我國財政社會保障支出的就業效應研究

王紅鈺??

[摘要]近年來隨著我國城鎮化進程的不斷推進，使得城鄉居民面臨更加嚴峻的就業問題，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壓力具有一定的積極作用。文章對我國社會保障系統現狀以及我國就業市場現狀進行分析，并采用1995—2015年的社會保障支出以及就業人數的時間序列數據，運用計量工具，通過單位根檢驗、Johansen協整檢驗、誤差修正模型對我國社會保障支出的就業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階段我國社會保障事業以及就業市場的建設給予一定的建議。

[關鍵詞]社會保障支出；就業；時滯性

[DOI]1013939/jcnkizgsc201721153

就業乃民生之本，近年來，隨著我國城鎮化進程的不斷推進，農村勞動力源源不斷地涌入城鎮地區，這一部分勞動力在一定程度上補充了我國城鎮經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、環境以及社會保障方面的問題，對城市勞動力產生了巨大的就業壓力。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，經預測2017年將有790萬名高校畢業生進入勞動力市場，就業問題毫無疑問將成為政府亟須解決的民生問題。

1995年以來，我國城鎮登記失業人數逐年增加，2015年底達到966萬人，城鎮登記失業率也逐漸增長，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濟的發展以及近年來城鎮化進程的不斷推進，我國就業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，維護社會穩定，推動經濟發展從而進一步促進就業。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濟快速發展進而促進就業具有重大潛力。1995年以來，我國財政社會保障和就業支出占財政支出比例以及就業人員比例均呈現上升趨勢，其中就業人員比例近年來基本保持在56%左右，而社保與就業支出則從最初的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、企業和政府三方面共同負擔，一些企業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利潤減少，進而降低企業員工的工資或者縮減員工崗位，使得企業勞動力需求減少。另一方面，由于中國法律規定的企業對員工承擔的保險費用較低，而且國家和從業者同時承擔一部分支出，這使得很多大型企業和國外投資企業對中國廉價勞動力產生較大興趣因而會增加企業對勞動力的需求，而社會保障支出的就業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，財政增加邊際工資補貼能有效地增加就業。Monacelli（2010）則認為美國財政就業支出打破了勞動力市場內在調節機制，就業結構以及就業機會發生變化，對就業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，且其促進作用由東部向西部遞減。王毅豐（2014）選取31個省、市、自治區的面板數據，研究社會保障支出對就業的影響效應，得出社會保障支出總體上對就業產生了促進作用，但社會保障對東北地區就業效應明顯，對中部地區效應較小，對西部地區并沒有發揮促進效應的結論。田宋，王飛躍（2015）選取貴州省歷年就業人數和社會保障支出的數據，得出結果，在社會保障結構中，就業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，社會保險基金支出促進了就業。張長浩（2014）通過“面板數據”計量經濟模型，同時結合“工具變量”法對社會保障和就業支出的就業效應進行了實證性分析，得出，隨著社會保障和就業支出的增加，就業率會上升，但同時失業率也會上升。

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之間的關系。本文以1995—2015年的全國就業人數和財政社會保障支出作為研究對象，選取這21年的時間序列數據，通過建立計量模型來檢驗財政社會保障支出對我國就業人數的影響程度。

1數據說明與模型建立

11指標設定與數據說明

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

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支出（ss），單位億元。但由于在實際生產生活中市場勞動力參與就業的影響因素眾多，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的選擇，選取居民消費水平來作為影響就業的控制變量，主要包括消費需求和投資需求，都是影響就業的關鍵因素。

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

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

以上數據均來自中國統計年鑒。

本文研究我國財政社會保障和就業支出對就業的影響效應，選取1995—2015年共21年的相關數據進行統計分析，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）、人均國內生產總值（pergdp）和居民消費水平（cs）等三個變量以1995年的CPI指數進行折算處理，表1為經處理后的各變量的描述性分析：

12模型建立

由于各變量之間數據單位不相同，對各變量進行對數轉換，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人數（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為常數項，β1，β2，β3，β4為各變量的系數，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性，以消除在時間序列中可能出現的異方差現象，模型（1）對五個變量進行對數轉換，轉換后對變量間協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SIC最優值選擇，檢驗結果如下（C表示常數項，T表示時間趨勢，L表示滯后階數）：

中數據可以看出，五個變量均是經過二階差分在5%的顯著水平下均達到平穩，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整關系的可能，下文將對各變量進行長期穩定的協整關系進行驗證。

22Johansen協整檢驗

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

中數據可以看出，五個變量在長期里存在一定的協整關系，得出一個協整方程（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有正向影響，彈性為00101，而財政社會保障和就業支出、城鎮化率和人均國內生產總值對就業有負向影響，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%，就業人數就會減少00123%個，影響并不顯著。

23誤差修正模型分析

Granger定理表明，如果非平穩的變量之間存在一定的協整關系，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，我國就業人員的變動趨勢較為平穩，同時，財政社會保障和就業支出的系數為-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效應的實證性檢驗得出，我國財政社會保障和就業支出對我國就業人數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揮出大規模的積極效應，還受很多因素的影響。我國國土面積大，地區之間的經濟發展水平差距較大，東部地區經濟發展水平高，而西部地區各方面發展都比較落后，許多企業為了降低企業勞動力成本，對勞動力提供的就業崗位也有限，另一方面，地區間的發展不平衡使得社會保障體系發展不協調，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的資金的扶持，增加轉移支付，提高中西部經濟發展水平，充分發揮中西部地區勞動力資源豐富這一優勢，加大人力資本投資，促進就業，使更多的群體納入社會保障體系，同時給予中西部企業更多的政策扶持，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。總之，政府應該堅持貫徹中央關于建立全覆蓋、多層次、保基本可持續的社會保障體系的方針，并完善就業市場，使社會保障在緩解就業壓力，提高就業質量方面發揮真正積極的作用。

參考文獻：

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