社會保障支出總量和不同主體支出的就業(yè)效應(yīng),社會保障論文

社會保障支出總量和不同主體支出的就業(yè)效應(yīng),社會保障論文社會保障對就業(yè)既有積極影響又有消極影響。對于就業(yè)的積極影響表如今兩方面：一方面，根據(jù)凱恩斯的有效需求理論，有效需求水平?jīng)Q定了能否能夠?qū)崿F(xiàn)充分就業(yè)。在現(xiàn)實(shí)生活中，由于有效需求經(jīng)常低于社會總供應(yīng)，所以沒有能實(shí)現(xiàn)充分就業(yè)。因而，通過社會保障制度提高轉(zhuǎn)移支付水平和消費(fèi)傾向，解決有效需求的缺乏，能夠?qū)崿F(xiàn)就業(yè)水平的提高〔劉晶，2003〕；另一方面，社會保障能夠降低就業(yè)風(fēng)險和提高勞動者素質(zhì)進(jìn)而促進(jìn)就業(yè)。健全的社會保障制度不僅有效解除了就業(yè)者的養(yǎng)老、醫(yī)療、工傷、生育、失業(yè)等后顧之憂，還在各個方面促進(jìn)勞動力的素質(zhì)提高和再就業(yè)。比方，醫(yī)療保險盡可能地保證了勞動者在患有疾病時得到有效治療，防止了因病致貧、返貧現(xiàn)象的發(fā)生；失業(yè)保險更是通過免費(fèi)培訓(xùn)、職業(yè)介紹、就業(yè)指導(dǎo)實(shí)現(xiàn)再就業(yè)〔劉新等，2018〕。對于就業(yè)的消極影響通常表現(xiàn)為勞動力供應(yīng)的減少。當(dāng)社會保障水平較高時,勞動力供應(yīng)會有一定程度的減少。Feldstei〔n1974〕以為,有社會保障的人具有更早退休的傾向，提出了引致退休效應(yīng)。1994年，世界銀行發(fā)布的(防止老齡化危機(jī)〕的報告證實(shí)了這一觀點(diǎn)，幾乎世界各國都會出現(xiàn)勞動力提早退休的情況，而且在發(fā)達(dá)國家更嚴(yán)重，主要是由于公共年金計(jì)劃和私人年金計(jì)劃中較高的待遇水平,讓他們選擇提早退出勞動力市場①。更進(jìn)一步，Quinn〔1977〕研究發(fā)現(xiàn)，社會保障還降低了55-63歲之間的男性和未婚女性的就業(yè)和再就業(yè)意愿。尤其是，當(dāng)失業(yè)保險待遇水平足夠高時,已失業(yè)的勞動力會選擇推延就業(yè)甚至是退出勞動力市場，出現(xiàn)失業(yè)陷阱的現(xiàn)象。另外，過高的社會保障稅(費(fèi))也會導(dǎo)致一定程度的就業(yè)擠出效應(yīng)，國外很多研究都證實(shí)了這一點(diǎn)。關(guān)于我們國家，楊俊(2008)利用分省區(qū)的數(shù)據(jù)建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型發(fā)現(xiàn)：養(yǎng)老保險繳費(fèi)的增加將顯著降低就業(yè)人數(shù)的增長率，即養(yǎng)老保險繳費(fèi)率每增加1%，就業(yè)增長率會下降3%；過高的社會保險費(fèi)還會減少正規(guī)就業(yè)和增加非正規(guī)就業(yè)，最終影響整個勞動力市場的就業(yè)水平和質(zhì)量〔王婉儀，2020〕。我們國家現(xiàn)前階段社會保障制度對就業(yè)的影響。在理論分析方面，絕大多數(shù)的研究著重討論二者的關(guān)系，社會保障對于就業(yè)的影響并無明確結(jié)論。王延中〔2003〕把就業(yè)與社會保障看成是一個問題的兩個方面，以為不管一個國家在什么樣的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段，都應(yīng)當(dāng)統(tǒng)一考慮兩者之間的關(guān)系，并將其納入到整個國家的宏觀發(fā)展戰(zhàn)略之中①，強(qiáng)調(diào)了就業(yè)與社會保障的協(xié)調(diào)性。而實(shí)際情況是，當(dāng)下社會保障制度與就業(yè)并不協(xié)調(diào)，翟年祥、夏淑梅〔2005〕強(qiáng)調(diào),社會保障是勞動就業(yè)的重要保障，并提出了以完善失業(yè)保險制度為核心的若干建議。在實(shí)證分析方面，多數(shù)的研究傾向于社會保障能夠促進(jìn)就業(yè)。但是實(shí)證分析方面的研究成果較少，這個結(jié)論沒有得到有力的支持。林治芬〔2005〕研究發(fā)現(xiàn)〔：1〕相對較高的社會保險繳費(fèi)削減了企業(yè)用工的需求?！?〕養(yǎng)老保險的雙軌制挫傷企業(yè)在職人員勞動積極性，又影響勞動力流動和創(chuàng)業(yè)。機(jī)關(guān)事業(yè)單位較高的退休金待遇鼓勵工作人員提早退休，不僅使大量勞動力資源浪費(fèi)，減少了養(yǎng)老保險基金的收人，增加了養(yǎng)老保險基金的支出，還惡化了人們的經(jīng)濟(jì)預(yù)期,對投資、就業(yè)需求和經(jīng)濟(jì)增長都構(gòu)成擠壓。〔3〕個別地區(qū)城市居民最低生活保障標(biāo)準(zhǔn)偏高，致使一些人守著低保不愿就業(yè)。可見，社會保障對就業(yè)產(chǎn)生了很大的負(fù)面影響。然而，譚偉〔2018〕利用19782018年的時間序列數(shù)據(jù)，通過建立向量自回歸模型(VAR)對社會保障支出與就業(yè)之間的動態(tài)關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)社會保障支出的增加對就業(yè)增長有長期顯著的促進(jìn)作用。劉汗青〔2020〕通過對1998-2018年社會保障支出等相關(guān)因素對勞動力就業(yè)的影響進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)社會保障支出對勞動力就業(yè)具有正效應(yīng)并且從東部向西部遞減。然而，針對養(yǎng)老保險、失業(yè)保險等詳細(xì)社會保障項(xiàng)目對就業(yè)的影響研究寥寥無幾。通過梳理相關(guān)文獻(xiàn)，我們發(fā)現(xiàn)，我們國家現(xiàn)前階段社會保障制度對就業(yè)的影響，學(xué)界并無統(tǒng)一定論。并且，在宏觀層面上，國內(nèi)文獻(xiàn)還沒有從不同社會保障主體對當(dāng)前社會保障制度的就業(yè)效應(yīng)進(jìn)行分析。然而，搞清楚這些問題對我們國家社會制度的調(diào)整和健全具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。因而，本文利用貴州省社會保障方面的相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，從社會保障支出總量水平和不同社會保障主體支出水平兩個角度考察社會保障的就業(yè)效應(yīng)，以期對社會保障制度的調(diào)整和健全提供有效的判定根據(jù)。需要講明的是，除非十分注明，本文所有原始數(shù)據(jù)都來自統(tǒng)計(jì)資料(貴州六十年〕和(貴州統(tǒng)計(jì)年鑒2020〕。二、貴州社會保障支出總量的就業(yè)效應(yīng)〔一〕變量的選取與講明當(dāng)前，學(xué)術(shù)界對社會保障支出口徑意見不一，主要有兩種統(tǒng)計(jì)方式方法：一是根據(jù)社會保障主體，將財(cái)政社會保障支出、社會保險基金支出和個人社會保險支出相加；二是根據(jù)社會保障項(xiàng)目，將社會福利、社會保險、社會救濟(jì)和社會優(yōu)撫支出相加。考慮到數(shù)據(jù)容量，并且社會保險基金實(shí)際上已經(jīng)包含了部分國家財(cái)政補(bǔ)貼和個人社會保障支出，為了避免重復(fù)計(jì)算且為便于測算，本文采取折衷的統(tǒng)計(jì)方式方法，把財(cái)政社會保障支出、社會保險基金支出和社會救濟(jì)支出之和視作社會保障支出總量〔SS〕，就業(yè)情況由每年的就業(yè)人數(shù)〔E〕衡量?？紤]到就業(yè)人數(shù)與人口數(shù)量關(guān)系密切，由于我們國家1983年開場施行計(jì)劃生育，并且我們國家當(dāng)代社會保障制度是于1992年開場建立。因而，我們主要考察貴州省1993-2020年期間的社會保障支出與就業(yè)人數(shù)的關(guān)系?！捕硡f(xié)整分析1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)為消除變量的自相關(guān)性，分別對兩個變量取對數(shù)形式，社會保障支出用lnSS表示，就業(yè)人數(shù)用lnE表示。為避免非平穩(wěn)時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析時產(chǎn)生的偽回歸問題，這里先對時間序列l(wèi)nE和lnSS進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表示清楚〔表1〕：時間序列l(wèi)nSS和lnE經(jīng)過一階差分后都不存在單位根，即原序列的一階差分序列是平穩(wěn)的，能夠?qū)nSS和lnE進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。2.協(xié)整檢驗(yàn)由上一步的單位根檢驗(yàn)可知，lnE和lnSS均是I〔1〕階單整的。根據(jù)協(xié)整理論，盡管lnE和lnSS本身固然是不平穩(wěn)的，但其某種線性組合卻可能是平穩(wěn)的，即可能存在協(xié)整關(guān)系。我們運(yùn)用Engle-Granger兩步檢驗(yàn)法對變量進(jìn)行檢驗(yàn)。第一步，運(yùn)用OLS法估計(jì)變量lnE和lnSS的協(xié)整方程為：lnE=7.4723+0.0299lnSS+et〔123.0455〕〔2.065035〕R2=0.1915DW=0.5131第二步，對殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表示清楚〔表2〕：由于ADF統(tǒng)計(jì)量的值小于5%顯著水平常的臨界值，估計(jì)的殘差序列et在5%的顯著水平下接受不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，這講明，兩個變量之間不存在長期穩(wěn)定的平衡關(guān)系。3.小結(jié)協(xié)整分析表示清楚，貴州省社會保障支出總量和就業(yè)不存在長期穩(wěn)定的平衡關(guān)系。這表示清楚，在19932020年這段時期內(nèi)，社會保障支出與就業(yè)人數(shù)的增長沒有明顯的關(guān)聯(lián)。這與劉汗青〔2020〕的部分研究結(jié)論較為接近，即與東部地區(qū)相比，西部地區(qū)的社會保障制度的就業(yè)促進(jìn)效應(yīng)不太明顯。然而，這并不意味著社會保障支出對就業(yè)沒有影響。社會保障總量支出對就業(yè)沒有影響有兩個可能性：一是社會保障制度各部分都對就業(yè)無影響；二是社會保障制度各部分對就業(yè)的影響千差萬別，各部分的影響正負(fù)面影響互相抵消，整體上表現(xiàn)出無影響的特征。無論在理論層面還是在現(xiàn)實(shí)實(shí)踐中，第二種可能性更大。從社會保障主體支出的角度看，社會保障支出詳細(xì)分為個人社會保險支出、①社會保險基金支出和財(cái)政社會保障支出。由于城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)構(gòu)造，城鎮(zhèn)居民的個人社會保險支出主要是與職業(yè)相聯(lián)絡(luò)的社會保險費(fèi)，包括養(yǎng)老、醫(yī)療、失業(yè)、工傷和生育保險費(fèi)。城鎮(zhèn)無業(yè)人員或靈敏就業(yè)人員則根據(jù)能否參加相應(yīng)的保險而決定其能否有這項(xiàng)支出。長期以來，農(nóng)村并沒有直接的社會保障支出項(xiàng)目。隨著新農(nóng)合和新型農(nóng)村基本養(yǎng)老保險制度的建立，這兩項(xiàng)參保費(fèi)用成為社會保障支出的主要項(xiàng)目。社會保險基金支出來源于個人和企業(yè)繳納的費(fèi)以及財(cái)政補(bǔ)貼，國家財(cái)政社會保障支出來源于稅收。因而，我們能夠考察不同的社會保障主體支出對于就業(yè)的影響。三、不同社會保障主體支出的就業(yè)效應(yīng)〔一〕分析框架根據(jù)不同社會保障支出主體，能夠把社會保障支出分為個人社會保險支出、社會保險基金支出和財(cái)政社會保障支出。這種劃分實(shí)際上反映了個人、企業(yè)和三方在社會保障制度中所負(fù)擔(dān)的費(fèi)用，而各主體支出所承當(dāng)?shù)纳鐣Ｕ腺M(fèi)用對就業(yè)有著直接的影響。從個人層面來看，過高的社會保險費(fèi)用會促使在職人員減少工作時間。以收入為基礎(chǔ)征收的社會保險費(fèi)對勞動供應(yīng)和就業(yè)都有負(fù)面影響，會導(dǎo)致失業(yè)率的上升(Fiorito、Padrini，2001)。從企業(yè)層面來看，由于社會保障費(fèi)用而增加的勞動力成本，必須轉(zhuǎn)嫁給消費(fèi)者，至少轉(zhuǎn)嫁一部分。Weitenberg(1969)在荷蘭的研究發(fā)現(xiàn)，增加的社會保險費(fèi)以提高商品價格的方式轉(zhuǎn)嫁了給消費(fèi)者，致使商品需求下降，企業(yè)生產(chǎn)規(guī)?？s減，進(jìn)而降低了勞動需求。另外一個比擬有力的證據(jù)來自哥倫比亞的經(jīng)歷體驗(yàn)，在1994-1996年，哥倫比亞把與養(yǎng)老和醫(yī)療有關(guān)的工薪稅率提高了10.5%。RuglerA.和KuglerM.(2002)對哥倫比亞工薪稅率變化前后的就業(yè)情況進(jìn)行了分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：由于哥倫比亞的最低工資制度，企業(yè)無法完全把由于工薪稅率上調(diào)而增加的用工成本轉(zhuǎn)嫁出去，因而，工薪稅率上升10%，導(dǎo)致就業(yè)率下降4%。從層面來看，由于財(cái)政支出具有轉(zhuǎn)移的性質(zhì)，且相當(dāng)比例的支出用于幫助失業(yè)者再次就業(yè)，但財(cái)政社會保障支出對就業(yè)的影響并無定論。劉新等人〔2018〕運(yùn)用1978-2008年的經(jīng)歷體驗(yàn)數(shù)據(jù)，通過MRW模型發(fā)現(xiàn)：從長期看，通過增加財(cái)政社會保障支出促進(jìn)就業(yè)的機(jī)制在我們國家的成效并不顯著；通過對我們國家各省市1999-2008年的面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，地方財(cái)政社會保障支出與就業(yè)之間存在正向協(xié)整關(guān)系，各省市財(cái)政社會保障支出對就業(yè)的促進(jìn)效應(yīng)呈現(xiàn)一定的差異性,中東部十分是東部沿海省市有一定促進(jìn)效應(yīng),而西部省市不顯著。從國內(nèi)外的研究來看，社會保險費(fèi)與就業(yè)的增長之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即社保險費(fèi)具有就業(yè)擠出效應(yīng)。在勞動力資源較為豐富的發(fā)展中國家，由于提高社會保險費(fèi)造成勞動力需求減少的可能性更大。而在人力成本較高的發(fā)達(dá)國家，社會保險費(fèi)造成勞動力供應(yīng)較少的可能性更大一些〔朱文娟，2020〕。這里，我們利用貴州省1993-2020年的就業(yè)人數(shù)〔E〕、財(cái)政社會保障支出〔TSS〕、社會保險基金支出〔FSS〕、城鎮(zhèn)人均醫(yī)療保健支出〔CSS〕和農(nóng)村人均醫(yī)療保健支出〔RSS〕等數(shù)據(jù)反映、企業(yè)和個人所負(fù)擔(dān)的社會保障費(fèi)用。通過向量自回歸模型〔VAR〕探尋不同社會保障主體支出的就業(yè)效應(yīng)，并進(jìn)一步利用脈沖相應(yīng)函數(shù)和方差分解進(jìn)行分析?！捕硡f(xié)整分析1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)由上文，已經(jīng)知道lnE為一階單整序列。首先對變量TSS、FSS、CSS、RSS進(jìn)行對數(shù)化處理，并進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果〔表3〕表示清楚，lnTSS、lnFSS、lnCSS和lnRSS一階差分都是平穩(wěn)的，所以lnE、lnTSS、lnFSS、lnCSS和lnRSS這些變量都是一階單整序列，可能存在協(xié)整關(guān)系。2.協(xié)整分析運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法對變量lnE與lnTSS、lnFSS、lnCSS、lnRSS的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果顯示〔表4〕，無論是跡檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量還是最大特征值統(tǒng)計(jì)量，都大于5%的臨界值。即在5%的顯著水平下，拒絕沒有協(xié)整方程的假設(shè)，變量lnE與lnTSS、lnFSS、lnCSS、lnRSS之間存在一種長期的穩(wěn)定平衡關(guān)系。但是，此后的跡檢驗(yàn)和特征值檢驗(yàn)都小于5%的臨界值，這表示清楚，變量lnE與lnTSS、lnFSS、lnCSS、lnRSS之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系。利用eviews軟件，能夠獲得協(xié)整方程如下：lnE=-0.2675lnTSS+1.0887lnFSS-1.0006lnCSS-0.2611lnRSS〔0.05189〕〔0.14679〕〔0.19351〕〔0.13206〕從協(xié)整方程來看，財(cái)政社會保障支出和個人社會保障支出都會減少就業(yè)，社會保險基金支出能夠增加就業(yè)。即是講，和個人所承當(dāng)?shù)纳鐣ｋU費(fèi)用增加了失業(yè)，而企業(yè)增加的社會保險費(fèi)用反而能夠促進(jìn)就業(yè)，這與很多研究相矛盾。可能的解釋是〔：1〕我們國家勞動力資源豐富，工資水平相對低廉，勞動者對于社會保險費(fèi)支出比擬敏感。當(dāng)個人社會保險費(fèi)支出增加時，勞動者通常會傾向減少勞動時間或者非正規(guī)就業(yè)。而且，城鎮(zhèn)居民比農(nóng)村居民更為敏感。相對城鎮(zhèn)居民就業(yè)，農(nóng)村居民多為非正規(guī)就業(yè)，很多農(nóng)村勞動者本身就沒有參加社會保險?！?〕一般以為，企業(yè)社會保險費(fèi)用的增加會提高用工成本，進(jìn)而減少勞動需求。但實(shí)際上，我們工資水平尤其是制造業(yè)的工資水平一直偏低，社會保險支出的增加并沒有減少企業(yè)的正常利潤，企業(yè)有能力擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，進(jìn)而增加了用工的需求。〔3〕理論上講，具有收入再分配功能的財(cái)政支出應(yīng)該能促進(jìn)就業(yè)。但是，支出也包括了低保、救濟(jì)和其他直接針對居民個人的補(bǔ)貼，假如居民個人就業(yè)所得收入和通過補(bǔ)貼得到的收入接近，這無疑會鼓勵這些個人不去找工作?？紤]到貴州省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對落后，財(cái)政社會保障支出對就業(yè)產(chǎn)生微小的負(fù)面影響也與一些學(xué)者的研究結(jié)果相接近。〔三〕構(gòu)建VAR模型1.VAR構(gòu)造穩(wěn)定性檢驗(yàn)在上文，我們證實(shí)了就業(yè)與財(cái)政社會保障支出、社會保險基金支出和個人社會保險支出存在長期穩(wěn)定平衡的關(guān)系。但是，協(xié)整分析并不能反映各變量單位變化對其內(nèi)在聯(lián)絡(luò)的影響。因而，這里通過構(gòu)建向量自回歸模型〔VAR〕對各變量的關(guān)系做進(jìn)一步的脈沖響應(yīng)和方差分解分析，以探尋變量間的長期動態(tài)關(guān)系。本文采用對數(shù)似然值和AIC與SC信息量來決定滯后階數(shù)，表5顯示，當(dāng)滯后階數(shù)為1時，AIC和SC取值最小。即滯后階數(shù)p取1時最好，構(gòu)建VAR(1)模型。為了利用VAR(1)模型做進(jìn)一步的分析，這里對VAR〔1〕模型的特征根進(jìn)行平穩(wěn)檢驗(yàn)，確保VAR(1)模型是穩(wěn)定的。檢驗(yàn)結(jié)果〔表6〕表示清楚：VAR〔1〕模型中所有根模的倒數(shù)小于1，這講明我們所構(gòu)建的VAR〔1〕模型是穩(wěn)定的。2.脈沖響應(yīng)分析脈沖響應(yīng)函數(shù)是用來衡量隨機(jī)擾動項(xiàng)的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對其他變量當(dāng)下和將來取值的影響軌跡，它能夠比擬直觀地刻畫出變量之間的動態(tài)交互作用及效應(yīng)。為了進(jìn)一步分析財(cái)政社會保障支出、社會保險基金支出和個人社會保險支出對就業(yè)的影響，分別用一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的lnTSS、lnFSS、lnCSS、lnRSS的沖擊對lnE的影響。圖中展示了lnE對各個變量一個標(biāo)準(zhǔn)量沖擊響應(yīng)圖。圖中橫軸表示追溯期數(shù)，這里考察期數(shù)為12?？v軸表示就業(yè)對各個變量的響應(yīng)情況，實(shí)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。從圖中能夠看出〔：1〕財(cái)政社會保障支出對就業(yè)的一個標(biāo)準(zhǔn)差正向沖擊在前4期出現(xiàn)迅速增大的負(fù)響應(yīng)，第4期到達(dá)最低值-0.0452，隨后負(fù)響應(yīng)逐步減小并在第10期出現(xiàn)正響應(yīng)，此后各期趨于平緩。長期看，財(cái)政社會保障支出對就業(yè)具有負(fù)面影響，但是隨著時間推移，財(cái)政社會保障支出能夠減小這種負(fù)面影響。以低保為例，當(dāng)提高低保標(biāo)準(zhǔn)后，會促使收入水平低于低保標(biāo)準(zhǔn)的居民放棄工作而選擇申請低保，進(jìn)而造成財(cái)政社會保障支出增加和就業(yè)人數(shù)減少。另一方面，低保也為尋求更高層次收入的人提供了必要的物質(zhì)條件，使得就業(yè)人數(shù)開場緩慢增加。實(shí)際上，很可能是由于貧困居民的短視效應(yīng)，致使財(cái)政保障支出在短期內(nèi)造成相對多的就業(yè)人員減少，在更長的時期內(nèi)又得以平復(fù)?！?〕社會保險基金支出對就業(yè)的一個標(biāo)準(zhǔn)差正向沖擊在前3期出現(xiàn)負(fù)響應(yīng)，而后出現(xiàn)微弱的正響應(yīng)。從第5期開場保持逐步增大的正響應(yīng)，并在第8期到達(dá)峰值0.0166，以后各期逐步下降并趨于0。這表示清楚，假如增加的企業(yè)所負(fù)擔(dān)的社會保險費(fèi)用，短期內(nèi)會急速造成勞動需求微弱的減少。但在較長的時期內(nèi)，社會保險費(fèi)用的增加對企業(yè)的盈利能力影響微小，用工需求逐步回升?！?〕城鎮(zhèn)個人社會保險支出對就業(yè)的一個標(biāo)準(zhǔn)差正向沖擊在較長時期內(nèi)保持一個微弱的正響應(yīng)，而農(nóng)村個人社會保險支出則較長時期內(nèi)保持微弱的負(fù)響應(yīng)?？偟膩砜矗瑐€人社會保險支出對于就業(yè)的影響并不大。3.方差分解分析脈沖響應(yīng)函數(shù)固然能夠比擬直觀地刻畫出變量之間的動態(tài)交互作用及效應(yīng)，但無法衡量每個變量沖擊的相對重要性。對于這一問題，我們采用方差分解的途徑來分析每一個構(gòu)造沖擊對內(nèi)生變量變化的奉獻(xiàn)度。表7給出了lnE的方差分解結(jié)果，能夠發(fā)現(xiàn)〔：1〕在長期，就業(yè)的增長主要依靠于就業(yè)本身，就業(yè)本身對于就業(yè)增長的奉獻(xiàn)度穩(wěn)定在60%左右。〔2〕財(cái)政社會保障支出對就業(yè)的奉獻(xiàn)度在第3期和第4期迅速增加，在第6期到達(dá)最大，以后各期開場緩慢下降并穩(wěn)定在27%左右。結(jié)合上文的協(xié)整方程和脈沖相應(yīng)函數(shù)，能夠看出，財(cái)政社會保障支出對就業(yè)的奉獻(xiàn)在于減少由其所引起的失業(yè)?！?〕社會保險基金支出對就業(yè)的滯后效應(yīng)特別明顯，并且奉獻(xiàn)度很低，穩(wěn)定在6.5%，后期奉獻(xiàn)度增長空間很小?！?〕城鎮(zhèn)居民個人社會保障支出對就業(yè)的奉獻(xiàn)度與社會保險基金支出的奉獻(xiàn)度相近，穩(wěn)定在5.5%，而且不存在明顯的滯后?！?〕農(nóng)村居民的個人社會保障支出對增加就業(yè)的奉獻(xiàn)度很小，但一直保有微小的增長。四、結(jié)論與啟示文章分析了社會保障支出總量和不同社會保障主體支出的就業(yè)效應(yīng)。實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)?！?〕貴州社會保障支出總量在長期內(nèi)對就業(yè)沒有影響?！?〕從不同社會保障主體支出來看，增加財(cái)政社會保障支出和個人社會保險支出對于就業(yè)具有抑制作用，而社會保險基金支出的增加對于就業(yè)具有促進(jìn)作用?！?〕進(jìn)一步的脈沖響應(yīng)和方差分解分析表示清楚，長期看，財(cái)政社會保障支出能夠消解財(cái)政社會保障支出最初對就業(yè)產(chǎn)生的負(fù)效應(yīng)。社會保險基金支出對于就業(yè)的促進(jìn)作用有一個明顯的區(qū)間，呈現(xiàn)倒U的形態(tài)。城鎮(zhèn)個人社會保險支出對就業(yè)整體呈現(xiàn)正效應(yīng)，農(nóng)村個人社會保險支出則相反。根據(jù)這些分析，結(jié)合貴州社會保障制度發(fā)展的現(xiàn)實(shí)，得到的啟示主要如下。〔一〕控制財(cái)政社會保障支出去向，兼顧保障基本生活和促進(jìn)就業(yè)從1993年開場，貴州財(cái)政社會保障支出持續(xù)增長。19932020年期間平均增長率為35.51%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過貴州省的經(jīng)濟(jì)增長水平。并且，從2008年開場，貴州省財(cái)政社會保障支出開場超過社會保險基金支出。20082020年期間，財(cái)政社會保障平均支出比社會保險基金平均支出高出9.05億元。財(cái)政社會保障支出不斷增加的原因在于：一是社會保障范圍的擴(kuò)大，二是社會保障水平的提高。從促進(jìn)就業(yè)的角度看，財(cái)政社會保障支出應(yīng)該控制提高社會保障水平方式的支出，側(cè)重于擴(kuò)大社會保障范圍方式的支出。過高的社會保障水平，會降低失業(yè)者尋找工作的積極性。擴(kuò)大社會保障范圍，就是要把城鎮(zhèn)各類非正規(guī)的靈敏就業(yè)人員、農(nóng)民工以及其他失業(yè)風(fēng)險指數(shù)較高的人群納入社會保險體系，促進(jìn)這些人群的就業(yè)和再就業(yè)。〔二〕降低企業(yè)社會保險費(fèi)率，發(fā)揮社會保險促進(jìn)就業(yè)的主體作用從協(xié)整方程看，現(xiàn)前階段的社會保險基金支出對于