漫谈社保对居民消费的影响

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一、数据来源及说明

根据我国社会保障体系统计的一般口径，将财政性社会保障支出分为社会保险、社会救助、社会福利和社会优抚四个组成部分。从图1可以看出，1978年以来，我国社会保障支出总量从18．91亿元增长到了2011年的11144亿元，年均增长20．6%。社会保障支出占财政支出的比重迅速增加，从1978年的1．69%增加到2011年的10．23%，并呈现出明显的阶段性特点。人均社会保障支出作为反映社会保障水平的变量，由城镇社保支出总量与城镇总人口平均后得到;城镇居民人均收入作为城镇居民收入变量;城镇居民人均储蓄作为城镇居民人均存量资产变量;城镇居民人均生活消费支出作为城镇居民消费变量。由于物价指数中居民消费物价指数数据最为完整，因此对于时间序列数据以1978年为基期进行平减，面板数据则以各省份1987年数据为基期进行平减。此外，为平滑数据以减轻异方差的影响，并赋予系数“弹性”的经济学意义，对模型中各变量均取对数值。所使用的数据主要来源于历年《中国统计年鉴》、《新中国六十年统计资料汇编》、《中国财政年鉴》、《中国劳动和社会保障年鉴》。

二、社会保障支出对城镇居民消费的动态影响

1．基于状态空间模型的实证检验首先建立状态空间模型，利用卡尔曼滤波(Kal-manFilter)的迭代算法计算随时间不断修正的可变参数值，来分析改革开放后政府财政社保支出对城镇居民消费需求的动态影响。该方法将理性预期、测量误差等不可观测因素并入可观测模型，使估计结果更加精准，具体如下:观察方程:lnct=c+βtlnsswt+ut(1)状态方程:βt=Φtβt－1+εt，t=1，2，…，T(2)并且假定(ut，εt)''''～N()00，σ200(())Q，t=1，2，…，T(3)在式(1)中，须利用可观测变量lnct和lnsswt来估计可变参数βt。式(3)中ut和εt相互独立且服从均值为0、方差为σ2、协方差矩阵为Q的正态分布。利用卡尔曼滤波推导状态向量得到如下估计结果④:lnct=4．19(0．01＊＊＊)+βtlnsswt，βt=0．01(0．01)+0．96(0．03＊＊＊)βt－1，t=1，2，…T可变参数βt是我国城镇居民消费对财政社保支出的动态弹性系数。给出了状态空间模型计算的βt在1978－2011年间的估计值。从估计结果来看，可变参数βt平均在0．3左右并显著，这说明我国社会保障支出对居民消费有明显的挤入效应，可分为三个阶段⑤。第一个阶段为1978年至20世纪90年代初。系数βt平均在0．3左右，估计值较小但相对稳定。这一阶段是我国社会保障制度的探索和建立阶段，国家主导社会保障项目的建设，由企业负责资金的筹集、发放和管理，形成了“国家—单位”的社会保障模式。国家先后确立了退休养老、医疗、教育等一系列保障制度，对居民保障权益做出了比较宽泛的规范，其福利保障范围涵盖职工生活的各个方面。这种全面的福利保障制度使居民丧失了消费的选择权，居民的预期消费被压缩到较短的时期，居民的跨期消费选择是不必要也是不可能的。总体看来，这一时期财政社保支出对城镇居民消费的挤入作用较小，但相对稳定。第二个阶段为20世纪90年代中期至21世纪初。动态弹性系数βt平均值降至0．2左右，计值较小而且波动较大。这一阶段是我国社会保障制度基本形成与目标模式的选择阶段。按照社会主义市场经济体制的要求，这一阶段我国开始进行社会保障制度的社会化改革，从“国家—单位”保障制向“国家—社会”保障制转变。这一改革探索建立了以社会保险为重点，国家、单位、个人共同负担的社会保障制度，改革内容涉及养老、医疗、教育等社会福利的重要方面，强调个人在改革中的责任，居民开始根据自己的承受能力通过市场满足自己的消费需求。由于原有的隐性社会福利制度解体，未来支出的不确定性大大增加，使广大居民的消费预期发生变化。人们开始调整收支结构，重新分配收入在消费与储蓄上的比例，致使我国城镇居民消费行为呈现出不稳定状态。因此财政社保支出对城镇消费的挤入作用较小，而且波动较大。第三个阶段为21世纪初至今。动态弹性系数βt较平稳地维持在0．5－0．6之间，基本呈快速上升趋势。这一阶段是我国全面改善民生，完善现代社会保障基本制度的新阶段，政府财政用于社会保障的支出规模不断扩大，社会保障范围不断扩展，保障水平也有所提高。2002年，“三条保障线”的衔接工作有序展开，离退休人员及下岗失业人员实现了社会化管理。2005年，我国实现养老保险省级统筹的省份达到17个，并将养老保险覆盖范围由职工向城镇灵活就业人员拓展。2007年，城镇居民基本医疗保险试点开始在一些地区开展。2009年，国务院在总结试点经验的基础上，决定加快推进基本医疗保障制度建设，争取到2011年使城镇职工和居民基本医疗保险参保率提高到90%以上，并适当提高报销比例和支付限额。上述政策措施改善了居民收入和支出预期，使财政社保支出对城镇居民消费产生了相对明显的挤入作用。2．基于动态面板数据模型的实证检验如上所述，我国社会保障支出总体上挤入了城镇居民消费，与此同时，随着社会保障体制的逐步完善，其政策效果也逐渐显现。以下分析考察1995－2011年间，各省财政社保支出对城镇居民消费的不同影响，以期进一步考察社保支出对城镇居民消费的区域经济效应。根据费尔德斯坦(Feldstein)构建的居民消费函数，将社会保障支出与城镇居民消费的动态面板数据模型设定为:lncit=α0+α1lncit－1+α2lnyit+α3lnwit－1+α4lnsswit+α5lnsswit－1+α6dum1998+ci+uit其中，lncit表示城镇实际人均居民消费的对数值，lnyit、lnwit、lnsswit分别表示城镇人均纯收入、人均储蓄和人均社保支出的对数值。此外，由于住房是城镇居民资产的重要组成部分，住房制度改革会对城镇居民消费产生重要影响，引入虚拟变量dum1998来控制改革对城镇居民消费需求的影响⑥。ci表示由各省份未观测因素所导致的个体异质项，uit表示随机误差。式(1)为动态面板数据模型，在估计时我们采用系统广义矩法(SYSGMM)来解决内生性问题(只要s＜t时，lncit－1与uit相关)，即采用t－2期前的因变量滞后项和因变量的一阶差分滞后项作为因变量滞后项的工具变量(IV)进行估计，以得到一致且更为有效的估计结果。采用STATA11．0估计式(1)的结果。第一，城镇人均居民消费滞后项(lncit－1)对基期消费有较大的影响(弹性系数均在0．6以上)。这说明我国城镇居民消费习惯短期内难以改变，具有一定延续性，即具有“棘轮效应”，如果不考虑人均消费滞后项，可能使其他解释变量的估计结果有偏。第二，城镇人均居民纯收入(lnyit)对城镇居民消费具有显著的挤入效应。这表明收入是影响城镇居民消费的重要因素，其影响效应呈现东、中、西递减态势(东、中、西部地区影响系数分别为0．0655、0．0426和0．0369)。可见，城镇居民消费对纯收入的弹性系数大小与区域经济发展水平呈正相关。首先，东部地区收入水平要高于中西部地区。经济发展水平的差异使得我国三大区域的城镇居民之间存在较大的收入差距。2011年，我国东部地区城镇居民可支配收入分别是中、西部地区城镇居民的1．46倍和1．48倍，远高于全国平均水平。其次，我国城镇居民收入以工资性收入为主，对于事业单位职工来说，东部地区财政能力更强，对于企业职工来说，东部企业总体效益更好，因此东部地区居民工资收入的稳定性要高于中西部地区。上述原因使得东部地区的城镇居民收入稳定并具有较大的增长空间，东部城镇居民人均纯收入对消费的挤入效应要高于中西部地区的城镇居民。第三，城镇居民人均储蓄(lnwi－1)对城镇居民消费存在微弱的挤入效应。这表明我国城镇居民存在着预防性储蓄行为，其影响效应呈现东、中、西部依次递减趋势(影响系数分别为0．0019、0．0013和0．0005)。居民人均储蓄对城镇居民消费的挤入效应与地区经济发达程度呈负相关，表明我国中西部比东部地区的城镇居民具有更强的预防性储蓄动机。由于我国的收入分配制度、社会保障制度和就业制度在样本期间发生了深刻变革，使得我国城镇居民更多地面临着未来收入与支出的不确定性，因而其普遍具有较强的预防性储蓄行为。从收入的不确定性来看，随着就业体制的改革，原有“铁饭碗”的体制被打破，国有企业及集体企业就业人数从1990年的98．5%下降到2008年的58．3%，呈逐年下降趋势。从支出的不确定性来看，我国的社会保障制度经历了一个由“企业保障”到“社会保障”的过程，原有福利制度逐步解体，新社会保障制度尚未健全，使得我国城镇居民面临着大额支出的可能性增大，绝大多数城镇居民只能通过增加自我储蓄予以应对。由于中西部地区的社会保障水平相对滞后于东部，中西部地区城镇居民的预防性储蓄动机更强，表现为人均储蓄对消费挤入作用相对较小。第四，城镇财政人均社保支出滞后期(lnswit－1)和当期(lnswit)的系数具有显著性的特征，但三大区域间却存在着明显的差异，其对东部地区的影响最小，对中部地区次之，而对西部地区则具有较明显的挤入效应(东、中、西部地区影响系数分别为0．0124、0．0138和0．0145)。这主要是因为，东部地区的经济发展水平较高，相对于城镇居民的收入水平而言，其社会保障收入相对较少;此外由于东部地区市场经济较为发达，与教育、医疗等消费支出相比，社保收入的增长速度缓慢，因此东部地区的城镇居民难以完全依靠社保收入的保障作用，而大多选择延长工作时间，增加预防性储蓄，减少当期消费以增强自我保障。另一方面，经济发展较为落后的中西部地区，相对于居民的其他收入，社保收入相对较高而且稳定，因此财富替代效应相对明显，对居民的消费具有一定的引致作用。第五，虚拟变量(dum1998)的系数具有显著性特征，对三大区域的居民消费均形成了负向影响。我国1998年实行住房制度的市场化改革之后，由于房价的上涨提高了居民的住房成本，同时又因政府保障性住房的供应严重不足，使得居民购买商品房的支出预期不断增加，居民不断降低自身消费支出而增加购房储蓄。此外，住房改革对东部地区的挤出效应最为明显，而中、西部地区的挤出效应相对较小。这可能与房地产的价格水平和经济发展程度有关。

三、结论及建议

以上研究表明，1978年以来，我国城镇社会保障制度处于不断调整的动态平衡之中，财政社会保障支出对城镇居民消费总体上起到了挤入作用，尤其是近年来城镇社会保障制度的不断完善有效地拉动了城镇居民消费需求的增长。但我国社保支出的政策效果存在着明显的区域差异，其对东部地区城镇居民消费的影响并不明显，而对中、西部地区的居民消费却具有明显的挤入效应。基于这一研究结果，本文提出以下相关的政策建议。1．增强财政对社会保障制度建设的支持力度各级财政应不断优化公共支出结构，提高社会保障资金支出比例，形成社会保障财政投入的长效机制。同时应健全社会保障责任分担机制，在明确各级政府社会保障事权的基础上，合理界定中央和地方的支出责任。当前在地方财力有限的情况下，应该增加中央政府对社会保障的投入力度，通过转移支付来平衡地方政府之间的社保支出水平。同时随着我国经济和社会条件的不断成熟，应当充分调动各方面的积极性，逐步拓宽社会保障资金来源渠道，通过吸收社会投入和个人缴费来完善社会保障制度建设。2．实现社会保障服务供给的区域均等化鉴于社保支出对城镇居民消费的政策效应存在着明显的区域差异，各级政府应调整社保支出的制度安排，使城镇社会保障制度在各地区的不同群体之间的待遇水平实现相互衔接，确保社会保障基本公共服务均等化。由于中西部地方政府的财力有限，新增的社保支出应主要投向中西部地区，以稳定落后地区城镇居民的收支预期，不断提高居民的消费意愿。而对于经济发展比较成熟的东部地区，地方政府财政能力较强，可以依靠自有的财力来完善社保体系的建设，改善本地区居民的消费环境，放松其流动性约束。因此，在社会保障总量增加的基础上，平衡区域间保障水平，实现公共服务均等化供给，将有助于社保支出长效推动城镇居民消费的增长。

作者：李晓嘉单位：对外经济贸易大学公共管理学院