居民收入與社會保障投資的影響關(guān)系研究

居民收入與社會保障投資的影響關(guān)系研究

一問題的提出我國是世界上老齡化發(fā)展速度最快的國家之一，目前人口老齡化呈現(xiàn)加速發(fā)展態(tài)勢。根據(jù)全國老齡辦發(fā)布的《中國人口老齡化發(fā)展趨勢預(yù)測研究報告》，到2020年，老年人口將達(dá)到2.48億，老齡化水平將達(dá)到17.17%；到2050年，老年人口總量將超過4億，老齡化水平將推進(jìn)到30%以上（中國老齡工作委員會辦公室，2006）。一方面，在老齡化速度如此快的背景下，居民平均預(yù)期壽命不斷增加，需要養(yǎng)老的人數(shù)逐年增長，養(yǎng)老問題將變得更加突出和明顯。近年來，不論在社會保障政策的普及上，還是在社會保障制度的完善上，我國對推動社會保障事業(yè)發(fā)展的投入都在逐年增加，因此居民的社會保障意愿逐年增強(qiáng)，對社會保障的投資信心更是與日俱增，更多的居民愿意把自己的儲蓄投資到社會保障中以滿足自己的養(yǎng)老之需。另一方面，在經(jīng)濟(jì)高度發(fā)展的今天，居民收入水平的不斷提高推動消費不斷增加，也大大刺激了新的投資行為的產(chǎn)生；同時，居民收入的改變又將影響其投資預(yù)期不斷改變，并對其長期的投資選擇產(chǎn)生一定影響。社會保障不僅是一種長期性的保障投資，而且也是進(jìn)行收入二次分配、調(diào)節(jié)收入差距的有效工具。研究老齡化背景下居民收入的變化與其社會保障投資之間的影響關(guān)系，不僅有助于了解兩者的變化趨勢和影響強(qiáng)度，以便更好地通過增加收入來刺激投資，而且有助于更好地發(fā)揮社會保障的調(diào)節(jié)功能，促進(jìn)收入分配公平發(fā)展。因此，本文在分析居民收入變化和社會保障投資變化的基礎(chǔ)上，通過構(gòu)建回歸模型，利用相關(guān)檢驗進(jìn)行實證研究，旨在找出兩者具體的內(nèi)部影響關(guān)系，以便更好地發(fā)揮兩者的優(yōu)勢，應(yīng)對人口老齡化帶來的挑戰(zhàn)。二居民收入與社會保障現(xiàn)狀研究（一）我國居民的收入結(jié)構(gòu)與變化根據(jù)國家統(tǒng)計局的分類標(biāo)準(zhǔn)，我國居民的收入可以從兩個方面得到反映，即生活收入和可支配性收入。其中，生活收入反映了居民的收入來源與結(jié)構(gòu)，而可支配性收入則反映了居民實際可用于消費的支出性收入預(yù)期。改革開放前我國實行的是計劃經(jīng)濟(jì)體制，改革開放后伴隨經(jīng)濟(jì)體制的轉(zhuǎn)軌我國進(jìn)入市場經(jīng)濟(jì)時代。兩種經(jīng)濟(jì)體制下居民的收入結(jié)構(gòu)差異較大，統(tǒng)計結(jié)果也存在差別，因此，本文以20世紀(jì)90年代以來的居民收入為基礎(chǔ)，分析我國居民收入的變化趨勢。從收入結(jié)構(gòu)看，90年代以來，我國居民的收入大致分為工薪收入、經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入四大類。從筆者整理1991～2008年《中國統(tǒng)計年鑒》得到的數(shù)據(jù)可以看出，在市場經(jīng)濟(jì)體制不斷發(fā)展和完善的情況下，我國居民的生活收入和可支配性收入均呈現(xiàn)較明顯的增長趨勢。居民的生活收入從1990年的1516.21元增長到2007年的14908.61元，增長了將近10倍；而可支配性收入從1990年的1510.16元增長到2007年的13785.81元，增長8倍之多。從變化趨勢上看，隨著我國經(jīng)濟(jì)實力的不斷提高，居民的生活水平不斷提高，收入的增長也是顯著的。如圖1所示，居民的工薪收入、經(jīng)營性收入、轉(zhuǎn)移性收入和可支配性收入均呈現(xiàn)上升趨勢。其中，工薪收入的增長趨勢最為明顯。此外，居民的轉(zhuǎn)移性收入也在逐年增加，而居民的轉(zhuǎn)移性收入大部分屬于養(yǎng)老金、退休金之類的福利性收入，這也反映出我國社會保障事業(yè)在穩(wěn)步向前發(fā)展；而由于居民的消費能力逐年增強(qiáng)，其儲蓄狀況未呈現(xiàn)穩(wěn)定的增長趨勢，因此財產(chǎn)性收入出現(xiàn)波動，呈現(xiàn)不太平穩(wěn)的增長趨勢；但居民可支配性收入?yún)s呈現(xiàn)顯著且平穩(wěn)的增長趨勢。圖1各類收入的變化趨勢（二）我國社會保障水平的變化改革開放以來，在發(fā)展市場經(jīng)濟(jì)的同時，國家開始重視社會保障事業(yè)的發(fā)展，我國在社會保障事業(yè)上的投入逐年增加。從社會保障支出的絕對數(shù)值來看，我國社會保障總支出從1978年的97.01億元增加到2007年的13334.96億元，增長了136.46倍，年平均增長率為19%（劉慧，2010）。社會保障支出與社會保障支出占GDP的比重的變化情況見圖2。從圖2中可看出，社會保障總支出的增長非?？臁＿@是因為：①國家逐漸重視社會保障制度建設(shè)，并在實踐中結(jié)合經(jīng)濟(jì)因素、政治因素和社會因素的變化不斷對其加以完善，使社會保障趨于體系化、完備化；②隨著我國綜合國力的不斷增強(qiáng)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展條件日漸成熟，國家通過財政對社會保障事業(yè)的投入也逐年增加，同時，在社保體制不斷發(fā)展和完善的過程中，社會保障覆蓋率、繳費標(biāo)準(zhǔn)和支付水平都有顯著提高；③居民社會保障觀念的轉(zhuǎn)變和經(jīng)濟(jì)水平的不斷提高，也使得社會保障繳費水平和收繳率不斷提高。近年來，我國通貨膨脹現(xiàn)象較為明顯，這也在一定程度上促使社會保障項目的支出水平不斷向上調(diào)整，以保證保障對象的實際保障水平不變。圖2社會保障支出與社會保障支出占GDP比重的變化趨勢從社會保障支出與GDP之間的關(guān)系來看，隨著GDP的增加，國家用于社會保障事業(yè)的支出也在逐年增加。一方面，筆者在對我國社會保障水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系進(jìn)行實證研究的過程中發(fā)現(xiàn)，國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與社會保障水平之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，即國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展對社會保障事業(yè)的發(fā)展有推動作用，且在長期內(nèi)國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展會促使國家加大對社會保障事業(yè)的投入并帶動社會保障水平的提高；與此同時，社會保障水平的提高對國民經(jīng)濟(jì)的長期增長也具有拉動作用，即國家在社會保障事業(yè)上投入的增加，有助于國民經(jīng)濟(jì)的長期發(fā)展并能夠帶動GDP的不斷上升，有利于促進(jìn)社會經(jīng)濟(jì)收入的二次分配。另一方面，根據(jù)圖2所反映出的變化情況，從1990年到2007年，不但社會保障支出總額在逐年穩(wěn)定增加，而且社會保障支出占GDP的比重也始終能夠保持在4%到5.5%之間，這使得社會保障支出水平保持相對穩(wěn)定。以GDP為參照，雖然1990～1996年，由于大量國企經(jīng)濟(jì)效益的下降和部分國企改制導(dǎo)致社會保障水平有所下降，但從1997年開始，通過國家宏觀調(diào)控措施的完善以及財政投入的不斷增加，社會保障支出又開始逐年上升并逐漸趨于平穩(wěn)狀態(tài)，其中，2002年達(dá)到了最高點（5.49%）。三模型的構(gòu)建與檢驗在“包容性增長”原則的基礎(chǔ)上，我國經(jīng)濟(jì)整體上穩(wěn)步發(fā)展，社會保障事業(yè)更是在經(jīng)濟(jì)的推動下逐步發(fā)展。從我國居民的收入和社會保障現(xiàn)狀與發(fā)展趨勢上基本可以看出，在居民的生活水平逐漸提高的同時，其社會保障意識也在逐年增強(qiáng)，國家對社會保障事業(yè)的投入更是穩(wěn)步增加。雖然定性分析可以了解居民收入變化對社會保障投資帶來一定的影響，但具體影響有多大？是否具有相互影響性？影響趨勢具有短期性還是具有長期性？是平穩(wěn)還是存在波動性？這一系列問題使構(gòu)建回歸模型、用定量的方法進(jìn)一步分析變得更加必要。鑒于此，筆者通過構(gòu)建相關(guān)回歸模型，利用現(xiàn)有數(shù)據(jù)資料，對居民收入變化與社會保障投資的影響關(guān)系進(jìn)行了實證研究。（一）模型構(gòu)建的理論依據(jù)1.推拉理論最早的推拉理論被用于人口遷移的影響因素的研究，赫伯爾第一次系統(tǒng)總結(jié)了“推拉”理論概念，并將其應(yīng)用于人口遷移行為的影響研究中。隨著理論體系的逐漸發(fā)展與完善，推拉理論被其他學(xué)科廣泛應(yīng)用：古典經(jīng)濟(jì)學(xué)家將推拉模型引入經(jīng)濟(jì)學(xué)研究，用于分析供需關(guān)系及其變化；區(qū)域經(jīng)濟(jì)學(xué)家將其用于研究區(qū)域經(jīng)濟(jì)和環(huán)境可持續(xù)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展；在人力資源與勞動力轉(zhuǎn)移方面，部分經(jīng)濟(jì)學(xué)家利用推拉模型分析了勞動力流動的影響因素與作用強(qiáng)度。在宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)研究中，經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有一定的調(diào)節(jié)作用，能夠推動一系列相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和進(jìn)步，能夠有效地增強(qiáng)投資力度，擴(kuò)大投資范圍，確保其與經(jīng)濟(jì)發(fā)展相協(xié)調(diào)；同時，在投資收益方面，有效投資的增加能夠有效拉動國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，并且投資的穩(wěn)步增加能夠反哺經(jīng)濟(jì)，刺激整個國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。而居民收入與社會保障投資之間是一種收益—投資關(guān)系，兩者在理論上存在一定的相互影響，即存在經(jīng)濟(jì)學(xué)中的推拉效用。因此，以推拉理論為基礎(chǔ)，能夠更為清晰地研究兩者之間的影響關(guān)系。2.經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的收入分配理論現(xiàn)代收入分配理論主要致力于對收入、福利、自由、權(quán)利和能力等商品化和非商品化等多元因素的影響，探討了經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的收入、福利以及非商品化因素在再分配過程中的公平、效率問題。其中新劍橋?qū)W派運用收入分配理論對收入分配關(guān)系進(jìn)行了動態(tài)的分析，把收入分配理論和經(jīng)濟(jì)增長綜合起來考察，重點分析了收入分配對經(jīng)濟(jì)增長的影響；羅賓遜和卡爾多通過建立模型進(jìn)行研究，分析經(jīng)濟(jì)增長中的收入分配的長期變化趨勢和收入分配對經(jīng)濟(jì)增長的影響（趙亮，2010）。社會保障既是一種福利性保障，又是一種投資性保障，更是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)發(fā)展中收入再分配的主要手段?；谑杖敕峙淅碚?，人們能夠更為清晰地研究經(jīng)濟(jì)增長過程中收入分配的合理性與公平性，同時也有利于分析在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中社會保障對收入分配的影響。在經(jīng)濟(jì)增長的同時，收入分配是否失衡，社會保障的再分配調(diào)節(jié)作用是否得到較好的發(fā)揮？通過研究居民收入與社會保障投資間的影響關(guān)系能夠得到較為理想的答案。（二）基本假設(shè)由于我國城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的存在，城鄉(xiāng)之間在經(jīng)濟(jì)發(fā)展上存在明顯的差距，且沒有建立城鄉(xiāng)統(tǒng)一的社會保障制度，因而城鄉(xiāng)居民的社會保障觀念、二元體制下的社會保障參保情況以及城鄉(xiāng)居民在社會保障上的投資都存在明顯的差異。如果不考慮城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)帶來的差異性，統(tǒng)籌考慮城鄉(xiāng)居民的收入變化對社會保障投資的影響，勢必會由于城鄉(xiāng)差距的存在而產(chǎn)生計算結(jié)果與預(yù)期情況以及實際情況的偏差。基于這一事實，為避免模型偏差與錯誤的計算結(jié)果出現(xiàn)，本文僅選取城鎮(zhèn)居民作為研究對象，分別選取其可支配性收入和社會保障類支出作為其收入和社會保障投資的反映指標(biāo)，通過對其可支配性收入與社會保障類支出建立相關(guān)回歸模型，分析居民收入變化對社會保障投資的影響。（三）模型的確定與計算檢驗本文選用1992～2007年共16年的社會保障類支出和可支配性收入兩大類數(shù)據(jù)，其中，社會保障類支出是剔除價格因素影響后的數(shù)據(jù)。本文選取的時間序列數(shù)據(jù)經(jīng)典計量經(jīng)濟(jì)模型的一個重要假設(shè)是cov（μi，μj）=0（i≠j），即隨機(jī)擾動項之間無序列相關(guān)。然而，現(xiàn)實中的大量現(xiàn)象與無序列相關(guān)相違背，特別是時間序列數(shù)據(jù)很難避免出現(xiàn)cov（μi，μj）≠0，即所謂的序列相關(guān)問題。因此，為使模型的設(shè)定更合理并減少潛在序列相關(guān)等問題的影響，現(xiàn)分別對可支配性收入和居民社會保障類支出取對數(shù)，并建立如下雙對數(shù)回歸模型：lnYt=α+lnXt+μt（1）其中，Yt為居民社會保障類支出額，Xt為居民可支配性收入，μt為隨機(jī)擾動項。從圖3中可以看出，可支配性收入與居民社會保障類支出不僅在短期內(nèi)存在相關(guān)性，而且從長期來看兩者的增長趨勢也都是顯著的。如果直接建立模型并利用時間序列數(shù)據(jù)做回歸分析的話，勢必會出現(xiàn)由于滯后項的存在所導(dǎo)致的虛假回歸，因此，在進(jìn)行分析前必須首先進(jìn)行各時間序列的平穩(wěn)性檢驗。本文分別對所選用的時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行了單位根檢驗、協(xié)整檢驗以及變量之間的格蘭杰檢驗，以保證回歸的準(zhǔn)確性。圖3居民社會保障類支出與可支配性收入變化趨勢1.單位根檢驗表1ADF檢驗結(jié)果表1ADF檢驗結(jié)果-續(xù)表通過單位根檢驗可知，未經(jīng)差分的序列l(wèi)nYt和lnXt都存在單位根，經(jīng)過差分變換后，得到二階差分的序列不再存在單位根，即lnYt和lnXt均為二階單整。2.協(xié)整檢驗因為Johansen協(xié)整檢驗是建立在自回歸模型（VAR模型）基礎(chǔ)上的一種假設(shè)檢驗，所以，在進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗前，需要構(gòu)造VAR模型。利用Eviews6.0軟件構(gòu)造VAR模型如下：lnYt=0.717lnYt（-1）+0.205lnYt（-2）-0.305lnXt（-1）+0.457lnXt（-2）-0.598（2）lnXt=0.044lnYt（-1）+0.265lnYt（-2）+0.762lnXt（-1）-0.131lnXt（-2）+1.188（3）利用Eviews6.0軟件對構(gòu)造的VAR模型滯后階數(shù)進(jìn)行優(yōu)選，根據(jù)模型給出的5種評價以及AIC和SC最小準(zhǔn)則，最終確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為二階，即建立VAR（2）模型。滯后階數(shù)的選擇評價結(jié)果見表2，協(xié)整檢驗結(jié)果見表3。表2滯后階數(shù)的選擇評價結(jié)果表3VAR模型的協(xié)整檢驗結(jié)果另外，根據(jù)計算結(jié)果得出非標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整參數(shù)矩陣，調(diào)整參數(shù)矩陣。標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整參數(shù)向量，調(diào)整參數(shù)向量。協(xié)整檢驗結(jié)果表明，在5%的顯著水平下，在滯后階數(shù)為二階時，居民的可支配性收入與居民的社會保障類支出之間存在協(xié)整關(guān)系。根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化參數(shù)向量得到的結(jié)果可知，在1992～2007年這16年間，居民的社會保障類支出與居民的可支配性收入之間存在1∶1.22的比例關(guān)系。為避免由于變量之間短期存在的敏感性變化導(dǎo)致模型的失衡，故對模型的精度進(jìn)行加強(qiáng)。通過建立向量誤差修正模型（VEC模型）對上述VAR模型進(jìn)行修正，具體修正指標(biāo)和修正值見表4。表4誤差修正與評價表4誤差修正與評價-續(xù)表通過誤差修正模型修正后可以看出，和F值得到很大的提高，顯著性明顯增強(qiáng)，說明模型對短期的波動性影響較為敏感。通過修正，模型在長期走勢上回歸平穩(wěn)，具有長期的均衡性。3.格蘭杰檢驗在協(xié)整檢驗的基礎(chǔ)上，為檢驗居民的可支配性收入和居民的社會保障類支出之間的關(guān)系，探究兩者之間究竟是怎樣的影響，現(xiàn)對模型變量進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，檢驗結(jié)果如表5所示。表5格蘭杰檢驗結(jié)果表5格蘭杰檢驗結(jié)果-續(xù)表通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗可知，在滯后階數(shù)為一、二階時，居民的可支配性收入與居民的社會保障類支出之間均存在格蘭杰因果關(guān)系。其中，當(dāng)滯后階數(shù)為一階時，居民的可支配性收入與居民的社會保障類支出之間存在單向格蘭杰因果關(guān)系，即居民的社會保障類支出是居民可支配性收入的原因；當(dāng)滯后階數(shù)為二階時，居民的可支配性收入與居民的社會保障類支出之間存在雙向的格蘭杰因果關(guān)系，即居民的可支配性收入是居民的社會保障類支出的原因，同時居民的社會保障類支出也是居民可支配性收入的原因。這說明，居民的可支配性收入的變化會引起居民的社會保障類投資的變化；另外，居民的社會保障類投資所發(fā)生的變化也可以用來解釋居民可支配性收入的變化。四實證分析通過以上檢驗可知，所構(gòu)建的模型是符合經(jīng)濟(jì)意義的，并且所選取的指標(biāo)之間存在因果關(guān)系，即指標(biāo)之間具有相互影響的關(guān)系。同時，所選取的時間序列數(shù)據(jù)存在滯后性，因此，在實際應(yīng)用模型時，為避免時間序列數(shù)據(jù)的滯后性帶來的影響，需要對模型做出一定的調(diào)整。（一）模型的優(yōu)化與計算從現(xiàn)實情況看，一方面，支出不僅受到當(dāng)期收入水平的影響，而且會受到上一期，乃至前n期收入水平的影響；另一方面，居民社會保障類支出的變化還受到可支配性收入的預(yù)期水平或長期均衡水平的影響。因此，在模型的構(gòu)建上必須考慮滯后變量的存在，而且在收入對支出的影響上，應(yīng)當(dāng)考慮本期收入預(yù)期值帶來的影響。但預(yù)期值往往無法直接觀測，在此情況下，筆者假設(shè)可支配性收入的本期預(yù)期值與本期實際值之間存在一個預(yù)期系數(shù)r，即本期預(yù)期值的形成是一個逐步調(diào)整的過程，本期預(yù)期值的增量是本期實際值與前一期實際值之差的一部分，其比例為r。鑒于此，現(xiàn)將模型調(diào)整為自適應(yīng)預(yù)期模型的具體模型如下：lnYt=α+β0lnXet+μt（4）為將無限分布滯后模型轉(zhuǎn)換為自回歸模型，然后利用OLS對其參數(shù)進(jìn)行估計，根據(jù)假設(shè)，引入預(yù)期系數(shù)變量r，0≤r≤1，即lnXet-lnXet-1=r（lnXet-lnXet-1）（5）將式5代入式4后，等式左右同時乘以1-r，進(jìn)一步做差整理，得到如下自回歸模型：lnYt=rα+β0rlnXt+（1-r）lnYt-1+vt（6）其中，vt=μt-λut-1代入數(shù)據(jù)可得：lnYt=-1.728+0.429lnXt+0.719lnYt-1（7）t值（-3.423）（2.973）（6.018）R2=0.9925；D.W.=2.1通過查表可知，式7中各變量的t值均能通過置信度為95%的檢驗，且Du＜D.W.＜4-Du，R2值較大，因此，該模型不存在序列相關(guān)性，且居民的可支配性收入與居民的社會保障類支出之間的擬合優(yōu)度較高，相關(guān)性顯著。這說明，在短期內(nèi)，居民的可支配性收入的變化與其社會保障類支出的變化之間具有正向相關(guān)關(guān)系，即一方面，增加1個單位的可支配性收入能夠推動2.33個單位的居民社會保障類支出額的增加；另一方面，增加1個單位的社會保障類支出能夠在短期內(nèi)增加0.429個單位的居民可支配性收入。同時，受其可支配性收入預(yù)期值的影響，居民上一期社會保障類支出對其本期社會保障類支出具有一定的正向影響，如果上一期社會保障類支出增加1個單位，則能夠促使居民對社會保障類的當(dāng)期支出增加1.39個單位。另外，根據(jù)式7可知，1-r=0.719，r=0.281，所以，α=6.149，β0=1.527。居民的可支配性收入與其社會保障類支出之間的長期相關(guān)性模型如式8所示：lnYt=6.149+1.527lnXt（8）由式8可知，居民的可支配性收入對其社會保障類支出具有長期影響，即每增加1個單位的可支配性收入，可以在長期內(nèi)增加1.527個單位的社會保障類支出。這說明，居民可支配性收入對其社會保障類支出的長期影響要弱于短期影響，但在預(yù)期收入的影響下，短期影響可能會出現(xiàn)波動或失衡現(xiàn)象，然而，長期影響是平穩(wěn)的、顯著的。（二）居民收入與社會保障投資之間影響關(guān)系的分析根據(jù)調(diào)整后的自適應(yīng)回歸方程計算可知，居民收入的變化與居民社會保障投資之間具有雙向因果關(guān)系，且具有顯著性，即居民收入變化與其社會保障投資之間在二階單整的條件下具有相互影響關(guān)系，并且短期內(nèi)收入對社會保障投資的推動作用明顯強(qiáng)于社會保障投資對收入的拉動作用，而長期影響帶來的波動性較小。鑒于此，筆者將居民收入與社會保障投資之間的具體影響歸結(jié)為以下幾點。1.收入的增加推動了居民長期、穩(wěn)定的社會保障投資的增加根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，消費者的收入與支出之間具有正向相關(guān)性，即收入的增加會拉動消費支出的增加。同時，根據(jù)筆者建立的回歸模型可知，居民會根據(jù)其當(dāng)期的實際收入、當(dāng)期的預(yù)期收入以及預(yù)期的未來收入確定其支出。因此，收入水平的高低及其波動性的大小直接影響著居民長期的投資支出行為。隨著市場經(jīng)濟(jì)的不斷成熟和我國經(jīng)濟(jì)政策的不斷完善，居民收入將會呈現(xiàn)長期穩(wěn)定的增長趨勢。伴隨收入的穩(wěn)定增加，居民的長期投資行為將得到保證。在經(jīng)濟(jì)推拉作用的影響下，由于居民收入與其社會保障投資之間存在長期、穩(wěn)定的雙向影響關(guān)系，因此，提高居民的收入水平能夠有效地刺激居民的投資欲望，推動居民加大對社會保障的投資力度，居民社會保障投資占其總投資的比例將會隨著收入水平的提高而增加。2.收入的增加能夠影響居民社會保障投資的傾向，促進(jìn)社會保障的替代性作用更好地發(fā)揮居民的可支配性收入主要用于消費和投資，而社會保障投資既包括對諸如社會保險、住房公積金等的保障類消費，又包括對商業(yè)保險、其他補充保險等保障產(chǎn)品的投資，可支配性收入是決定社會保障投資的主要經(jīng)濟(jì)變量之一。在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型初期，由于社會保障體制尚處于起步階段，各方面的政策與制度都不成熟，這使得個人支出不斷增加，居民可支配性收入變得不穩(wěn)定，面臨諸多不確定性的投資，居民對未來缺乏“安全感”。因此，居民更多地將可支配性收入用于儲蓄，以作為預(yù)防性資金用于保障。如今，市場經(jīng)濟(jì)的發(fā)展、社會保障制度的建設(shè)都趨于成熟，居民的“保障系數(shù)”明顯提高。伴隨著收入的增加，居民因未來的不確定性而進(jìn)行的預(yù)防性儲蓄會相應(yīng)地減少，而選擇將此部分收入用于保障性支出。這種收入的增加帶來的投資傾向的改變是較為明顯的。同時，從模型的回歸結(jié)果也可以看出，短期內(nèi)收入對社會保障投資的刺激作用高于社會保障投資對收入的反哺作用。因此，隨著收入的穩(wěn)步增加，居民會更愿意將儲蓄轉(zhuǎn)化為保障性投資，從而使居民的社會保障投資隨著收入的增加而不斷提高，社會保障支出對預(yù)防性儲蓄的替代性也隨之提高，居民的社會保障投資傾向發(fā)生了變化，在社會保障方面的投資逐漸增加，居民的養(yǎng)老保障意識也隨之增強(qiáng)。3.居民社會保障投資的增加能夠加速調(diào)節(jié)收入差距收入決定了投資的選擇，與此同時，投資的選擇又反作用于收入。從回歸方程的結(jié)果可知，在長期投資過程中，社會保障投資根據(jù)自身的調(diào)節(jié)功能促進(jìn)收入的穩(wěn)步增長。社會保障作為收入再分配的主要手段，通過發(fā)揮其對收入的再分配功能，能夠使低收入者獲得較為穩(wěn)定的收入來源，從而在保障其對普通消費品投資的同時，還能結(jié)余部分收入用于其他投資。隨著社會保障的不斷完善，其再分配功能不斷提高，中低收入者的收入增量也將進(jìn)一步提高，其預(yù)期收入也會隨之增加。從模型中還可以看出，預(yù)期收入的增加有助于社會保障投資的增加。因此，利用社會保障投資做好二次收入分配，能夠分流高收入者的收入，減輕財富分布的“2/8”現(xiàn)象[1]，進(jìn)而增加中低收入者的可支配性收入。這將有利于縮小居民收入差距，增加居民收入進(jìn)而提高居民的整體收入水平。五結(jié)論與展望通過模型的構(gòu)建與相應(yīng)的實證分析，筆者認(rèn)為，居民收入與其社會保障投資之間具有顯著的影響關(guān)系，且具有雙向的格蘭杰因果關(guān)系：一方面，收入的增加能夠推動投資力度的逐步增大，使居民的投資傾向發(fā)生轉(zhuǎn)變；另一方面，社會保障投資的增加也能夠反作用于收入，促進(jìn)收入的增加并拉動經(jīng)濟(jì)增長，在一定程度上縮小收入差距。這既是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一種必然結(jié)果，也是社會保障作為二次收入分配的手段、發(fā)揮經(jīng)濟(jì)杠桿作用的具體體現(xiàn)。面對老齡化的嚴(yán)峻挑戰(zhàn)，如何利用收入刺激投資，如何運用社會保障的二次分配功能調(diào)節(jié)收入差距顯得尤為重要。為了能夠有效地運用經(jīng)濟(jì)活動中的保障機(jī)制以及社會保障的經(jīng)濟(jì)調(diào)節(jié)功能來緩解未來的養(yǎng)老壓力，應(yīng)對老齡化挑戰(zhàn)，就要在今后的建設(shè)與發(fā)展過程中做到以下幾點。1.完善制度建設(shè)，保障居民的收入穩(wěn)步增長，刺激投資增加一方面，穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)制度是居民長期經(jīng)濟(jì)行為的保障，是居民進(jìn)行長期投資規(guī)劃的基礎(chǔ)。因此