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一、數據來源及說明

根據我國社會保障體系統計的一般口徑，將財政性社會保障支出分為社會保險、社會救助、社會福利和社會優撫四個組成部分。從圖1可以看出，1978年以來，我國社會保障支出總量從18．91億元增長到了2011年的11144億元，年均增長20．6%。社會保障支出占財政支出的比重迅速增加，從1978年的1．69%增加到2011年的10．23%，并呈現出明顯的階段性特點。人均社會保障支出作為反映社會保障水平的變量，由城鎮社保支出總量與城鎮總人口平均后得到;城鎮居民人均收入作為城鎮居民收入變量;城鎮居民人均儲蓄作為城鎮居民人均存量資產變量;城鎮居民人均生活消費支出作為城鎮居民消費變量。由于物價指數中居民消費物價指數數據最為完整，因此對于時間序列數據以1978年為基期進行平減，面板數據則以各省份1987年數據為基期進行平減。此外，為平滑數據以減輕異方差的影響，并賦予系數“彈性”的經濟學意義，對模型中各變量均取對數值。所使用的數據主要來源于歷年《中國統計年鑒》、《新中國六十年統計資料匯編》、《中國財政年鑒》、《中國勞動和社會保障年鑒》。

二、社會保障支出對城鎮居民消費的動態影響

1．基于狀態空間模型的實證檢驗首先建立狀態空間模型，利用卡爾曼濾波(Kal-manFilter)的迭代算法計算隨時間不斷修正的可變參數值，來分析改革開放后政府財政社保支出對城鎮居民消費需求的動態影響。該方法將理性預期、測量誤差等不可觀測因素并入可觀測模型，使估計結果更加精準，具體如下:觀察方程:lnct=c+βtlnsswt+ut(1)狀態方程: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，須利用可觀測變量lnct和lnsswt來估計可變參數βt。式(3)中ut和εt相互獨立且服從均值為0、方差為σ2、協方差矩陣為Q的正態分布。利用卡爾曼濾波推導狀態向量得到如下估計結果④:lnct=4．19(0．01＊＊＊)+βtlnsswt，βt=0．01(0．01)+0．96(0．03＊＊＊)βt－1，t=1，2，…T可變參數βt是我國城鎮居民消費對財政社保支出的動態彈性系數。給出了狀態空間模型計算的βt在1978－2011年間的估計值。從估計結果來看，可變參數βt平均在0．3左右并顯著，這說明我國社會保障支出對居民消費有明顯的擠入效應，可分為三個階段⑤。第一個階段為1978年至20世紀90年代初。系數βt平均在0．3左右，估計值較小但相對穩定。這一階段是我國社會保障制度的探索和建立階段，國家主導社會保障項目的建設，由企業負責資金的籌集、發放和管理，形成了“國家—單位”的社會保障模式。國家先后確立了退休養老、醫療、教育等一系列保障制度，對居民保障權益做出了比較寬泛的規范，其福利保障范圍涵蓋職工生活的各個方面。這種全面的福利保障制度使居民喪失了消費的選擇權，居民的預期消費被壓縮到較短的時期，居民的跨期消費選擇是不必要也是不可能的。總體看來，這一時期財政社保支出對城鎮居民消費的擠入作用較小，但相對穩定。第二個階段為20世紀90年代中期至21世紀初。動態彈性系數βt平均值降至0．2左右，計值較小而且波動較大。這一階段是我國社會保障制度基本形成與目標模式的選擇階段。按照社會主義市場經濟體制的要求，這一階段我國開始進行社會保障制度的社會化改革，從“國家—單位”保障制向“國家—社會”保障制轉變。這一改革探索建立了以社會保險為重點，國家、單位、個人共同負擔的社會保障制度，改革內容涉及養老、醫療、教育等社會福利的重要方面，強調個人在改革中的責任，居民開始根據自己的承受能力通過市場滿足自己的消費需求。由于原有的隱性社會福利制度解體，未來支出的不確定性大大增加，使廣大居民的消費預期發生變化。人們開始調整收支結構，重新分配收入在消費與儲蓄上的比例，致使我國城鎮居民消費行為呈現出不穩定狀態。因此財政社保支出對城鎮消費的擠入作用較小，而且波動較大。第三個階段為21世紀初至今。動態彈性系數βt較平穩地維持在0．5－0．6之間，基本呈快速上升趨勢。這一階段是我國全面改善民生，完善現代社會保障基本制度的新階段，政府財政用于社會保障的支出規模不斷擴大，社會保障范圍不斷擴展，保障水平也有所提高。2002年，“三條保障線”的銜接工作有序展開，離退休人員及下崗失業人員實現了社會化管理。2005年，我國實現養老保險省級統籌的省份達到17個，并將養老保險覆蓋范圍由職工向城鎮靈活就業人員拓展。2007年，城鎮居民基本醫療保險試點開始在一些地區開展。2009年，國務院在總結試點經驗的基礎上，決定加快推進基本醫療保障制度建設，爭取到2011年使城鎮職工和居民基本醫療保險參保率提高到90%以上，并適當提高報銷比例和支付限額。上述政策措施改善了居民收入和支出預期，使財政社保支出對城鎮居民消費產生了相對明顯的擠入作用。2．基于動態面板數據模型的實證檢驗如上所述，我國社會保障支出總體上擠入了城鎮居民消費，與此同時，隨著社會保障體制的逐步完善，其政策效果也逐漸顯現。以下分析考察1995－2011年間，各省財政社保支出對城鎮居民消費的不同影響，以期進一步考察社保支出對城鎮居民消費的區域經濟效應。根據費爾德斯坦(Feldstein)構建的居民消費函數，將社會保障支出與城鎮居民消費的動態面板數據模型設定為:lncit=α0+α1lncit－1+α2lnyit+α3lnwit－1+α4lnsswit+α5lnsswit－1+α6dum1998+ci+uit其中，lncit表示城鎮實際人均居民消費的對數值，lnyit、lnwit、lnsswit分別表示城鎮人均純收入、人均儲蓄和人均社保支出的對數值。此外，由于住房是城鎮居民資產的重要組成部分，住房制度改革會對城鎮居民消費產生重要影響，引入虛擬變量dum1998來控制改革對城鎮居民消費需求的影響⑥。ci表示由各省份未觀測因素所導致的個體異質項，uit表示隨機誤差。式(1)為動態面板數據模型，在估計時我們采用系統廣義矩法(SYSGMM)來解決內生性問題(只要s＜t時，lncit－1與uit相關)，即采用t－2期前的因變量滯后項和因變量的一階差分滯后項作為因變量滯后項的工具變量(IV)進行估計，以得到一致且更為有效的估計結果。采用STATA11．0估計式(1)的結果。第一，城鎮人均居民消費滯后項(lncit－1)對基期消費有較大的影響(彈性系數均在0．6以上)。這說明我國城鎮居民消費習慣短期內難以改變，具有一定延續性，即具有“棘輪效應”，如果不考慮人均消費滯后項，可能使其他解釋變量的估計結果有偏。第二，城鎮人均居民純收入(lnyit)對城鎮居民消費具有顯著的擠入效應。這表明收入是影響城鎮居民消費的重要因素，其影響效應呈現東、中、西遞減態勢(東、中、西部地區影響系數分別為0．0655、0．0426和0．0369)。可見，城鎮居民消費對純收入的彈性系數大小與區域經濟發展水平呈正相關。首先，東部地區收入水平要高于中西部地區。經濟發展水平的差異使得我國三大區域的城鎮居民之間存在較大的收入差距。2011年，我國東部地區城鎮居民可支配收入分別是中、西部地區城鎮居民的1．46倍和1．48倍，遠高于全國平均水平。其次，我國城鎮居民收入以工資性收入為主，對于事業單位職工來說，東部地區財政能力更強，對于企業職工來說，東部企業總體效益更好，因此東部地區居民工資收入的穩定性要高于中西部地區。上述原因使得東部地區的城鎮居民收入穩定并具有較大的增長空間，東部城鎮居民人均純收入對消費的擠入效應要高于中西部地區的城鎮居民。第三，城鎮居民人均儲蓄(lnwi－1)對城鎮居民消費存在微弱的擠入效應。這表明我國城鎮居民存在著預防性儲蓄行為，其影響效應呈現東、中、西部依次遞減趨勢(影響系數分別為0．0019、0．0013和0．0005)。居民人均儲蓄對城鎮居民消費的擠入效應與地區經濟發達程度呈負相關，表明我國中西部比東部地區的城鎮居民具有更強的預防性儲蓄動機。由于我國的收入分配制度、社會保障制度和就業制度在樣本期間發生了深刻變革，使得我國城鎮居民更多地面臨著未來收入與支出的不確定性，因而其普遍具有較強的預防性儲蓄行為。從收入的不確定性來看，隨著就業體制的改革，原有“鐵飯碗”的體制被打破，國有企業及集體企業就業人數從1990年的98．5%下降到2008年的58．3%，呈逐年下降趨勢。從支出的不確定性來看，我國的社會保障制度經歷了一個由“企業保障”到“社會保障”的過程，原有福利制度逐步解體，新社會保障制度尚未健全，使得我國城鎮居民面臨著大額支出的可能性增大，絕大多數城鎮居民只能通過增加自我儲蓄予以應對。由于中西部地區的社會保障水平相對滯后于東部，中西部地區城鎮居民的預防性儲蓄動機更強，表現為人均儲蓄對消費擠入作用相對較小。第四，城鎮財政人均社保支出滯后期(lnswit－1)和當期(lnswit)的系數具有顯著性的特征，但三大區域間卻存在著明顯的差異，其對東部地區的影響最小，對中部地區次之，而對西部地區則具有較明顯的擠入效應(東、中、西部地區影響系數分別為0．0124、0．0138和0．0145)。這主要是因為，東部地區的經濟發展水平較高，相對于城鎮居民的收入水平而言，其社會保障收入相對較少;此外由于東部地區市場經濟較為發達，與教育、醫療等消費支出相比，社保收入的增長速度緩慢，因此東部地區的城鎮居民難以完全依靠社保收入的保障作用，而大多選擇延長工作時間，增加預防性儲蓄，減少當期消費以增強自我保障。另一方面，經濟發展較為落后的中西部地區，相對于居民的其他收入，社保收入相對較高而且穩定，因此財富替代效應相對明顯，對居民的消費具有一定的引致作用。第五，虛擬變量(dum1998)的系數具有顯著性特征，對三大區域的居民消費均形成了負向影響。我國1998年實行住房制度的市場化改革之后，由于房價的上漲提高了居民的住房成本，同時又因政府保障性住房的供應嚴重不足，使得居民購買商品房的支出預期不斷增加，居民不斷降低自身消費支出而增加購房儲蓄。此外，住房改革對東部地區的擠出效應最為明顯，而中、西部地區的擠出效應相對較小。這可能與房地產的價格水平和經濟發展程度有關。

三、結論及建議

以上研究表明，1978年以來，我國城鎮社會保障制度處于不斷調整的動態平衡之中，財政社會保障支出對城鎮居民消費總體上起到了擠入作用，尤其是近年來城鎮社會保障制度的不斷完善有效地拉動了城鎮居民消費需求的增長。但我國社保支出的政策效果存在著明顯的區域差異，其對東部地區城鎮居民消費的影響并不明顯，而對中、西部地區的居民消費卻具有明顯的擠入效應。基于這一研究結果，本文提出以下相關的政策建議。1．增強財政對社會保障制度建設的支持力度各級財政應不斷優化公共支出結構，提高社會保障資金支出比例，形成社會保障財政投入的長效機制。同時應健全社會保障責任分擔機制，在明確各級政府社會保障事權的基礎上，合理界定中央和地方的支出責任。當前在地方財力有限的情況下，應該增加中央政府對社會保障的投入力度，通過轉移支付來平衡地方政府之間的社保支出水平。同時隨著我國經濟和社會條件的不斷成熟，應當充分調動各方面的積極性，逐步拓寬社會保障資金來源渠道，通過吸收社會投入和個人繳費來完善社會保障制度建設。2．實現社會保障服務供給的區域均等化鑒于社保支出對城鎮居民消費的政策效應存在著明顯的區域差異，各級政府應調整社保支出的制度安排，使城鎮社會保障制度在各地區的不同群體之間的待遇水平實現相互銜接，確保社會保障基本公共服務均等化。由于中西部地方政府的財力有限，新增的社保支出應主要投向中西部地區，以穩定落后地區城鎮居民的收支預期，不斷提高居民的消費意愿。而對于經濟發展比較成熟的東部地區，地方政府財政能力較強，可以依靠自有的財力來完善社保體系的建設，改善本地區居民的消費環境，放松其流動性約束。因此，在社會保障總量增加的基礎上，平衡區域間保障水平，實現公共服務均等化供給，將有助于社保支出長效推動城鎮居民消費的增長。

作者：李曉嘉單位：對外經濟貿易大學公共管理學院