郝 英

(上海工程技術(shù)大學(xué) 管理學(xué)院,上海 201620)

0 引言

養(yǎng)老保險作為我國社會保障重要的組成部分，是我國居民退休后主要的生活來源，也是經(jīng)濟發(fā)展和社會發(fā)展的必然要求。與西方國家相比，由于養(yǎng)老保險在我國的發(fā)展時間較短，我國人口眾多、經(jīng)濟發(fā)展相對滯后，這給我國養(yǎng)老保險體系建設(shè)帶來了更大的壓力。我國是一個經(jīng)濟發(fā)展相對不平衡的國家，不同地區(qū)之間的經(jīng)濟發(fā)展差距較大，特別是我國人口老齡化的趨勢越來越明顯，經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)面臨著巨大的養(yǎng)老壓力，尤其是內(nèi)蒙古作為一個地處北方的內(nèi)陸省份，直到2011年地區(qū)生產(chǎn)總值才突破萬億元，2017年內(nèi)蒙古地區(qū)生產(chǎn)總值增長4%，明顯低于國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長6.9%，而且與東部沿海地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展也有著巨大的差距。而內(nèi)蒙古同樣也面臨著人口老齡化的問題，依據(jù)國際慣例，內(nèi)蒙古在2007年便已進入了老齡化社會，到2017年內(nèi)蒙古人口老齡化率為9.9%，即將突破10%，這給經(jīng)濟并不發(fā)達的內(nèi)蒙古帶來了巨大的考驗，如何處理好養(yǎng)老保險體系建設(shè)與經(jīng)濟增長的關(guān)系已然成為了全社會的焦點。本文通過構(gòu)建VAR模型分析養(yǎng)老保險和經(jīng)濟增長相互之間的關(guān)系，為養(yǎng)老保險體系的建設(shè)提出相關(guān)的可行性意見，為實現(xiàn)中國夢添磚加瓦。

1 文獻綜述

在國外有關(guān)養(yǎng)老保險和經(jīng)濟增長的研究中，在研究二者的相互關(guān)系時，往往與社會福利放在一起進行研究。Broer P[1]通過對“人口老齡化對荷蘭經(jīng)濟增長和福利分配的影響”的研究，表明了在當(dāng)前的社會保障體系中，老齡化會給子孫后代帶來相當(dāng)大的福利損失。通過對按需支付社會保障制度改革措施的效果的分析，表明削減現(xiàn)收現(xiàn)付養(yǎng)老金是效率提高,但傷害了當(dāng)前低收入群體。Hachon C[2]解釋了為什么養(yǎng)老金制度的結(jié)構(gòu)會影響一個經(jīng)濟體的增長率，運用資本積累模型對相關(guān)內(nèi)容進行分析，發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老金制度越是貝弗里奇式的，其經(jīng)濟增長率就越高。Maebayashi N[3]通過對“政府在公共資本積累投資和公共養(yǎng)老金提供之間稅收分配”的研究表明，增加公共養(yǎng)老金支出的比例總是會降低經(jīng)濟增長。然而，通過數(shù)值計算表明，公共養(yǎng)老金的提供改善了社會福利，除非政府的時間貼現(xiàn)率足夠高，否則公共養(yǎng)老金的提供存在一個最優(yōu)的支出份額。此外，研究還表明，在面對人口老齡化的經(jīng)濟發(fā)展中，從社會福利的角度來看，應(yīng)該增加老年人的社會保障投資而不是增加公共投資。

在國內(nèi)關(guān)于養(yǎng)老保險和經(jīng)濟增長的研究中，部分學(xué)者通過研究我國養(yǎng)老保險現(xiàn)收現(xiàn)付制度與經(jīng)濟增長的研究，分析養(yǎng)老保險與經(jīng)濟增長的關(guān)系。樊海潮[4]在個體生命分為三期的世代交疊模型下，分析了現(xiàn)收現(xiàn)付制公共養(yǎng)老保險對經(jīng)濟增長的影響，結(jié)果表明雖然現(xiàn)收現(xiàn)付制公共養(yǎng)老保險有可能增加社會福利,但是妨礙經(jīng)濟增長。而黃瑩，林金忠[5]通過對現(xiàn)收現(xiàn)付的養(yǎng)老保險制度與經(jīng)濟增長關(guān)系進行實證研究，則認(rèn)為現(xiàn)收現(xiàn)付制能有效促進經(jīng)濟長期穩(wěn)定增長。還有部分學(xué)者則是通過研究養(yǎng)老保險基金和經(jīng)濟增長，來分析養(yǎng)老保險與經(jīng)濟增長的關(guān)系。黎振強，楊新榮[6]構(gòu)建了一個將養(yǎng)老金資產(chǎn)作為轉(zhuǎn)移因子的柯布——道格拉斯總量生產(chǎn)函數(shù)，探討?zhàn)B老基金資產(chǎn)對資本形成和經(jīng)濟增長的影響，結(jié)果顯示：長期內(nèi)我國現(xiàn)有的“部分基金制”的養(yǎng)老保險籌資模式促進了經(jīng)濟增長和資本形成，但是從短期看，部分基金制對二者沒有顯著的積極影響。于建華，薛興利，李強[7]通過構(gòu)建VAR模型，運用脈沖響應(yīng)和方差分解的分析方法對養(yǎng)老保險基金和經(jīng)濟增長兩者之間的影響關(guān)系和影響程度做深入研究，結(jié)果表明：養(yǎng)老保險基金的收支水平與GDP之間相互影響，但影響程度不同——GDP對養(yǎng)老保險基金的收、支水平影響程度基本相當(dāng)，但對于收入影響更迅速、持續(xù)時間更長；養(yǎng)老保險基金收入水平對GDP影響程度及影響持續(xù)時間比養(yǎng)老保險基金支出的影響更高更持久。王維國，李秀軍，李宏[18]以人均GDP、人均基本養(yǎng)老保險支出、老年人口比重三個變量構(gòu)建VAR模型,實證分析結(jié)果表明：基本養(yǎng)老保險支出的增長并未體現(xiàn)出對經(jīng)濟發(fā)展水平的促進作用，而經(jīng)濟發(fā)展水平提高對基本養(yǎng)老保險支出增長的積極效應(yīng)則相對比較顯著。

由此可見，國內(nèi)外學(xué)者由于研究的角度不同，對于養(yǎng)老保險和經(jīng)濟增長的關(guān)系各有不同。內(nèi)蒙古作為我國連接中蒙俄三國的重要經(jīng)濟口岸，又是我國少數(shù)民族自治區(qū)，研究其養(yǎng)老保險和經(jīng)濟增長具有一定的代表意義。因此，本文選取內(nèi)蒙古2002～2016年時間序列數(shù)據(jù)作為研究養(yǎng)老保險和經(jīng)濟增長二者之間關(guān)系的數(shù)據(jù)，利用Eviews軟件構(gòu)建VAR模型進行相關(guān)的實證分析。

2 模型的構(gòu)建與實證結(jié)果分析

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文主要的研究內(nèi)容是養(yǎng)老保險與經(jīng)濟增長二者的相互關(guān)系，因此選取養(yǎng)老保險參保人數(shù)、收入和支出，以及每年養(yǎng)老保險的結(jié)余四個參數(shù)作為變量，探究其與經(jīng)濟增長之間的數(shù)量關(guān)系，分別用字母P、I、E、B和G表示參保人數(shù)、養(yǎng)老保險收入、支出、結(jié)余和經(jīng)濟增長。以2002～2016年15年的數(shù)據(jù)作為研究對象，所用數(shù)據(jù)均來自《內(nèi)蒙古統(tǒng)計年鑒》(2003～2017)和中國統(tǒng)計局官網(wǎng)(http://data.stats.gov.cn/)。

說明：原則上養(yǎng)老保險參保人數(shù)和養(yǎng)老保險的收入是成正比，做分析時二者選其一即可，但是養(yǎng)老保險參保人數(shù)(P)從2009年國務(wù)院發(fā)布《關(guān)于開展新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險試點的指導(dǎo)意見》發(fā)布后，農(nóng)村養(yǎng)老保險參保人數(shù)大量增加導(dǎo)致了養(yǎng)老保險參保人數(shù)出現(xiàn)了大幅度的上漲，本文數(shù)據(jù)中參保人數(shù)是指農(nóng)村養(yǎng)老保險參保人數(shù)和城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險參保人數(shù)的總和；而養(yǎng)老保險收入除了基本的繳費收入還包括養(yǎng)老保險基金的收入，因此，本文將養(yǎng)老保險參保人數(shù)和養(yǎng)老保險收入分別與經(jīng)濟增長進行研究。

2.2 數(shù)據(jù)處理

為了方便計算和消除可能存在的異方差性，首先對原始數(shù)據(jù)進行對數(shù)處理，形成新的序列，分別用lnP、lnI、lnE、lnB和lnG表示。然后再對新的數(shù)據(jù)進行單位根(ADF)檢驗，檢驗結(jié)果如表1所示。

表1 序列ADF檢驗

由表1可知，序列l(wèi)nP、lnI、lnE和lnG是平穩(wěn)序列，lnB是非平穩(wěn)序列，因此本文對lnP、lnI、lnE與lnG之間的關(guān)系進行實證研究，即對參保人數(shù)、養(yǎng)老保險收入和支出與經(jīng)濟增長之間的相互關(guān)系進行實證研究。

2.3 模型(VAR)的構(gòu)建

2.3.1 協(xié)整檢驗

有前期的研究可知，本文的實證研究對象是參保人數(shù)、養(yǎng)老保險收入和支出與經(jīng)濟增長的相互關(guān)系，因此需要構(gòu)建經(jīng)濟增長(lnG)和養(yǎng)老保險參保人數(shù)(lnP)、經(jīng)濟增長(lnG)和養(yǎng)老保險收入(lnI)以及經(jīng)濟增長(lnG)和養(yǎng)老保險支出(lnE)三個VAR模型，分別為模型一、模型二和模型三，首先對模型進行協(xié)整關(guān)系的檢驗，檢驗結(jié)果如表2所示。

表2 協(xié)整檢驗

2.3.2 理論模型的構(gòu)建

由表2可知，模型lnG與lnP、lnG與lnI和lnG與lnE的殘差的ADF統(tǒng)計量分別為-3.090845、-4.797410和-3.072569，對應(yīng)檢驗概率P值分別是0.0571、0.0115和0.0057，在10%、5%和1%的臨界值的條件下通過檢驗，證明其殘差序列不存在單位根，即模型的變量存在長期的協(xié)整關(guān)系，可構(gòu)建相關(guān)的VAR模型。

模型一：lnG與lnP的VAR模型

lnGt=A+α1lnGt-1+α2lnGt-2+…+αklnGt-k+β1lnPt-1+

β2lnPt-2+…+βrlnPt-r+εt,t=1,2,…,n

lnPt=B+γ1lnGt-1+γ2lnGt-2)+…klnGt-k+θ1lnPt-1+

θ2lnPt-2+…rlnPt-r+μt,=1,2…,n

模型二：lnG與lnI的VAR模型

lnGt=A+α1lnGt-1+α2lnGt-2+…+αklnGt-k+

β1lnIt-1+β2lnIt-2+…+βrlnIt-r+εt,t=1,2,…,n

lnIt=B+γ1lnGt-1+γ2lnGt-2)+…+γklnGt-k+θ1lnIt-1+

θ2lnIt-2+…+θrlnIt-r+μt,t=1,2,…,n

模型三：lnG與lnE的VAR模型

lnGt=A+α1lnGt-1+α2lnGt-2+…+αklnGt-k+

β1lnIt-1+β2lnIt-2+…+βrlnIt-r+εt,t=1,2,…,n

lnEt=B+γ1lnGt-1+γ2lnGt-2+…+γklnGt-k+θ1lnEt-1+

θ2lnEt-2+…+θrlnEt-r+μt,t=1,2,…,n

其中p、r分別是變量的滯后階數(shù)，A、B、α1…αk、β1…βr、γ1…γk、θ1…θr分別是各個模型中的待估參數(shù)，εt、μt分別是各個模型中的隨機擾動項。

2.3.3VAR模型實證結(jié)果

利用Eviews7.2和取對數(shù)形成新序列對以上模型進行參數(shù)估計選擇滯后一期到滯后三期分別估計，并且利用AIC和SC準(zhǔn)則進行穩(wěn)定性檢驗，VAR模型的估計結(jié)果如下所示。

模型一：lnG與lnP的VAR模型

模型二：lnG與lnI的VAR模型

模型三：lnG與lnE的VAR模型

2.3.4 模型穩(wěn)定性檢驗

由圖1可知，所估計的VAR模型共有6個根，其中2個是實數(shù)根4個復(fù)數(shù)根，這些根的倒數(shù)模都小于1，即沒有根位于單位圓外，因此，所估計的模型一滿足VAR模型的穩(wěn)定性條件。由圖2可知，所估計的VAR模型有6個根，且都是復(fù)數(shù)根，這些根的倒數(shù)的模都小于1，即沒有根位于單位圓外，因此，所估計的模型二滿足穩(wěn)定VAR模型的穩(wěn)定性條件。由圖3可知，所估計的VAR模型同樣具有6個根，且都是復(fù)數(shù)根，這些根的倒數(shù)的模同樣都小于1，即沒有根位于單位圓外，因此，所估計的模型三滿足VAR模型的穩(wěn)定性條件。綜上所述，模型一、二、三都滿足VAR模型的穩(wěn)定性條件，可做進一步的分析。

圖1 模型一

圖2 模型二

圖3 模型三

2.4 實證結(jié)果分析

由模型一(lnG與lnP的VAR模型)可知，lnG對lnP的影響在滯后一期和三期時均為負(fù)值且其值較小，但是當(dāng)滯后兩期時，lnG對lnP的影響為正，且參數(shù)較大為0.99，即經(jīng)濟增長1個百分點，在第二年會引起養(yǎng)老保險參保人數(shù)增加0.99個百分點。lnP對lnG的影響則相對緩慢且影響較小，直到滯后三期影響參數(shù)才為正，其值為0.011，即當(dāng)參保人數(shù)增加1個百分點時，經(jīng)濟增長并不會立馬做出反應(yīng)，直到第三年才有微小的增長。

由模型二(lnG與lnI的VAR模型)可知，lnG滯后一期對lnI的影響值為正，但其影響參數(shù)的值較小為0.014，雖然滯后二期的影響參數(shù)為負(fù)但其值相對較小，而且當(dāng)滯后三期時，影響參數(shù)的值為正，其影響值較大為1.222，雖然經(jīng)濟增長對養(yǎng)老保險收入的影響并不穩(wěn)定，但是整體趨勢是逐步增加。lnI對lnG的影響相對與lnG對lnI的影響來說，lnI對lnG的影響更穩(wěn)定，只有滯后一期的影響值為正且影響值為0.05，滯后二期和三期均為負(fù)值，即養(yǎng)老保險金的收入每增加一個百分點可以引起0.05個百分點的經(jīng)濟增長。

由模型三(lnG與lnE的VAR模型)可知，lnG對lnE的影響滯后一期和二期是影響值均為負(fù)，其負(fù)值逐漸變大，直到滯后三期其影響值變?yōu)?.453，即經(jīng)濟每增長1個百分點，在第三年的時候會帶來0.453個百分點的養(yǎng)老金支出的增長。lnI對lnG的影響在滯后一期和三期時均為負(fù)值，只有滯后二期的影響值為正且值為0.665，即養(yǎng)老金每增加1個百分點會在第二年引起0.665個百分點的經(jīng)濟增長，總體上養(yǎng)老金支出對經(jīng)濟增長的影響不是特別穩(wěn)定。

3 VAR模型的進一步分析

為了更好的了解VAR模型的動態(tài)特征，分析模型中每個內(nèi)生變量對它自己以及其他內(nèi)生變量的擾動所做出的反應(yīng)，需要利用脈沖響應(yīng)和方差分解來對VAR模型做進一步的分析，通過脈沖響應(yīng)和方差分解分析，能夠更加微觀的分析變量之間的相互關(guān)系以及影響程度。由圖1、圖2和圖3可知，三個模型的根模都小于1，即沒有根位于單位圓外，三個模型都滿足VAR模型的穩(wěn)定性條件，因此可以對模型做進一步的分析。

3.1 脈沖響應(yīng)

脈沖響應(yīng)函數(shù)用于衡量來自某個內(nèi)生變量的隨機擾動項的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對VAR模型中所有內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來取值的影響，即通過脈沖響應(yīng)可以分析經(jīng)濟增長與養(yǎng)老保險雙方的隨機擾動項的沖擊對各因素當(dāng)前值和未來值的影響。脈沖響應(yīng)的結(jié)果如圖4到圖9所示。

由圖4可知，lnG對lnP的擾動在第一期時并沒有做出響應(yīng)，之后lnG對lnP擾動的響應(yīng)開始緩慢下降且到第四期達到最低點，從第五期開始，lnG對lnP擾動的響應(yīng)開始逐漸的增加且為負(fù)向，從第十期開始，經(jīng)濟增長對參保人數(shù)擾動的響應(yīng)趨于穩(wěn)定，其響應(yīng)值同時也趨于0。由圖5可知，lnP對lnG擾動的響應(yīng)在第一期時同樣也是0，并沒有立即做出響應(yīng)，從第二期開始，lnP對lnG擾動開始緩慢增加，到第五期是達到最大值0.04，之后，lnP對lnG擾動的響應(yīng)有所下降，與lnG對lnP擾動一樣，參保人數(shù)對經(jīng)濟增長的響應(yīng)在第十期時穩(wěn)定的趨于0。

圖4 lnG對lnP的脈沖

圖5 lnP對lnG的脈沖

由圖6可知，lnG對lnI擾動在第一期和第二期時均為0，沒有做出任何響應(yīng)，之后lnG對lnI擾動的響應(yīng)緩慢下降，且到第九期時達到最低點，從第十期開始響應(yīng)逐漸上升，同時，經(jīng)濟增長的擾動沖擊對養(yǎng)老保險收入的影響持續(xù)時間較長，直到第59期才穩(wěn)定的趨于0。由圖7可知，lnI對lnG擾動立即做出了響應(yīng)，且相應(yīng)的趨勢是緩慢下降，但這種下降趨勢是短暫的，從第三期開始lnI對lnG擾動逐漸上升，且到第九期達到最大值0.06，之后又開始緩慢下降，與lnG對lnI擾動一樣，養(yǎng)老保險收入對經(jīng)濟增長的影響持續(xù)時間也比較長，同樣是在第59期穩(wěn)定的趨于0。

圖6 lnG對lnI的脈沖

圖7 lnI對lnG的脈沖

由圖8可知，lnG對lnE擾動并沒有立即做出響應(yīng)，之后開始緩慢下降直到第六期達到最低值且為負(fù)向，從第六期之后，lnG對lnE的響應(yīng)開始逐漸上升，直到第17期其響應(yīng)值才為正(0.002)，經(jīng)濟增長的擾動沖擊對于養(yǎng)老金支出的影響持續(xù)時間也比較長，直到第30期左右才穩(wěn)定的趨于0。由圖9可知，lnE對lnG擾動的響應(yīng)并不像lnG對lnE那樣緩慢，當(dāng)lnG變動時lnE立即做出了相應(yīng)的響應(yīng)，同lnI對lnE一樣，開始是響應(yīng)程下降的趨勢，從第三期開始響應(yīng)逐漸增大，且在第八期時達到最大值0.047，從第九期后又開始緩慢下降，并且養(yǎng)老金支出的擾動沖擊對經(jīng)濟增長的影響時間也比較長，從第32期后才逐步穩(wěn)定的趨于0。

圖8 lnG對lnE的脈沖

圖9 lnE對lnG的脈沖

3.2 方差分解

方差分解是研究VAR模型動態(tài)特征的另外一種研究方法，通過方差分解可以分析每個新息沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻度，即通過方差分解可以分析經(jīng)濟增長與養(yǎng)老保險對雙方因素變化的貢獻度，從而了解各新息對模型內(nèi)生變量的相對重要程度。初步設(shè)置方差的預(yù)測期數(shù)為15期，方差分解的結(jié)果如表3到表5所示。

由表3可知，lnG和lnP的一期預(yù)測的標(biāo)準(zhǔn)差分別是0.04811和0.11692，隨著預(yù)測期數(shù)的增加其標(biāo)準(zhǔn)差隨之增加，這是由于從第二期預(yù)測開始包含了lnP和lnG在第一期預(yù)測的不確定性影響。由lnG和lnP的方差分解可知，方差分解結(jié)果在第13期趨于穩(wěn)定，lnG對自身方差預(yù)測的影響約為53%，對lnP方差預(yù)測的影響約為47%；lnP對自身方差預(yù)測的影響約為15%，對lnG方差預(yù)測的影響約為85%。由此可見，經(jīng)濟增長和養(yǎng)老保險參保人數(shù)雙方互有影響，但是參保人數(shù)對經(jīng)濟增長的影響程度更大一些。

表3 lnG和lnP的方差分解

由表4可知，lnG和lnI的方差分解由于在15期時依然沒有趨于穩(wěn)定，所以對lnG和lnI進行30期的方差分解分析。由lnG和lnI的方差分解結(jié)果可知，方差分解在第27期時逐漸趨于穩(wěn)定，lnG對自身方差預(yù)測的影響約為68%，對lnI方差預(yù)測的影響約為32%；lnI對自身方差預(yù)測的影響約為63%，對lnG方差預(yù)測的影響約為34%,。由此可見，經(jīng)濟增長和養(yǎng)老保險收入雙方互有影響，但是養(yǎng)老保險收入對經(jīng)濟增長的影響程度略高于經(jīng)濟增長對養(yǎng)老保險的影響程度。

表4 lnG和lnI的方差分解

由表5可知，lnG和lnE的方差分解由于在15期時依然沒有趨于穩(wěn)定，所以對lnG和lnE進行30期的方差分解分析。由lnG和lnE的方差分解結(jié)果可知，方差分解在第22期時逐漸趨于穩(wěn)定，lnG對自身方差預(yù)測的影響約為75%，對lnE方差預(yù)測的影響約為25%；lnE對自身方差預(yù)測的影響約為67%，對lnG方差預(yù)測的影響約為33%,。由此可見，經(jīng)濟增長和養(yǎng)老保險支出雙方互有影響，但是養(yǎng)老保險支出對經(jīng)濟增長的影響程度略高于經(jīng)濟增長對養(yǎng)老保險支出的影響。

表5 lnG和lnE的方差分解

綜上所述，養(yǎng)老保險和經(jīng)濟增長二者互有影響，但是養(yǎng)老保險對經(jīng)濟增長的影響程度略高于經(jīng)濟增長對養(yǎng)老保險的影響程度。

4 結(jié)論和政策建議

4.1 結(jié)論

綜上所述，養(yǎng)老保險和經(jīng)濟增長二者之間相互影響，且這種影響具有反應(yīng)緩慢、持續(xù)時間長、影響不平穩(wěn)等特征，尤其是養(yǎng)老金的收入和支出與經(jīng)濟增長之間的影響持續(xù)時間直到三十年以后才逐漸平穩(wěn)。

首先，經(jīng)濟的增長能夠促進養(yǎng)老保險的發(fā)展，提高養(yǎng)老保險的參保人數(shù)和基金收入。隨著我國經(jīng)濟的不斷發(fā)展，與世界各國的聯(lián)系日益密切，我國養(yǎng)老保險的發(fā)展也在不斷的發(fā)生著變化，從建國初期的“國家——企業(yè)養(yǎng)老保險制度”到90年代的“國家——社會養(yǎng)老養(yǎng)老保險制度”，再到現(xiàn)如今的“統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展的社會養(yǎng)老保險制度”，每一次制度的變革都是在適應(yīng)經(jīng)濟社會的發(fā)展，每一次的變革都有強大的經(jīng)濟實力做支撐，真正的做到與世界發(fā)展趨勢相適應(yīng)的社會養(yǎng)老保險制度。

經(jīng)濟增長促進養(yǎng)老保險發(fā)展的最直觀表現(xiàn)則是提高了養(yǎng)老保險的參保人數(shù)和基金收入，由模型可知，經(jīng)濟增長1個百分點在之后第二年使參保人數(shù)增長0.99個百分點，在之后第一年能夠帶來0.014個百分點的基金收入。主要原因是經(jīng)濟的增長增加了就業(yè)機會提高了就業(yè)率，如圖10和11所示，近10年來，內(nèi)蒙古自治區(qū)就業(yè)總?cè)藬?shù)隨著經(jīng)濟的增長也保持了一個相對穩(wěn)定的趨勢，從2007年全區(qū)就業(yè)人數(shù)1080萬人漲到了現(xiàn)如今的1470萬人，雖然期間有下降的趨勢，但整體依然處于穩(wěn)定的增長狀態(tài)，由于就業(yè)人數(shù)的增多隨之而來的便是失業(yè)率在不斷的下降，最近一兩年保持一個相對穩(wěn)定的狀態(tài)3.65%，明顯低于全國的失業(yè)率4.1%。就業(yè)人數(shù)的增加促進了養(yǎng)老保險覆蓋范圍的擴大，擴大了養(yǎng)老保險參保人數(shù)的規(guī)模，增加了養(yǎng)老保險收入的來源。

圖10 就業(yè)人數(shù)

圖11 失業(yè)率

經(jīng)濟增長促進養(yǎng)老金收入的另一表現(xiàn)則是經(jīng)濟增長增大了養(yǎng)老保險的繳費基數(shù)。如圖12所示，內(nèi)蒙古自治區(qū)職工平均工資從2007年的21794元增長到了2016年人均62067元，十年的時間人均工資實現(xiàn)了三倍的增長，在保持養(yǎng)老保險繳費比例(20%+8%)不變的前提下，那么理論上養(yǎng)老保險基金繳費收入也應(yīng)該實現(xiàn)三倍的增長。除此之外，養(yǎng)老保險基金還可以用來進行投資，共同分享國家經(jīng)濟發(fā)展的成果，同樣也增加了養(yǎng)老保險基金的收入。

圖12 平均工資

圖13 基金結(jié)余

其次，養(yǎng)老保險為經(jīng)濟增長帶了更多的可能性，加速了經(jīng)濟增長的活力。養(yǎng)老保險參保人數(shù)的增加意味著參與就業(yè)人數(shù)的增加，社會人力資本存量的增加，羊歡歡[9]、董志華[10]、陳方圓[11]等學(xué)者認(rèn)為人力資本是經(jīng)濟增長的核心資源，對于經(jīng)濟增長具有顯著性的影響。就業(yè)人數(shù)的增加有助于提高社會生產(chǎn)了和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級，為經(jīng)濟發(fā)展提供了最基本的人力保障，保持經(jīng)濟持續(xù)增長有了更多的選擇。另一方面，隨著養(yǎng)老金及收入的增多，基金結(jié)余也在保持著穩(wěn)定的增長(如圖13所示)，依照我國養(yǎng)老基金管理辦法規(guī)定，大部分結(jié)余基金投入到經(jīng)濟市場中，參與社會經(jīng)濟的運行發(fā)展，豐富了我國經(jīng)濟發(fā)展的資金來源。養(yǎng)老基金支出水平直接決定了社會成員的收入水平，根據(jù)早期收入消費理論，收入是決定居民消費需求的最基本因素之一，不斷增加的養(yǎng)老基金支出直接轉(zhuǎn)變?yōu)樯鐣蓡T的現(xiàn)期消費，成為經(jīng)濟增長的重要因素之一。

4.2 政策建議

養(yǎng)老保險關(guān)乎著老年人退休后能否過上優(yōu)質(zhì)的生活，生活質(zhì)量能否得到保障，在社會老齡化不斷提高的背景下，處理好經(jīng)濟發(fā)展與養(yǎng)老保險的關(guān)系至關(guān)重要。綜合考慮養(yǎng)老保險和經(jīng)濟增長之間的相互關(guān)系以及經(jīng)濟發(fā)展的現(xiàn)實情況，應(yīng)繼續(xù)深化和完善養(yǎng)老保險制度，擴大養(yǎng)老保險的覆蓋面；適時提高基本養(yǎng)老金支付金額，使退休人員也能夠享受到經(jīng)濟發(fā)展的成果；在確?；鸢踩那闆r下，豐富養(yǎng)老基金的投資策略。

4.2.1 繼續(xù)深化和完善養(yǎng)老保險制度，擴大養(yǎng)老保險的覆蓋面

雖然隨著社會養(yǎng)老保險制度的不斷完善，養(yǎng)老體系的構(gòu)建正逐步趨于完善，但是現(xiàn)階段我國養(yǎng)老保險依然存在著很多問題，需要不斷地深化和完善。首先要嚴(yán)格監(jiān)管企業(yè)養(yǎng)老保險的繳費人數(shù)和繳費基數(shù)，防止企業(yè)出現(xiàn)漏繳少繳現(xiàn)象的蔓延，如圖14所示，城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險繳費人數(shù)與就業(yè)人數(shù)具有一定的差額，證明有部分員工是沒有繳納養(yǎng)老保險費用的，應(yīng)加強對企業(yè)的監(jiān)管與監(jiān)督。在對部分企業(yè)職工調(diào)研的過程中發(fā)現(xiàn)，有很大一部分職工的養(yǎng)老保險繳費基數(shù)并不是實際的收入，甚至有的企業(yè)繳費基數(shù)只有實際收入的一半，因此，嚴(yán)格監(jiān)管繳費人數(shù)的時候更應(yīng)該加強對企業(yè)繳費基數(shù)的監(jiān)管。其次，應(yīng)該進一步完善養(yǎng)老保險相關(guān)的法律法規(guī)，加大對企業(yè)的懲罰力度。

圖14 就業(yè)與參保人數(shù)

4.2.2 適時提高基本養(yǎng)老金支付金額，使退休人員也能夠享受到經(jīng)濟發(fā)展的成果

養(yǎng)老保險是老年人退休后主要的經(jīng)濟來源，養(yǎng)老保險能否能夠支付老年人的日常生活費用事關(guān)老年人的生活質(zhì)量能否得到保障。目前內(nèi)蒙古自治區(qū)基本養(yǎng)老保險的調(diào)整主要實行定額調(diào)整、掛鉤調(diào)整和傾斜調(diào)整相結(jié)合的辦法，由于物價水平的不斷上漲，養(yǎng)老金水平上漲的壓力不斷增大。從2016到2018年，內(nèi)蒙古已連續(xù)三年發(fā)文對養(yǎng)老保險進行調(diào)整，其調(diào)整比例約為2%，但由于我國養(yǎng)老金水平未建立與工資水平及物價水平的聯(lián)動機制，導(dǎo)致養(yǎng)老金支付水平的上漲略顯滯后。因此，養(yǎng)老金的調(diào)整應(yīng)該緊緊跟隨經(jīng)濟發(fā)展的趨勢，適時調(diào)整。

4.2.3 在確?；鸢踩那闆r下，豐富養(yǎng)老基金的投資策略

在一定程度上，養(yǎng)老金的投資收益也是對經(jīng)濟發(fā)展成果的分享，養(yǎng)老金的待遇水平一定程度上會受到基金投資運營的收益，合理的基金投資在完善養(yǎng)老保險發(fā)展的同時也能促進經(jīng)濟的增長。目前，我國的養(yǎng)老基金投資主要是一些銀行、債券等一些低風(fēng)險的產(chǎn)品，應(yīng)在確?；鸢踩那闆r呀，通過拓展投資渠道、豐富投資策略來提高養(yǎng)老金的收益。