社会保障支出总量和不同主体支出的就业效应

　　一、研究背景与文献评述

　　社会保障对就业既有积极影响又有消极影响。对于就业的积极影响表现在两方面：一方面，依据凯恩斯的有效需求理论，有效需求水平决定了是否能够实现充分就业。在现实生活中，由于有效需求经常低于社会总供给，所以未能实现充分就业。因此，通过社会保障制度提高转移支付水平和消费倾向，解决有效需求的不足，可以实现就业水平的提高（刘晶，2003）；另一方面，社会保障可以降低就业风险和提高劳动者素质从而促进就业。健全的社会保障制度不仅有效解除了就业者的养老、医疗、工伤、生育、失业等后顾之忧，还在各个方面促进劳动力的素质提高和再就业。比如，医疗保险尽可能地保证了劳动者在患有疾病时得到有效治疗，防止了因病致贫、返贫现象的发生；失业保险更是通过免费培训、职业介绍、就业指导实现再就业（刘新等，2010）。

　　对于就业的消极影响通常表现为劳动力供给的减少。当社会保障水平较高时,劳动力供给会有一定程度的减少。Feldstei（n1974）认为,有社会保障的人具有更早退休的倾向，提出了“引致退休效应”。1994 年，世界银行发布的《防止老龄化危机》的报告证实了这一观点“，几乎世界各国都会出现劳动力提前退休的情况，而且在发达国家更严重，主要是因为公共年金计划和私人年金计划中较高的待遇水平,让他们选择提前退出劳动力市场”①。更进一步，Quinn（1977）研究发现，社会保障还降低了55-63 岁之间的男性和未婚女性的就业和再就业意愿。尤其是，当失业保险待遇水平足够高时,已失业的劳动力会选择推迟就业甚至是退出劳动力市场，出现“失业陷阱”的现象。另外，过高的社会保障税( 费)也会导致一定程度的就业挤出效应，国外许多研究都证实了这一点。关于我国，杨俊(2008)利用分省区的数据建立计量经济学模型发现：

　　养老保险缴费的增加将显着降低就业人数的增长率，即养老保险缴费率每增加1%，就业增长率会下降 3%；过高的社会保险费还会减少正规就业和增加非正规就业，最终影响整个劳动力市场的就业水平和质量（王婉仪，2012）。

　　我国现阶段社会保障制度对就业的影响。在理论分析方面，绝大多数的研究着重探讨二者的关系，社会保障对于就业的影响并无明确结论。王延中（2003）把就业与社会保障看成是一个问题的两个方面，认为“不论一个国家在什么样的经济发展阶段，都应当统一考虑两者之间的关系，并将其纳入到整个国家的宏观发展战略之中”①，强调了就业与社会保障的协调性。而实际情况是，当前社会保障制度与就业并不协调，翟年祥、夏淑梅（2005）强调 ,社会保障是劳动就业的重要保障，并提出了以完善失业保险制度为核心的若干建议。在实证分析方面，多数的研究倾向于社会保障能够促进就业。但是实证分析方面的研究成果较少，这个结论没有得到有力的支持。林治芬（2005）研究发现（：1）相对较高的社会保险缴费削减了企业用工的需求。（2）养老保险的双轨制挫伤企业在职人员劳动积极性，又影响劳动力流动和创业。

　　机关事业单位较高的退休金待遇激励工作人员提前退休，不仅使大量劳动力资源浪费，减少了养老保险基金的收人，增加了养老保险基金的支出，还恶化了人们的经济预期 ,对投资、就业需求和经济增长都形成挤压。（3）个别地区城市居民最低生活保障标准偏高，致使一些人守着“低保”不愿就业。

　　可见，社会保障对就业产生了很大的负面影响。然而，谭伟（2011）利用1978—2009 年的时间序列数据，通过建立向量自回归模型(VAR)对社会保障支出与就业之间的动态关系进行了实证分析，发现社会保障支出的增加对就业增长有长期显着的促进作用。刘汗青（2013）通过对 1998-2011年社会保障支出等相关因素对劳动力就业的影响进行分析，发现社会保障支出对劳动力就业具有正效应并且从东部向西部递减。然而，针对养老保险、失业保险等具体社会保障项目对就业的影响研究寥寥无几。

　　通过梳理相关文献，我们发现，我国现阶段社会保障制度对就业的影响，学界并无统一定论。并且，在宏观层面上，国内文献还没有从不同社会保障主体对目前社会保障制度的就业效应进行分析。然而，搞清楚这些问题对我国社会制度的调整和健全具有重要的现实意义。因此，本文利用贵州省社会保障方面的相关统计数据，从社会保障支出总量水平和不同社会保障主体支出水平两个角度考察社会保障的就业效应，以期对社会保障制度的调整和健全提供有效的判断依据。需要说明的是，除非特别注明，本文所有原始数据都来自统计资料《贵州六十年》和《贵州统计年鉴 2013》。

　　二、贵州社会保障支出总量的就业效应

　　（一）变量的选取与说明

　　目前，学术界对社会保障支出口径意见不一，主要有两种统计方法：一是按照社会保障主体，将财政社会保障支出、社会保险基金支出和个人社会保险支出相加；二是依据社会保障项目，将社会福利、社会保险、社会救济和社会优抚支出相加。考虑到数据容量，并且社会保险基金实际上已经包含了部分国家财政补贴和个人社会保障支出，为了避免重复计算且为便于测算，本文采取折衷的统计方法，把财政社会保障支出、社会保险基金支出和社会救济支出之和视作社会保障支出总量（SS），就业情况由每年的就业人数（E）衡量。

　　考虑到就业人数与人口数量关系密切，由于我国1983 年开始实施计划生育，并且我国现代社会保障制度是于1992 年开始建立。因此，我们主要考察贵州省1993-2012 年期间的社会保障支出与就业人数的关系。

　　（二）协整分析

　　1.平稳性检验

　　为消除变量的自相关性，分别对两个变量取对数形式，社会保障支出用lnSS 表示，就业人数用lnE 表示。为避免非平稳时间序列数据进行回归分析时产生的“伪回归”问题，这里先对时间序列lnE 和 lnSS 进行平稳性检验。检验结果表明（表 1）：时间序列lnSS 和 lnE 经过一阶差分后都不存在单位根，即原序列的一阶差分序列是平稳的，可以对lnSS和 lnE 进行协整关系检验。

　　2.协整检验

　　由上一步的单位根检验可知，lnE 和 lnSS 均是 I（1）阶单整的。根据协整理论，尽管 lnE 和 lnSS 本身虽然是不平稳的，但其某种线性组合却可能是平稳的，即可能存在协整关系。我们运用Engle-Granger两步检验法对变量进行检验。

　　第一步，运用OLS法估计变量lnE和lnSS的协整方程为：　

    lnE = 7.4723 + 0.0299lnSS + et（123.0455）（2.065035）

    R2=0.1915 DW=0.5131

    第二步，对残差进行平稳性检验。检验结果表明（表 2）：

　　由于ADF 统计量的值小于 5%显着水平时的临界值，估计的残差序列 et 在 5% 的显着水平下接受不存在协整关系的原假设，这说明，两个变量之间不存在长期稳定的均衡关系。

　　3.小结

　　协整分析表明，贵州省社会保障支出总量和就业不存在长期稳定的均衡关系。这表明，在 1993—2012 年这段时期内，社会保障支出与就业人数的增长没有明显的关联。这与刘汗青（2013）的部分研究结论较为接近，即与东部地区相比，西部地区的社会保障制度的就业促进效应不太明显。然而，这并不意味着社会保障支出对就业没有影响。社会保障总量支出对就业没有影响有两个可能性：一是社会保障制度各部分都对就业无影响；二是社会保障制度各部分对就业的影响千差万别，各部分的影响正负面影响相互抵消，整体上表现出无影响的特征。无论在理论层面还是在现实实践中，第二种可能性更大。

　　从社会保障主体支出的角度看，社会保障支出具体分为个人社会保险支出、①社会保险基金支出和财政社会保障支出。

　　由于城乡二元经济结构，城镇居民的个人社会保险支出主要是与职业相联系的社会保险费，包括养老、医疗、失业、工伤和生育保险费。城镇无业人员或灵活就业人员则根据是否参加相应的保险而决定其是否有这项支出。长期以来，农村并没有直接的社会保障支出项目。随着新农合和新型农村基本养老保险制度的建立，这两项参保费用成为社会保障支出的主要项目。社会保险基金支出来源于个人和企业缴纳的费以及财政补贴，国家财政社会保障支出来源于税收。因此，我们可以考察不同的社会保障主体支出对于就业的影响。

　　三、不同社会保障主体支出的就业效应

　　（一）分析框架

　　依据不同社会保障支出主体，可以把社会保障支出分为个人社会保险支出、社会保险基金支出和财政社会保障支出。这种划分实际上反映了个人、企业和政府三方在社会保障制度中所负担的费用，而各主体支出所承担的社会保障费用对就业有着直接的影响。

　　从个人层面来看，过高的社会保险费用会促使在职人员减少工作时间。以收入为基础征收的社会保险费对劳动供给和就业都有负面影响，会导致失业率的上升(Fiorito、Padrini，2001)。

　　从企业层面来看，由于社会保障费用而增加的劳动力成本，必须转嫁给消费者，至少转嫁一部分。Weitenberg (1969)在荷兰的研究发现，增加的社会保险费以提高商品价格的方式转嫁了给消费者，致使商品需求下降，企业生产规模缩减，进而降低了劳动需求。另外一个比较有力的证据来自哥伦比亚的经验，在 1994-1996 年，哥伦比亚把与养老和医疗有关的工薪税率提高了10.5%。Rugler A.和 Kugler M.(2002)对哥伦比亚工薪税率变化前后的就业情况进行了分析，结果发现：由于哥伦比亚的最低工资制度，企业无法完全把由于工薪税率上调而增加的用工成本转嫁出去，因此，工薪税率上升10%，导致就业率下降 4%。

　　从政府层面来看，由于财政支出具有转移的性质，且相当比例的支出用于帮助失业者再次就业，但财政社会保障支出对就业的影响并无定论。刘新等人（2010）运用1978-2008 年的经验数据，通过 MRW 模型发现：从长期看，通过增加财政社会保障支出促进就业的机制在我国的成效并不显着；通过对我国各省市1999-2008 年的面板数据协整检验发现，地方财政社会保障支出与就业之间存在正向协整关系，各省市财政社会保障支出对就业的促进效应呈现一定的差异性 ,中东部特别是东部沿海省市有一定促进效应 ,而西部省市不显着。

　　从国内外的研究来看，社会保险费与就业的增长之间呈负相关关系，即社保险费具有就业挤出效应。在劳动力资源较为丰富的发展中国家，由于提高社会保险费造成劳动力需求减少的可能性更大。而在人力成本较高的发达国家，社会保险费造成劳动力供给较少的可能性更大一些（朱文娟，2013）。这里，我们利用贵州省1993-2012 年的就业人数（E）、财政社会保障支出（TSS）、社会保险基金支出（FSS）、城镇人均医疗保健支出（CSS）和农村人均医疗保健支出（RSS）等数据反映政府、企业和个人所负担的社会保障费用。 通过向量自回归模型（VAR）探寻不同社会保障主体支出的就业效应，并进一步利用脉冲相应函数和方差分解进行分析。

　　（二）协整分析

　　1.平稳性检验

　　由上文，已知 lnE 为一阶单整序列。首先对变量 TSS、FSS、CSS、RSS 进行对数化处理，并进行单位根检验。检验结果（表 3）表明， lnTSS、lnFSS、lnCSS 和 lnRSS一阶差分都是平稳的，所以 lnE、lnTSS、lnFSS、lnCSS 和 lnRSS这些变量都是一阶单整序列，可能存在协整关系。

　　2.协整分析

　　运用 Johansen 协整检验法对变量 lnE 与 lnTSS、lnFSS、lnCSS、lnRSS 的关系进行检验。根据检验结果显示 （表 4），无论是迹检验统计量还是最大特征值统计量，都大于 5% 的临界值。即在 5% 的显着水平下，拒绝没有协整方程的假设，变量lnE 与lnTSS、lnFSS、lnCSS、lnRSS 之间存在一种长期的稳定均衡关系。但是，此后的迹检验和特征值检验都小于 5% 的临界值，这表明，变量lnE 与lnTSS、lnFSS、lnCSS、lnRSS 之间存在唯一的协整关系。利用eviews 软件，可以获得协整方程如下：

　　lnE = -0.2675lnTSS +1.0887lnFSS -1.0006lnCSS-0.2611lnRSS（0.05189）（0.14679）（0.19351）（0.13206）从协整方程来看，财政社会保障支出和个人社会保障支出都会减少就业，社会保险基金支出能够增加就业。即是说，政府和个人所承担的社会保险费用增加了失业，而企业增加的社会保险费用反而可以促进就业，这与很多研究相矛盾。

　　可能的解释是（：1）我国劳动力资源丰富，工资水平相对低廉，劳动者对于社会保险费支出比较敏感。当个人社会保险费支出增加时，劳动者通常会倾向减少劳动时间或者非正规就业。

　　而且，城镇居民比农村居民更为敏感。相对城镇居民就业，农村居民多为非正规就业，许多农村劳动者本身就没有参加社会保险。（2）一般认为，企业社会保险费用的增加会提高用工成本，从而减少劳动需求。但实际上，我们工资水平尤其是制造业的工资水平一直偏低，社会保险支出的增加并没有减少企业的正常利润，企业有能力扩大生产规模，从而增加了用工的需求。（3）理论上讲，具有收入再分配功能的政府财政支出应该能促进就业。但是，政府支出也包括了低保、救济和其他直接针对居民个人的补贴，如果居民个人就业所得收入和通过政府补贴得到的收入接近，这无疑会激励这些个人不去找工作。考虑到贵州省经济发展水平相对落后，财政社会保障支出对就业产生微小的负面影响也与一些学者的研究结果相接近。

　　（三）构建VAR模型

　　1.VAR结构稳定性检验

　　在上文，我们证实了就业与财政社会保障支出、社会保险基金支出和个人社会保险支出存在长期稳定均衡的关系。

　　但是，协整分析并不能反映各变量单位变化对其内在联系的影响。因此，这里通过构建向量自回归模型（VAR）对各变量的关系做进一步的脉冲响应和方差分解分析，以探寻变量间的长期动态关系。本文采用对数似然值和 AIC 与 SC 信息量来决定滞后阶数，表 5显示，当滞后阶数为1时，AIC 和 SC取值最小。即滞后阶数 p 取1时最好，构建 VAR(1)模型。

　　为了利用 VAR(1)模型做进一步的分析，这里对 VAR（1）模型的特征根进行平稳检验，确保 VAR(1)模型是稳定的。检验结果（表 6）表明：VAR（1）模型中所有根模的倒数小于 1，这说明我们所构建的 VAR（1）模型是稳定的。

　　2.脉冲响应分析

　　脉冲响应函数是用来衡量随机扰动项的一个标准差冲击对其他变量当前和未来取值的影响轨迹，它能够比较直观地刻画出变量之间的动态交互作用及效应。为了进一步分析财政社会保障支出、社会保险基金支出和个人社会保险支出对就业的影响，分别用一个标准差大小的lnTSS、lnFSS、lnCSS、lnRSS 的冲击对lnE 的影响。图中展示了lnE 对各个变量一个标准量冲击响应图。图中横轴表示追溯期数，这里考察期数为12。纵轴表示就业对各个变量的响应情况，实线表示脉冲响应函数，虚线表示正负两倍标准差偏离带。从图中可以看出（：1）财政社会保障支出对就业的一个标准差正向冲击在前4 期出现迅速增大的负响应，第 4 期达到最低值-0.0452，随后负响应逐渐减小并在第10 期出现正响应，此后各期趋于平缓。长期看，财政社会保障支出对就业具有负面影响，但是随着时间推移，财政社会保障支出能够减小这种负面影响。以低保为例，当政府提高低保标准后，会促使收入水平低于低保标准的居民放弃工作而选择申请低保，从而造成财政社会保障支出增加和就业人数减少。另一方面，低保也为寻求更高收入的人提供了必要的物质条件，使得就业人数开始缓慢增加。实际上，很可能是由于贫困居民的短视效应，致使财政保障支出在短期内造成相对多的就业人员减少，在更长的时期内又得以平复。（2）社会保险基金支出对就业的一个标准差正向冲击在前 3 期出现负响应，而后出现微弱的正响应。从第 5 期开始保持逐渐增大的正响应，并在第 8 期达到峰值 0.0166，以后各期逐渐下降并趋于 0。这表明，如果增加的企业所负担的社会保险费用，短期内会急速造成劳动需求微弱的减少。但在较长的时期内，社会保险费用的增加对企业的盈利能力影响微小，用工需求逐渐回升。

　　（3）城镇个人社会保险支出对就业的一个标准差正向冲击在较长时期内保持一个微弱的正响应，而农村个人社会保险支出则较长时期内保持微弱的负响应。总的来看，个人社会保险支出对于就业的影响并不大。

　　3.方差分解分析

　　脉冲响应函数虽然能够比较直观地刻画出变量之间的动态交互作用及效应，但无法衡量每个变量冲击的相对重要性。

　　对于这一问题，我们采用方差分解的途径来分析每一个结构冲击对内生变量变化的贡献度。表 7给出了lnE 的方差分解结果，可以发现（：1）在长期，就业的增长主要依赖于就业本身，就业本身对于就业增长的贡献度稳定在 60% 左右。（2）财政社会保障支出对就业的贡献度在第 3 期和第 4 期迅速增加，在第 6 期达到最大，以后各期开始缓慢下降并稳定在27% 左右。结合上文的协整方程和脉冲相应函数，
    可以看出，
财政社会保障支出对就业的贡献在于减少由其所引起的失业。

　　（3）社会保险基金支出对就业的滞后效应十分明显，并且贡献度很低，稳定在 6.5%，后期贡献度增长空间很小。（4）城镇居民个人社会保障支出对就业的贡献度与社会保险基金支出的贡献度相近，稳定在 5.5%，而且不存在明显的滞后。（5）农村居民的个人社会保障支出对增加就业的贡献度很小，但一直保有微小的增长。

　　四、结论与启示

　　文章分析了社会保障支出总量和不同社会保障主体支出的就业效应。实证分析发现。（1）贵州社会保障支出总量在长期内对就业没有影响。（2）从不同社会保障主体支出来看，增加财政社会保障支出和个人社会保险支出对于就业具有抑制作用，而社会保险基金支出的增加对于就业具有促进作用。（3）进一步的脉冲响应和方差分解分析表明，长期看，财政社会保障支出能够消解财政社会保障支出最初对就业产生的负效应。社会保险基金支出对于就业的促进作用有一个明显的区间，呈现倒 U 的形态。城镇个人社会保险支出对就业整体呈现正效应，农村个人社会保险支出则相反。依据这些分析，结合贵州社会保障制度发展的现实，得到的启示主要如下。

　　（一）控制财政社会保障支出去向，兼顾保障基本生活和促进就业

　　从 1993 年开始，贵州财政社会保障支出持续增长。1993—2012 年期间平均增长率为 35.51%，远远超过贵州省的经济增长水平。并且，从 2008 年开始，贵州省财政社会保障支出开始超过社会保险基金支出。2008—2012 年期间，财政社会保障平均支出比社会保险基金平均支出高出 9.05 亿元。

　　财政社会保障支出不断增加的原因在于：一是社会保障范围的扩大，二是社会保障水平的提高。从促进就业的角度看，财政社会保障支出应该控制提高社会保障水平方式的支出，侧重于扩大社会保障范围方式的支出。过高的社会保障水平，会降低失业者寻找工作的积极性。扩大社会保障范围，就是要把城镇各类非正规的灵活就业人员、农民工以及其他失业风险指数较高的人群纳入社会保险体系，促进这些人群的就业和再就业。

　　（二）降低企业社会保险费率，发挥社会保险促进就业的主体作用

　　从协整方程看，现阶段的社会保险基金支出对于就业具有促进功能。但脉冲响应函数和方差分解分析也显示，社会保险基金支出的就业促进效应呈现倒 U 形态。这就是说，社会保险基金支出下的就业效果很大程度上依赖于企业所负担的社会保险费用。在我国，企业是社会保险最主要的缴费主体。有研究表明，我国企业的社会保险费率达到了30%，明显高于 21% 的适度水平（季盼盼，2010），过重的社会保险费会导致企业用工成本增加，企业利润下降，减少对劳动力的需求。因此，降低企业社会保险费率，激发用工需求，促进就业。

　　（三）尝试建立针对农民就业的社会保障项目，促进农民的非农就业

　　农村居民长期以来依靠土地保障，缺乏正式的社会保障制度。新型农村合作医疗和新型农村基本养老保险的制度的建立和实施开始改变这一状况，但只是基本保障了农村居民“病有所医”和“老有所养”，而对于促进农村居民的就业作用十分微弱。在扶贫、工业化、城镇化和现代农业化的过程中，农民不得不面临就业问题，针对这一群体，可以考虑制定促进农民就业的社会保障项目。例如，可以免费对经济收入低于当地人均收入水平的农民进行技能和就业培训，以增加农民非农就业的机会。

　　参考文献：

　　1.姜丽美，国外社会保障与劳动力市场关系研究综述，云南财经大学学报，2011年第2期，第123页。

　　2.王婉仪，北京市社会保障制度对农村劳动力就业促进的研究，首都经济贸易大学硕士学位论文，2012年，第10-12页。

　　3.刘晶，就业与社会保障互动关系研究，复旦大学博士学位论文，2003年，第20-22页。

　　4.林治芬，社会保险政策与就业联动的实证分析，财贸研究，2005年第6期，第8页。

　　5.刘新、刘星、刘伟，财政社会保障支出的就业效应——基于1978-2008年的经验数据，山西大学学报，2010年第7期，第12-14页。

　　6.刘新、刘星，地方财政社会保障支出对就业的影响效——基于1999-2008年的面板数据经验，经济与管理研究，2010年第10期，第76-81页。

　　7.刘汗青，经济转型期社会保障支出对劳动力就业的效应分析，商业时代，2013年第33期，第111页。