亚太财经
Asia-Pacific Finance and Economics Review
- 主办单位:未來中國國際出版集團有限公司
- ISSN:3079-3505（P）
- ISSN:3079-9570（O）
- 期刊分类:经济管理
- 出版周期:月刊
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养老保险与经济增长关系分析——基于VAR向量自回归模型分析
Analysis of the Relationship between Pension Insurance and Economic Growth — Based on VAR (Vector Autoregressive) Model
引言
随着人口老龄化进程的加速，养老保险制度在社会经济发展中的重要性日益凸显。养老保险作为社会保障体系的核心内容之一，不仅直接关系到居民的生活质量和社会稳定，也对宏观经济运行产生重要影响。一方面，养老保险基金的收入与支出通过储蓄、消费和投资等途径，对经济增长产生直接或间接的作用；另一方面，经济增长为养老保险基金提供了资金保障，影响了养老保险制度的可持续性。在这一背景下，本文利用2010—2023年中国基本养老保险基金收入、支出与GDP的年度数据，构建向量自回归（VAR）模型，通过ADF单位根检验、协整检验以及方差分解方法，实证检验养老保险与经济增长之间的长期协整关系及滞后效应。
一、研究基础与设计
（一）研究背景和研究意义
1.研究背景
近年来，我国人口老龄化加速，对养老保险的需求持续上升。截至2023年末，60岁及以上人口达2.97亿，占总人口21.1%，标志着我国已进入“中度老龄化”社会（65岁及以上占15.4%）。与此同时，经济增长面临转型升级，养老保险基金收支压力日益凸显。在此背景下，研究养老保险与经济增长的关系，有助于评估其经济效应，为完善政策提供理论支撑与实践依据，也为探讨二者长期与短期的动态交互机制奠定基础。
2.研究意义
（1）理论意义
通过探讨养老保险与经济增长的长期均衡与短期动态关系，本研究丰富了社会保障与经济增长互动机制的理论内涵，为分析养老保险制度的经济效应提供了新视角。结合脉冲响应函数分析两者动态关系，有助于揭示变量间的影响路径与作用强度，为后续研究奠定基础。
（2）现实意义
在我国人口老龄化加速背景下，养老保险基金收支矛盾突出，如何在经济增长与养老保障之间实现平衡成为亟待解决的问题。本文贴近实际，为应对基金运行压力提供科学依据，并引导各界正确认识二者相互关系，促进社会保障体系完善与经济高质量发展。
（二）文献综述
1.国内文献综述
国内外学者对养老保险与经济发展的关系存在不同观点。国内方面，李建英等通过生命周期理论发现，增加养老保险支出、提高覆盖率可改善城镇居民消费水平，进而促进经济增长。崔小勇、卢国军、翟颖佳等人从缴费率角度研究发现，政策缴费率下调降低了企业社保缴费率和劳动力成本，提升工资，促进雇佣与产出扩张，有利于宏观经济发展。但与此同时也有不少的国内学者对此有相反的观点，如李乐乐、秦强发现人口老龄化能促进经济发展，但养老保险支出不利于经济。樊海潮基于三期世代交叠模型的研究则指出，现收现付制公共养老保险会妨碍经济增长。
2.国外文献综述
从国外学者的视角来看，国外学者多运用代际重叠模型和积累模型研究养老保险与经济增长的内生关系。Hachon通过资本积累模型发现，养老金制度越多，经济增长率越高。Diamond提出社会保障分析框架，强调其在提供退休收入和稳定消费方面的作用，有助于经济平稳增长。但也有相反观点：Barro认为政府债券并非净财富，仅是未来税收承诺，社会保障可能通过增加财政负担阻碍经济增长。Kotlikoff进一步指出，私有化社会保障可降低政府财政压力，激励个人增加储蓄和投资，从而提高经济效率。
3.文献评述
国内外学者对养老保险与经济发展的关系进行了广泛探讨，形成了多样化的观点。国内研究方面，学者们从不同理论框架出发，探讨了养老保险基金支出、覆盖率及缴费率等因素对消费和经济增长的影响。部分研究强调养老保险在提升城镇居民消费、刺激增长方面的积极作用，也有研究指出基金支出可能加剧财政压力，对经济产生不利影响。缴费率调整被认为对企业和劳动力市场有重要影响，但方向尚存争议。国外研究方面，学者们多运用代际重叠模型和积累模型，发现养老金制度增多有助于提升经济增长率，强调养老保险在资本积累中的作用。但也有观点认为社会保障会增加政府财政负担，阻碍经济增长。另有学者主张私有化，认为可提高经济效率、减轻财政压力并激励储蓄投资。综上，养老保险与经济增长的关系复杂多样，不同研究结论各异。本文基于VAR模型，从基本养老保险基金收支角度实证探究二者关系。
（三）研究内容与研究方法
1.研究内容
采用时间序列分析方法，包括ADF单位根检验、协整检验以及误差修正模型，来深入探讨养老保险与经济增长之间的长期与短期关系。采取2010-2023年间的数据通过时间序列分析来得到一些具有普适性的结论，从而对后续养老保险政策的制定提供一些新的思路。
2.研究方法
（1）文献研究法
本文通过对已经发表的文献进行阅读研究，通过对国内外学者的文章进行研究，总结出他们的经验与看法，结合自己的思考进行进一步的探索。
（2）实证分析法
本文通过分析2010-2023年间中国国内生产总值（GDP）、丞相养老保险收入及支出的数据，采用时间序列分析方法，包括ADF单位根检验、协整检验，来深入探讨养老保险与经济增长之间的长期与短期关系。
二、 理论分析
（一）养老保险对经济增长的影响机理
养老保险对经济增长的影响机理主要体现在三个方面：一是提供稳定的人力资本。保障老年人基本生活，促进劳动力代际更替，满足经济发展对劳动力的需求；同时通过提高家庭预期收入降低储蓄率，促进消费，刺激经济增长。二是促进资本市场成熟。养老保险基金作为长期稳定资金来源，增加资本市场供给，其投资运营活动（如购买股票、债券）推动金融工具创新，提高市场效率，为企业提供资金支持，拉动增长。三是调节社会总供给与总需求。经济萧条时，增加养老保险支出可提高可支配收入，刺激消费；通胀时，自动调整缴费与支付水平，抑制过度需求，稳定物价。此外，养老保险还能优化经济结构、促进社会保障体系可持续发展。总体而言，养老保险通过多重路径促进经济稳定与发展，完善其制度对实现可持续发展具有重要意义。
（二）经济增长对养老保险的影响机理
经济增长显著影响着养老保险基金的支出水平。随着经济蓬勃发展，我国步入老龄化社会，老年人口攀升直接导致养老保险支出需求增加。这一现象背后是人口结构与经济发展的相互作用：经济发展提高生活水平，医疗改善与生育率下降共同促成老龄人口快速增长。与此同时，民众生活水平提升，对养老、医疗等公共服务质量的要求日益提高，特别是对养老保险的保障范围和支付标准有了更严格的要求。
为有效保障人民基本生活，满足人民群众日益增长的美好生活需要，适时调整养老保险的支出结构尤为关键。优化支出安排，既能确保老年人口获得稳定经济来源，又能体现社会对老年群体的关怀与尊重，推动社会和谐稳定发展。
同时，经济增长带来的财政收入增加，使政府有更多资金支持养老保险制度。政府对养老保险的投入取决于GDP存量及投入比例，经济良好时财政盈余增加，能够有足够资金支持养老保险，从而增强其支付能力。
三、养老保险与经济增长的实证分析
（一）数据选取及处理
本文将选取基本养老保险基金支出、基本养老保险基金收入和GDP作为变量，以2010—2023年的数据作为研究样本，其中所有数据均来自《中国统计年鉴》、国家统计局、人力资源和社会保障部等权威机构，确保数据的真实性与可用性。同时为了消除时间序列数据的异方差并且使数据更加平滑，本文对这3个变量分别采取了取对数的方法，分别用Lnexpend、Lnincome和Lngdp表示。
接下来将数据汇总至表1。
| 年份 | Lngdp | Lnincome | Lnexpend |
|---|---|---|---|
| 2010 | 12.99 | 6.12 | 5.30 |
| 2011 | 13.16 | 6.98 | 6.38 |
| 2012 | 13.26 | 7.51 | 7.05 |
| 2013 | 13.35 | 7.63 | 7.21 |
| 2014 | 13.43 | 7.75 | 7.36 |
| 2015 | 13.49 | 7.96 | 7.66 |
| 2016 | 13.56 | 7.98 | 7.67 |
| 2017 | 13.64 | 8.10 | 7.77 |
| 2018 | 13.73 | 8.25 | 7.97 |
| 2019 | 13.80 | 8.32 | 8.04 |
| 2020 | 13.83 | 8.49 | 8.12 |
| 2021 | 13.94 | 8.58 | 8.22 |
| 2022 | 14.00 | 8.63 | 8.31 |
| 2023 | 14.04 | 8.73 | 8.44 |
数据来源：根据中国统计年鉴整理得出。
（二）单位根检验（ADF）
由于本文进行实证分析时主要采用的就是时间序列数据，而时间序列数据是否足够平稳对本次实证的结果影响巨大，如果数据不够平稳就会造成t检验不显著或者是伪回归的问题。因此本文利用SPSS对Lnexpend、Lnincome和Lngdp进行ADF检验。
首先是对Lngdp进行单位根检验，得出下表2的数据。
| ADF检验表 | |||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 变量 | 差分阶数 | t | P | AIC | 临界值 | ||
| 1% | 5% | 10% | |||||
| Lngdp | 0 | -3.267 | 0.016** | -53.853 | -4.665 | -3.367 | -2.803 |
| 1 | -2.961 | 0.039** | -36.765 | -4.223 | -3.189 | -2.73 | |
| 2 | -7.257 | 0.000*** | -42.265 | -4.939 | -3.478 | -2.844 | |
注：***、**、*分别代表1%、5%、10%的显著性水平。资料来源：该表由本研究根据SPSS23.0的分析结果整理所得。
根据上表数据可知，Lngdp变量在原始序列（差分阶数为0，t=-3.267，p=0.016）在5%显著性水平下拒绝原假设，表明原始序列平稳。差分阶数为2时，p=0.000，在1%水平下显著，且AIC降至-42.265，t值远小于1%、5%、10%临界值（-4.939、-3.478、-2.844），确认二阶差分序列平稳，因此该时间序列平稳，强烈拒绝原假设。同理，基本养老保险支出和收入同样呈现平稳特征，均可拒绝原假设，具体数据见表3。
| 变量 | ADF值 | 10%临界值 | P值 | 结果 |
|---|---|---|---|---|
| Lngdp | -3.267 | -2.803 | 0.016** | 平稳 |
| Lnexpend | -3.092 | -2.749 | 0.000*** | 平稳 |
| Lnincome | -3.508 | -2.772 | 0.008*** | 平稳 |
资料来源：该表由本研究根据SPSS23.0的分析结果整理所得。
基于此项结果，我们可以继续使用平稳的序列进行实证分析，继续研究养老保险与经济增长的关系。
（三）协整检验
为了揭示这三个变量之间是否有长期均衡关系的存在性，因此接下来将采用协整检验来进行判断，协整检验的结果如下表4所示。
| 原假设 | 特征根 | 迹（最大根） | 10%临界值 | 5%临界值 | 1%临界值 |
|---|---|---|---|---|---|
| 无协整关系 | 1 | 662.409 | 27.067 | 29.796 | 35.463 |
| 最多1个协整 | 1 | 316.136 | 13.429 | 15.494 | 19.935 |
| 最多2个协整 | 0.771 | 16.218 | 2.705 | 3.841 | 6.635 |
资料来源：该表由本研究根据SPSS23.0的分析结果整理所得。
上表结果显示，各假设的迹均大于5%临界值，可拒绝全部假设，即存在3个协整关系。这意味着基本养老保险基金收入、支出与GDP具有协整关系，长期内存在稳定均衡。协整回归模型结果见表5。
| Coefficient | Std. Error | t | p | |
|---|---|---|---|---|
| 常数c | 8.198 | 0.660 | 12.424 | 0.000 |
| Lnincome | 1.664 | 0.390 | 4.270 | 0.001 |
| Lnexpend | -1.035 | 0.327 | -3.169 | 0.009 |
| F | F (2,11)=119.483,p =0.000 | Durbin-Watson | 1.295 | |
| nobs | 14 | AIC | -30.650 | |
| R2 | 0.956 | BIC | -28.733 | |
| 调整R2 | 0.948 | RMSE | 0.065 | |
资料来源：该表由本研究根据SPSS23.0的分析结果整理所得。
根据上表我们可以得出协整回归模型(长期均衡方程)，协整方程模型公式为：
Lngdp =8.198 +1.664 Lnincome -1.035 Lnexpend
协整方程模型R²为0.956，高度拟合，且通过F检验（F=119.483，p=0.000<0.1）。长期均衡参数检验显示，城乡居民社会养老保险基金收入的系数为1.664（p=0.001<0.01），对GDP产生正向长期均衡影响。基金支出的系数为-1.035（p=0.009<0.01），对GDP产生负向长期均衡影响。
这一结果符合经济常识：长期来看，基金收入增加参保规模，为相关机构带来收益，进而通过企业收益影响GDP；基金支出也可类似解释。总体而言，养老保险对经济增长呈现促进作用。
（四）VAR向量自回归模型
上述数据均已通过ADF检验，为平稳序列，接下来使用VAR模型分析其滞后效应。在不同滞后阶数下，logL、AIC、SC、HQ及FPE等指标用于评估模型拟合优度，具体结果见表6。
| 滞后阶数 | logL | AIC | SC | HQ | FPE |
|---|---|---|---|---|---|
| 0 | 23.109 | -11.386 | -11.249 | -11.399 | 0 |
| 1 | 80.378 | -19.033 | -18.512 | -19.141 | 0 |
| 2 | 96.175 | -21.043* | -20.194* | -21.357* | 0.0* |
资料来源：该表由本研究根据SPSS23.0的分析结果整理所得。
AIC、SC和HQ准则通过惩罚项平衡模型拟合度与简洁性，值越小模型越优。表中滞后2阶时，AIC（-21.043）、SC（-20.194）、HQ（-21.357）均达最小值（标*），表明该阶数模型表现最佳。模型参数估计见表7。
| 参数 | 估计量 | GDP(亿元）处理 | 城乡居民社会养老保险基金支出(亿元)处理 | 城乡居民社会养老保险基金收入(亿元)处理 |
|---|---|---|---|---|
| GDP(亿元）(-1) | 系数 | 0.773 | 1.158 | 1.115 |
| 标准差 | 0.291 | 0.898 | 0.402 | |
| t | 2.658 | 1.29 | 2.775 | |
| GDP(亿元）(-2) | 系数 | 0.065 | 0.743 | 0.762 |
| 标准差 | 0.359 | 1.107 | 0.496 | |
| t | 0.181 | 0.671 | 1.537 | |
| 城乡居民社会养老保险基金支出(亿元)(-1) | 系数 | -0.352 | -0.01 | -0.496 |
| 标准差 | 0.179 | 0.554 | 0.248 | |
| t | -1.959 | -0.019 | -2.001 | |
| 城乡居民社会养老保险基金支出(亿元)(-2) | 系数 | 0.298 | 0.522 | 0.699 |
| 标准差 | 0.171 | 0.527 | 0.236 | |
| t | 1.746 | 0.99 | 2.962 | |
| 城乡居民社会养老保险基金收入(亿元)(-1) | 系数 | 0.546 | -0.197 | 0.403 |
| 标准差 | 0.23 | 0.711 | 0.318 | |
| t | 2.372 | -0.278 | 1.268 | |
| 城乡居民社会养老保险基金收入(亿元)(-2) | 系数 | -0.416 | -0.594 | -0.886 |
| 标准差 | 0.218 | 0.672 | 0.301 | |
| t | -1.909 | -0.884 | -2.947 | |
| 常数 | 系数 | 1.637 | -15.543 | -15 |
| 标准差 | 1.396 | 4.311 | 1.93 | |
| t | 1.173 | -3.605 | -7.772 |
资料来源：该表由本研究根据SPSS23.0的分析结果整理所得。
GDP的一阶滞后项系数分别为0.773、1.158和1.115，其中GDP对自身及基金收入的正向影响显著（t=2.658、2.775），但对支出的影响不显著。二阶滞后项系数较小且多数不显著，直接影响较弱。
基金支出的一阶滞后对GDP系数为-0.352（t=-1.959），表明前一期支出增加有负向影响，可能反映财政压力或消费挤出；其对基金收入系数显著为正（t=2.962），显示长期正向反馈。
基金收入的一阶滞后对GDP系数为0.546（t=2.372），正向贡献显著；对支出和收入自身影响有限。二阶滞后对所有变量系数为负，对GDP和基金收入负向显著（t=-1.909、-2.947），可能反映周期性波动或市场调节。
最后分析方差分解下基金支出与收入对GDP的贡献度，见表8。
| 阶数 | 标准差 | GDP(亿元）% | 城乡居民社会养老保险基金支出(亿元)% | 城乡居民社会养老保险基金收入(亿元)% |
|---|---|---|---|---|
| 1 | 0.02 | 100 | 0 | 0 |
| 2 | 0.026 | 68.045 | 23.201 | 8.754 |
| 3 | 0.031 | 65.629 | 26.433 | 7.938 |
| 4 | 0.036 | 74.176 | 19.843 | 5.981 |
| 5 | 0.039 | 78.493 | 16.506 | 5.001 |
| 6 | 0.042 | 80.991 | 14.548 | 4.461 |
| 7 | 0.044 | 82.767 | 13.156 | 4.077 |
| 8 | 0.046 | 84.105 | 12.107 | 3.788 |
| 9 | 0.047 | 85.131 | 11.302 | 3.567 |
| 10 | 0.049 | 85.943 | 10.665 | 3.392 |
资料来源：该表由本研究根据SPSS23.0的分析结果整理所得。
从一阶滞后看，GDP波动100%由自身解释，养老金收支影响尚未显现。随滞后阶数增加，GDP自身解释力从二阶的68.045%降至十阶的85.943%，表明其他变量的影响逐渐显现。同时，养老金支出和收入的解释力逐步上升：支出从二阶的23.201%增至十阶的10.665%，收入从8.754%增至3.392%，说明长期中两者对GDP波动具有一定解释力，且支出影响更显著。各变量百分比之和始终接近100%，验证了方差分解的有效性。此外，标准差随滞后阶数增大，反映了经济系统中不确定性的累积。
（五）实证总结
本文通过ADF检验、协整检验及VAR模型分析养老保险与经济增长的长短期关系。结果表明：协整检验发现基金收入、支出与GDP存在长期稳定均衡；VAR分析显示基金收入对经济增长有正向滞后效应，支出影响较复杂但贡献度逐渐上升，且滞后冲击随时间的推移逐渐减弱。
四、 对策建议
对于此次的研究和实证的结果将给出以下的对策和建议：
（一）加强基本养老保险制度的改革和完善
实证表明，基金收入与支出对GDP存在长期稳定均衡。因此需扩大养老保险覆盖面，重点加强农村及边远地区宣传引导，同时提升基金管理水平与运营效率，确保基金保值增值。
（二）优化经济政策环境，促进经济的稳定增长和可持续发展
短期内基金收入对经济增长有正向滞后效应，但随时间衰减，凸显可持续发展的重要性。应鼓励企业创新与技术进步，提高劳动生产率，加大宏观调控力度，保持经济稳定可持续增长。
（三）加强政策协调与配合，确保基本养老保险制度与经济增长之间的良性互动
建立完善的联动机制，使养老保险制度与经济增长相协调。同时加强基金监督与管理，实施严格监管，防范挪用滥用，保障参保人员权益。制定调整政策时，应综合考虑经济现状与未来需求，提升政策有效性与针对性，为良性互动提供坚实保障。
参考文献：
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