會保障支出等相關因素對勞動力就業(yè)影響進行了分析，得出社會保障支出的增加可以促進勞動力的就業(yè)，且其促進作用由東部向西部遞減。王毅豐（2014）選取31個省、市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，研究社會保障支出對就業(yè)的影響效應，得出社會保障支出總體上對就業(yè)產(chǎn)生了促進作用，但社會保障對東北地區(qū)就業(yè)效應明顯，對中部地區(qū)效應較小，對西部地區(qū)并沒有發(fā)揮促進效應的結論。田宋，王飛躍（2015）選取貴州省歷年就業(yè)人數(shù)和社會保障支出的數(shù)據(jù)，得出結果，在社會保障結構中，就業(yè)與財政社會保障支出、社會保險基金支出、個人社會保障支出存在協(xié)整關系，財政社會保障支出和個人社會保障支出抑制了就業(yè)，社會保險基金支出促進了就業(yè)。張長浩（2014）通過“面板數(shù)據(jù)”計量經(jīng)濟模型，同時結合“工具變量”法對社會保障和就業(yè)支出的就業(yè)效應進行了實證性分析，得出，隨著社會保障和就業(yè)支出的增加，就業(yè)率會上升，但同時失業(yè)率也會上升。

本文采取定性與定量相結合的方法，驗證財政社會保障支出和就業(yè)之間的關系。本文以1995—2015年的全國就業(yè)人數(shù)和財政社會保障支出作為研究對象，選取這21年的時間序列數(shù)據(jù)，通過建立計量模型來檢驗財政社會保障支出對我國就業(yè)人數(shù)的影響程度。

1數(shù)據(jù)說明與模型建立

11指標設定與數(shù)據(jù)說明

本文主要研究我國財政社會保障和就業(yè)支出對我國就業(yè)人員的影響，因此被解釋變量選擇我國歷年年末就業(yè)人數(shù)（labor），單位萬人，反映實際生產(chǎn)過程中勞動力資源的數(shù)量。

近年來，隨著我國社會保障體系的不斷完善，各類社會保險基金的收支不斷增加，同時財政社會保障支出作為我國社會保障體系的重要組成部分，近年來所占財政支出的比重也在不斷增加，因此本文解釋變量設定為我國財政社會保障和就業(yè)支出（ss），單位億元。但由于在實際生產(chǎn)生活中市場勞動力參與就業(yè)的影響因素眾多，為了保證檢驗結果的準確性，需要選取相關的控制變量進行實證分析。主要包括：

（1）消費（cs），單位元，個人或家庭的消費水平直接影響人們的生活水平，進而影響人們對于就業(yè)的選擇，選取居民消費水平來作為影響就業(yè)的控制變量，主要包括消費需求和投資需求，都是影響就業(yè)的關鍵因素。

（2）人均國內生產(chǎn)總值（pergdp），單位為元。人均國內生產(chǎn)總值能夠在一定程度上反映一國或地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展的平均水平。根據(jù)“瓦格納定律”，經(jīng)濟發(fā)展水平越高，人們對社會保障和就業(yè)等公共產(chǎn)品和服務的需求就越高。同時，隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的不斷提高，社會就會有充足的人力和物力來提供更多就業(yè)崗位，從而吸收大量的勞動力就業(yè)。

（3）城鎮(zhèn)化率（urban），本文選取我國城鎮(zhèn)總人口與全國總人口的比率作為城鎮(zhèn)化率，反映我國城鎮(zhèn)化水平，近年來，隨著我國現(xiàn)代化經(jīng)濟建設的不斷推進，對農(nóng)村廉價勞動力需求不斷增加，近年來有大量的農(nóng)村人口不斷涌進城市，一方面，隨著城鎮(zhèn)人口的不斷增加，使得城市勞動力數(shù)量飽和，因此就業(yè)率會因此下降；另外，一些勞動密集型產(chǎn)業(yè)依舊對廉價勞動力存在巨大需求，所提供的就業(yè)崗位也會增加。

以上數(shù)據(jù)均來自中國統(tǒng)計年鑒。

本文研究我國財政社會保障和就業(yè)支出對就業(yè)的影響效應，選取1995—2015年共21年的相關數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析，為了排除通貨膨脹對相關變量的影響，首先對財政社會保障支出（ss）、人均國內生產(chǎn)總值（pergdp）和居民消費水平（cs）等三個變量以1995年的CPI指數(shù)進行折算處理，表1為經(jīng)處理后的各變量的描述性分析：

12模型建立

由于各變量之間數(shù)據(jù)單位不相同，對各變量進行對數(shù)轉換，一方面消除量綱，另一方面可以消除異方差和多重共線性的問題，因此本文所建模型的被解釋變量為全國歷年年末就業(yè)人數(shù)（lnlabor），解釋變量為財政社會保障支出（lnss），居民消費水平（lncs），人均GDP（lnpergdp），城鎮(zhèn)化率（lnurban），并建立模型（1）：

lnlabort=β0+β1lnsst+β2lncst+β3lnpergdpt+β4lnurbant+εt

在模型（1）中，β0為常數(shù)項，β1，β2，β3，β4為各變量的系數(shù)，ε為殘差項，t表示時間值，即為各變量的考察年份。

2我國財政社會保障支出就業(yè)效應的實證分析

21ADF單位根檢驗

為了研究變量之間的關系，首先要檢驗各變量的平穩(wěn)性，以消除在時間序列中可能出現(xiàn)的異方差現(xiàn)象，模型（1）對五個變量進行對數(shù)轉換，轉換后對變量間協(xié)整關系不會存在影響，下面對式（1）式中各變量進行ADF單位根檢驗，其中變量滯后期的選擇根據(jù)SIC最優(yōu)值選擇，檢驗結果如下（C表示常數(shù)項，T表示時間趨勢，L表示滯后階數(shù)）：

中數(shù)據(jù)可以看出，五個變量均是經(jīng)過二階差分在5%的顯著水平下均達到平穩(wěn)，由此看出五個變量為同階單整，因此五個變量的線性組合有存在協(xié)整關系的可能，下文將對各變量進行長期穩(wěn)定的協(xié)整關系進行驗證。

22Johansen協(xié)整檢驗

下面對lnlabor，lnss，lncs，lnpergdp，lnurban五個變量進行Johansen協(xié)整檢驗，檢驗結果如下：

中數(shù)據(jù)可以看出，五個變量在長期里存在一定的協(xié)整關系，得出一個協(xié)整方程（2）：

lnlabor=1187-00123lnss+00101lncs-00927lnurban-00086lnPergdp+et

從模型（2）可以看出，居民消費支出對就業(yè)有正向影響，彈性為00101，而財政社會保障和就業(yè)支出、城鎮(zhèn)化率和人均國內生產(chǎn)總值對就業(yè)有負向影響，彈性分別為-00123，-09271，-00086，從模型可以看出，在控制變量保持不變的情況下，長期內財政社會保障支出每增加1%，就業(yè)人數(shù)就會減少00123%個，影響并不顯著。

23誤差修正模型分析

Granger定理表明，如果非平穩(wěn)的變量之間存在一定的協(xié)整關系，則可以建立一定的誤差修正模型，以更好地解釋各變量間的關系。為了檢驗各變量間短期變動關系，對模型（2）進行誤差修正分析，并建立相應的誤差修正模型（3）：

D（lnlabor）=-03958ECM+05451D（lnlabor（-1））-00132D（lncs（-1））-00032D（lnss（-1））+00573D （lnurban（-1））+0009D（lnpergdp（-1））+00016+εt

在模型（3）中，R2=09592，擬合度較高，且F值為470566，在5%的水平下顯著，且該模型的AIC=-1117687，SC=-108289都比較小，因此該模型比較合理。在式（3）中，ECM表示誤差修正項，其系數(shù)為-03958，表明各變量間具有自動進行短期變動和長期修正的機制，但調整的速度比較慢，我國就業(yè)人員的變動趨勢較為平穩(wěn)，同時，財政社會保障和就業(yè)支出的系數(shù)為-00032，具有負向滯后作用，其作用較長期較弱。

因此，我國財政社會保障支出在長期和短期對我國就業(yè)均具有負向作用，但同時也存在一定的滯后效應。

3結論與啟示

通過對社會保障支出就業(yè)效應的實證性檢驗得出，我國財政社會保障和就業(yè)支出對我國就業(yè)人數(shù)有著一定的負向影響，但影響有限，且存在一定的時滯性效應。

我國財政社會保障支出之所以未能發(fā)揮出大規(guī)模的積極效應，還受很多因素的影響。我國國土面積大，地區(qū)之間的經(jīng)濟發(fā)展水平差距較大，東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平高，而西部地區(qū)各方面發(fā)展都比較落后，許多企業(yè)為了降低企業(yè)勞動力成本，對勞動力提供的就業(yè)崗位也有限，另一方面，地區(qū)間的發(fā)展不平衡使得社會保障體系發(fā)展不協(xié)調，西部的落后使得社保覆蓋面較小，這就要求政府加大對中西部地區(qū)的資金的扶持，增加轉移支付，提高中西部經(jīng)濟發(fā)展水平，充分發(fā)揮中西部地區(qū)勞動力資源豐富這一優(yōu)勢，加大人力資本投資，促進就業(yè)，使更多的群體納入社會保障體系，同時給予中西部企業(yè)更多的政策扶持，使其容納勞動力的能力增加，從而緩解就業(yè)壓力。除此之外，國家應該合理調整社會保障支出的結構，在社會保險，社會福利和社會救助三種支出中尋求平衡?？傊畱搱猿重瀼刂醒腙P于建立全覆蓋、多層次、?；究沙掷m(xù)的社會保障體系的方針，并完善就業(yè)市場，使社會保障在緩解就業(yè)壓力，提高就業(yè)質量方面發(fā)揮真正積極的作用。

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