社會保障支出是指政府通過財政向由于各種原因而導致暫時或永久性喪失勞動能力、失去工作機會或生活面臨困難的社會成員提供基本生活保障的支出。其主要包括社會保險、社會救助、社會福利和社會優撫四個方面。近年來，隨著我國經濟的發展和民生財政投入的加大，社會保障本身的目標基本實現了，但是社會保障的外部效應引發的問題越來越嚴重，受到越來越多專家學者的重視。 畢竟，政府手中的資源總是相對有限的，尤其是對發展中國家而言，稅收資源的相對緊張使得社會保障支出對于經濟增長的意義顯得更為重要。有限的稅收資源是否用于社會保障開支及多大部分用于此目的，是否會對經濟產生良好的效果，經濟學家們一直在探索和爭論。因此我們不能僅僅為了縮小和發達國家社保投入差距，更應該關注社保支出對經濟是正效應還是負效應。一國的社會保障支出水平應同其經濟發展水平相適應，只有這樣，才能保證經濟的穩定和社會的和諧發展。
一、文獻回顧與梳理
現代社會保障制度起源于19世紀80年代的德國，長期以來，對社會保障與經濟增長的研究一直是社會保障研究的核心問題，從古典經濟學、新古典經濟學到現代西方經濟學的各主要流派都提出了相應的觀點和政策，大致可分為兩種觀點：一是認為社會保障支出作為財政支出的一種形式將隨著產出增加而增加，即“瓦格納法則”。德國財政學家瓦格納在考察了 19 世紀西歐國家及美國、日本等國的公共部門增長狀況后，從市場失靈和收入彈性兩個方面來解釋政府增長的現實，認為隨著人均收入的增加，人們對教育、娛樂、文化、醫療等產品或服務的需求也隨之提高，需要政府加強社會保障職能，繼而政府發生在這方面的支出也會提高；另一種觀點建立在凱恩斯“有效需求不足”和國家干預理論之上，認為社會保障支出對經濟的短期波動具有“自動穩定器”作用。當經濟過度繁榮時，減少社會保險的支出會導致總需求下降，起到抑制通貨膨脹的作用；當經濟蕭條時，增加社會保險的支出會導致總需求增加，起到降低失業率的作用。
許多國外學者探討了財政社會保障支出與經濟增長之間的關系， 長期以來這都是社會保障研究的關鍵。Zhong和Ehrlich（1998）考察了1960-1995年49個國家的面板數據，以此為樣本建立了兩步回歸固定效應模型，以養老金占GDP 的比重為變量探討社保支出對經濟發展、生育率、儲蓄以及結婚/離婚率的影響， 研究表明社保支出對以上變量均為負相關關系。Barro (1990)以公共轉移、公共消費與公共投資三大塊為主體研究公共支出， 結果表明似乎只有社會保障支出與經濟增長正相關。Bellettini和Ceroni（2007）的研究的結論在一定程度上說明社會保障支出有助于形成人力資本。在社保支出與經濟增長之間關系的研究中，選取61個國家的數據為樣本，結果表明二者呈正相關關系，這種相關性在欠發達國家越明顯。米爾斯、卡特林(2008)指出，社會保障制度能夠保障公平，消除不平等，促進社會穩定，應該增加財政社會保障投入，以促進就業，加快經濟發展。 國際勞工局（2009）的文獻將社會保障看作是一種投資，認為它能夠改善家庭經濟狀況，促進勞動力流動，幫助緩解周期性經濟波動帶來的不利影響。Chang和Lee（2009）在社會保障支出與GDP之間的關系這個問題上，通過考察 1972-2006年亞洲12個國家的面板數據，主要采取單位根檢驗、面板協整檢驗以及因果關系檢驗等檢驗方法，另二乘法（OLS 法）檢驗的結論告訴我們，社會保障支出能夠促進GDP增長，從長期來看社保支出與經濟增長之間具有雙向因果關系，不過沒有發現二者在短期內是否具有因果關系。
社會保障的內在特征是用經濟手段解決社會問題。一方面，沒有經濟增長的支持，社會保障將無從談起；另一方面，作為一項重大的社會公共政策，社會保障對社會生活的各個層面都產生了廣泛而深遠的影響，它通過改變受保者的預算約束和福利狀況影響了個人的儲蓄、消費和投資等微觀經濟決策，進而影響到經濟運行中的物質資本積累和人力資本形成，不可避免地對經濟增長產生影響。然而從 20 世紀 70 年代中期以來，由于受西方主要發達國家經濟增長放慢、政府財政負擔沉重以及人口老齡化加速等因素的影響，有關社會保障對經濟增長影響的爭論日趨白熱化。國外對社會保障與經濟增長的實證研究較早，主要討論兩者是否存在因果關系、社會保障支出的效應在不同經濟發展水平下是否存在差異以及不同的社會保障制度對微觀經濟主體的影響，進而對經濟增長的影響等，但結論各異，特別是在兩者究竟是正相關還是負相關以及兩者因果關系的判斷上莫衷一是（別朝霞 2004，許曉茵、韓麗妙 2006）。Sala-i-Martin（1996）在研究美國、日本和歐洲五國經濟發展趨同問題時，發現各地趨同速度驚奇地相似為每年2%，通過研究社會保障轉移支付占GDP比例對經濟增長的貢獻，認為社會保障對經濟增長的貢獻為正。Gupta等（2005）研究了上世紀90年代39個低收入國家財政一體化和支出結構對經濟增長的影響，認為公共支出的構成具有重要的作用，增加政府工作人員的工資和轉移支出能夠促進經濟增長。國際勞工局2004 年年會認為應將社會保障視為一種投資，一種社會凝聚力的動因和國家的寶貴財富。作為投資，社會保障有助于個人健康的提高和家庭狀況的改善；具有反周期性的經濟影響，可以在高失業率期間保持消費者的商品和服務需求；有利于促進勞動力的流動，使工人在變換工作時不至于失去已積累的應得權利。總之，社會保障計劃以一種維護和加強受益人尊嚴的方式，對收入進行再分配，這種做法又轉過來提高勞動生產率，促進社會的凝聚力和民族團結。
受我國社會保障發展水平的限制，在國內雖然有學者研究社會保障與經濟增長、經濟發展之間的相關關系，但實證研究特別是運用現代計量經濟學方法分析的不多。穆懷中（2001）從國家福利和自保公助兩種社保模式出發，運用相關性和直接回歸方法分析了社保支出與 GDP、國內儲蓄、投資及私人消費之間的相關影響，證明社保支出與人均 GDP 增長高度正相關。許曉茵、韓麗妙（2006）運用 1996－2004 年我國 31 個省份離退休人員保險和福利費用分析了社會保障水平與經濟增長的地區差異，發現養老金支付水平對經濟增長的貢獻存在顯著的地區差異。董擁軍、邱長溶（2007）利用協整分析方法，發現我國 1989－2004 年社會保障支出與經濟增長之間存在雙向因果關系，但利用省際面板數據分析卻呈現負相關。于文革（2007）利用柯布－道格拉斯生產函數，對1978－1998 年的時間序列采用 OLS方法檢驗了政府社會保障支出對經濟增長的影響，認為政府社會保障支出與產出顯著負相關。曹艷春（2007）利用我國 36 個城市 1998－2005 年的面板數據，分析影響城市居民最低生活保障標準動態變遷的經濟、政治和社會因素及其效應，發現“低保”標準并未有效地縮小貧富差距。趙怡（2007）選用 1989－2005 年的數據回歸分析了我國社會保障水平、經濟增長、居民消費支出、資本形成總額及居民儲蓄等變量之間的關系，認為社保水平與消費、儲蓄正相關，但對投資的作用不明顯。張欣（2007）通過構造數理理論框架，研究了社會保障支付對總需求和總供給變量的各種不同影響，以及社會保障支付對經濟增長、價格、政府財政開支等宏觀經濟變量的效應，從理論和實證上說明了在經濟蕭條時，社會保障支出可以積極地增加有效需求，從而增加產出和就業；在非蕭條時期，通過正確設計社保制度將有助于促進積累和投資，從而促進長期的經濟發展。特別地，通過總量經濟模型得出 2004 年我國社會保障支出乘數為1.67，這樣，在總供給大于總需求的情況下，100億元的社會保障支出就可以增加167億元的產出。
二、理論與方法
為了明確變量間的當期關系，首先來研究兩變量的VAR模型結構式和簡化式之間的轉化關系。如含有兩個變量(k=2)、滯后一階(p=1)的VAR模型結構式可以表示為下式，一般稱為一階結構向量自回歸模型(SVAR(1))。
在模型中假設：
（1）變量過程 xt 和 zt 均是平穩隨機過程；
（2）隨機誤差 uxt 和 uzt 是白噪聲序列，不失一般性，假設方差 sx2 = sz2 =1 ；
（3）隨機誤差 uxt 和 uzt 之間不相關，cov(uxt ， uzt )=0 。
一階結構向量自回歸模型(SVAR(1))是一種結構式經濟模型，引入了變量之間的作用與反饋作用，其中系數 b12 表示變量 zt 的單位變化對變量 xt 的即時作用，g21表示 xt-1的單位變化對 zt 的滯后影響。雖然 uxt 和 uzt 是單純出現在 xt 和 zt 中的隨機沖擊，但如果 b21 ¹ 0，則作用在 xt 上的隨機沖擊 uxt 通過對 xt的影響，能夠即時傳到變量 zt 上，這是一種間接的即時影響；同樣，如果 b12 ¹ 0，則作用在 zt 上的隨機沖擊 uzt 也可以對 xt 產生間接的即時影響。沖擊的交互影響體現了變量作用的雙向和反饋關系。
前面已經提到，在VAR簡化式中變量間的當期關系沒有直接給出，而是隱藏在誤差項的相關關系的結構中。自Sims的研究開始，VAR模型在很多研究領域取得了成功，在一些研究課題中，VAR模型取代了傳統的聯立方程模型，被證實為實用且有效的統計方法。然而，VAR模型存在參數過多的問題，如式(9.1.1)中，一共有k(kp+d)個參數，只有所含經濟變量較少的VAR模型才可以通過OLS和極大似然估計得到滿意的估計結果。
三、樣本說明和數據來源
本文以呼和浩特經濟增長（GDP）和財政社會保障支出（FS）為研究對象.研究時間跨度從2000-2012年。數據來源于歷年呼和浩特統計年鑒。
呼和浩特2012年社會保障和就業支出310382萬元，比上年增加22468萬元。進一步提高城鄉居民尤其是低收入群體的收入水平，市級財政下達城市和農村低保補助資金7530萬元和3364萬元，下達農村五保對象供養資金1025萬元，撥付孤兒集中供養資金595萬元，撥付優撫事業單位供養人員生活補助113萬元，撥付救助資金804萬元，撥付城鄉醫療救助補助資金497萬元，撥付高齡老人補助資金618萬元，撥付公益性崗位補助資金3060萬元，撥付城鄉居民的養老保險補助資金1億元，同時還將企業離退休職工養老金增加10%，使全市10.98萬企業離退休人員人均月養老金增加174元，達到1830元/月。其中，市本級社會保障與就業支出132678萬元，增長3.8%。主要用于城鄉居民養老保險補助、“三無”人員及孤殘人員等困難群體救助、發放弱勢群體取暖補貼、勞動力就業培訓和勞動維權、小額擔保貸款貼息及獎補資金、為行政事業單位在職人員繳納社會保險費和離退休人員待遇支出等方面。
四、實證結果
(一)回歸分析
根據呼和浩特經濟增長（GDP）和財政社會保障支出（FS）數據，在本文的研究中以一元線形回歸模型來反映呼和浩特經濟增長（GDP）和財政社會保障支出（FS）的關系，具體模型如下：
（1）
對呼和浩特經濟增長（GDP）和財政社會保障支出（FS）進行回歸分析，結果見表1。
表1 回歸分析結果
相關系數 標準誤差 T統計量 相伴概率
FS 0.680972 0.058639 11.61288 0.0000
C 8.423325 0.648464 12.98966 0.0000
樣本決定系數 0.924585 因變量均值 15.91306
修正后的樣本決定系數 0.917729 因變量標準差 0.847371
回歸標準誤差 0.243051 AIC赤池信息準則 0.149548
殘差平方和 0.649812 SC施瓦茲信息準則 0.236463
對數似然比 1.027937 HQ海寧-奎因信息準則 0.131683
F統計量 134.8590 F相伴概率 0.000000
線形回歸方程：
（2）
計算結果顯示，修正后的樣本決定系數為0.917729，赤池信息準則為0.149548，施瓦茲信息準則為0.236463，說明了呼和浩特經濟增長（GDP）和財政社會保障支出（FS）之間存在顯著的線性關系，回歸模型的簡潔性和精確性都很好，財政社會保障支出（FS）的系數為0.680972，說明了財政社會保障支出（FS）對呼和浩特經濟增長（GDP）有著顯著的正向影響和貢獻。
（二）協整分析及誤差修正模型（VEC）
盡管回歸分析結果表明呼和浩特經濟增長（GDP）和財政社會保障支出（FS）之間有很高的擬合度和顯著t統計量，但是根據這些統計量得到的推斷可能是不準確的。因為傳統的經濟計量方法直接運用變量的水平值研究經濟現象之間的均衡關系容易導致謬誤結論，而對數據進行差分變換后進行回歸卻可能丟失長期信息。近年來發展起來的處理平穩數據的方法——協整可以檢驗經濟時間序列變量水平數據是否存在長期均衡關系，格蘭杰因果檢驗則可以確定經濟時間序列變量之間是否存在因果關系，二者均要求經濟時間序列變量具有平穩特征。因此在實證檢驗和建模之前首先檢驗經濟時間序列變量的平穩性。
1．單位根檢驗
進行協整分析以前，必須先檢驗變量是否是平穩的。采用Dickey—Fuller的ＡＤＦ檢驗方法，對附表1中的呼和浩特經濟增長（GDP）和財政社會保障支出（FS）及其一階差分△LnGDP、△LnFS進行平穩性檢驗，結果如表2。
表2 呼和浩特經濟增長（GDP）和財政社會保障支出（FS）的單位根檢驗
變量 ADF值 檢驗類型(C，T，L) 1%臨界值 5%臨界值 是否平穩
LnGDP -1.221750 (0，0，1) -4.121990 -3.144920 非平穩
LnFS -0.233498 (0，0，1) -4.121990 -3.144920 非平穩
△LnGDP -3.548728 (0，0，1) -4.200056 -3.175352 平穩
△LnFS -3.966632 (0，0，1) -4.200056 -3.175352 平穩
注:檢驗類型Ｃ，Ｔ和Ｌ分別表示單位根檢驗方程包括常數項、時間趨勢項和滯后階數，0表示不包括Ｃ或Ｔ。Δ為差分算子。
由表2可知雖然時間序列變量呼和浩特經濟增長（GDP）和財政社會保障支出（FS）是非平穩的，但其一階差分變量一階差分△LnGDP、△LnFS是在5%的顯著性水平下是平穩序列。由此可知，原序列存在單位根呼和浩特經濟增長（GDP）和財政社會保障支出（FS）均為一階單整I（1）序列，滿足協整檢驗的前提。
2．協整檢驗
運用Johansen協整檢驗法對2000-2012年呼和浩特經濟增長（GDP）和財政社會保障支出（FS）的協整關系進行檢驗。結果見表3。
表3 呼和浩特經濟增長（GDP）和財政社會保障支出（FS）的協整檢驗
特征值 似然比統計量 5%臨界值 1%臨界值 零假設(Ｈ0)
0.885726 34.38480 15.49471 19.93711 沒有協整關系
0.015856 1.52412 3.841466 6.634897 至少有一個協整關系
由表2可知：在5%的顯著水平下，似然比統計量為 34.38480，而5%的臨界值值為 15.49471， 34.38480＞ 15.49471，表明原假設不成立，即存在協整關系。從第二行可以看出，似然比統計量為 1.52412，而5%的臨界值值為3.841466， 3.841466＜3.841466，表明原假設成立，即至少有一個協整關系。所以說，在5%的顯著水平下，呼和浩特經濟增長（GDP）和財政社會保障支出（FS）存在協整關系，且至少存在一個協整關系。因此可以判斷，呼和浩特經濟增長（GDP）和財政社會保障支出（FS）之間存在長期穩定的關系。
3．向量誤差修正模型（VEC）
通過上述協整檢驗，2000-2012年間呼和浩特經濟增長（GDP）和財政社會保障支出（FS）存在長期協整關系，因此我們可以建立VEC模型。Engle和Granger將協整與誤差修正模型結合起來，建立了向量誤差修正模型。VEC模型是含有協整約束的VAR模型，多應用于具有協整關系的非平穩時間序列建模。建立VEC模型如下：
（3）
其中，為變量的一階差分，p為滯后階數，是誤差修正項，反映變量之間的長期均衡關系，系數向量a 反映變量之間的均衡關系偏離長期均衡狀態時，將其調整到均衡狀態的調整速度。所有作為解釋變量的差分項的系數反映各變量的短期波動對作為被解釋變量的短期變化的影響。反映各變量的短期變化對作為被解釋變量的短期變化的影響。
利用eviews6.0 對向量誤差修正模型（VEC）進行估計，得到：
表4 呼和浩特經濟增長（GDP）和財政社會保障支出（FS）的VEC模型
Error Correction: D(FI) D(GDP)
CointEq1 -0.596629 -0.111836
(0.25512) (0.04538)
[-2.33865] [-2.46468]
D(FI(-1)) -0.040787 0.103364
(0.28799) (0.05122)
[-0.14163] [ 2.01798]
D(GDP(-1)) -4.528932 -0.054691
(2.04362) (0.36348)
[-2.21613] [-0.15047]
C 1.279168 0.192885
(0.45050) (0.08013)
[ 2.83942] [ 2.40724]
R-squared 0.502154 0.615765
Adj. R-squared 0.288791 0.451093
Sum sq. resids 0.612854 0.019387
S.E. equation 0.295889 0.052627
F-statistic 2.353520 3.739339
Log likelihood 0.273058 19.26732
Akaike AIC 0.677626 -2.775877
Schwarz SC 0.822315 -2.631188
Mean dependent 0.284795 0.209321
S.D. dependent 0.350857 0.071033
從表4中誤差修正項的系數來看，當短期波動偏離長期均衡時， 將以-0.111836的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。也就是說當 t-1 期誤差修正項 aecm<0 時，亦即 t-1 期的呼和浩特經濟增長向下偏離長期均衡時，調整系數會以0.111836的速度增加期經濟增長的增量，從而調整期的經濟增長向長期均衡靠近，反之亦然。基于前面估算出的VEC模型， 我們用wald統計量對回歸系數進行約束檢驗，結果見表4。
表5 VEC模型下的格蘭杰因果檢驗
Dependent variable: D(FI)
Chi-sq df Prob.
D(GDP) 4.911253 1 0.0267
Dependent variable: D(GDP)
Chi-sq df Prob.
D(FI) 4.072245 1 0.0436
表5的結果可以看到在5%的顯著水平下，呼和浩特經濟增長（GDP）和財政社會保障支出（FS）互為因果關系，這也就驗證了財政社會保障支出（FS）確實可以促進呼和浩特經濟增長（GDP）并促使其均衡發展。
（三）脈沖響應函數分析
前文的實證結果表明呼和浩特經濟增長（GDP）和財政社會保障支出（FS）之間存在長期穩定的正向關系，財政社會保障支出（FS）是促進呼和浩特經濟增長（GDP）的重要驅動力量。為了深入探究財政社會保障支出（FS）對呼和浩特經濟增長（GDP）的推動作用，下面我們將利用向量自回歸模型（Vector Auto Regression，VAR）和脈沖響應函數從動態的角度進一步分析財政社會保障支出（FS）對呼和浩特經濟增長（GDP）的影響。因為在現實經濟中，很多經濟變量不僅與本身及其他變量的滯后期值有關，還與其他變量的同期值有關，即忽略了變量間存在的理論關系。結構式VAR（SVAR）能夠依據現有的經濟理論，考慮變量間的同期關系，從而相比較于無約束的VAR更精確地去解釋變量間的動態關系。
1.VAR模型
根據前文分析，在這里建立一個兩變量的VAR模型。
（5）
（6）
通過綜合評價對數似然值LogL、赤池信息準則AI、施瓦茲信息準則SC等，最終選定滯后階數為2。利用Eviews6.0對滯后階數為2的兩變量VAR模型進行運算。結果見表4。結果表明方程（3）和（4）的擬合優度分別為=0.977432，=0.998087，表明方程的擬合優度很好。
表6 VAR模型估計結果
LnFI LnGDP
LnFI (-1) -0.030892 0.061077
LnFI(-2) -0.102885 -0.077970
LnGDP(-1) -3.046859 0.862072
LnGDP(-2) 4.442302 0.070003
c常數 -8.574102 1.471381
決定系數R2 0.977432 0.998087
調整后的決定系數 0.962386 0.996812
殘差平方和 0.273471 0.008784
F-統計量 0.213491 0.038263
Log likelihood準則 64.96534 782.7934
Akaike AIC準則 4.711183 23.62140
Schwarz SC準則 0.052512 -3.385709
從呼和浩特經濟增長（GDP）方程的系數來看，當其他因素不變時，財政社會保障支出（FS）提高一個百分點將促使呼和浩特經濟增長（GDP）提高0.061077個百分點。但是呼和浩特經濟增長（GDP）卻對財政社會保障支出（FS）的作用具有滯后效應，第二期的呼和浩特經濟增長（GDP）才對財政社會保障支出（FS）起到正向的作用，因此，呼和浩特經濟增長（GDP）和財政社會保障支出（FS）對對方都有很強的刺激作用，要加快財政社會保障支出（FS），促進呼和浩特經濟增長。
2.SVAR模型
VAR模型并沒有給出變量之間當期相關關系的確切形式，即在模型的右端不含有當期的內生變量，而這些當期相關關系隱藏在誤差項的相關結構之中，是無法解釋的。由于的協方差矩陣是非對角矩陣，擾動項中其他元素會隨著第j個元素的變化而變化，要計算某一內生變量的擾動對整個模型的沖擊相當困難。因此，利用上述估計所得樣本殘差值對擾動項進行正交標準化分解，構造兩變量的SVAR（1）模型。SVAR模型實際是指VAR模型的結構式，即在模型中包含變量之間的當期關系。 構造兩變量的SVAR（1）模型如下：
這個模型可以簡化為,其中變量和參數矩陣為：
分別表示作用在 LnGDP 和 LnFS 的結構式沖擊。如果可逆，可以將結構式方程轉化為簡化式方程：
（11）
其中一般而言，簡化式擾動項是結構式擾動項的線性組合，這是一種復合沖擊。
為了識別模型供給沖擊對產出的長期影響，Blanchard和Quah在1989年提出了一種基于脈沖響應長期性質的約束。假設 LnGDP 對 LnFS 的結構沖擊的長期響應為0。估計結果見表7。
表7 長期約束下的svar參數估計
相關系數 標準誤差 Z-統計量 相伴概率
C(1) -0.094479 0.045920 -2.057460 0.0396
C(2) 0.213491 0.045516 4.690416 0.0000
C(3) 0.032515 0.006932 4.690416 0.0000
對數似然比 23.45577
矩陣A結果 1.000000 0.000000
0.000000 1.000000
矩陣B結果 0.213491 0.000000
0.000000 0.032515
因此，當對SVAR模型施加長期約束時，得到：
（12）
3.脈沖響應函數分析
SVAR模型可以得到正交化的脈沖響應函數，從而能分別考察單個變量的沖擊對其他變量的影響。見圖1。圖1分表示呼和浩特經濟增長（GDP）和財政社會保障支出（FS）結構之間沖擊的響應函數。圖2分表表示呼和浩特經濟增長（GDP）和財政社會保障支出（FS）結構之間沖擊的累積響應函數。橫軸表示沖擊作用的滯后期間數（單位：年），縱軸表示呼和浩特經濟增長（GDP）或財政社會保障支出（FS）的變化，實線表示脈沖響應函數，虛線表示正負兩倍的標準差偏離帶。
圖1 呼和浩特經濟增長（GDP）和財政社會保障支出（FS）結構之間沖擊的響應函數
從圖1和圖2可以看出，當財政社會保障支出（FS）產生一個單位的沖擊后，呼和浩特經濟增長（GDP）在第一期便迅速產生響應，并始終保持正向的影響。從圖5的累積響應函數可以看出，財政社會保障支出（FS）的穩步提高對于提高呼和浩特經濟增長（GDP）有著長期的促進作用。可見，財政社會保障支出（FS）能夠通過正向的溢出效應推動呼和浩特經濟增長（GDP）的快速穩健增長，并且刺激作用會增強，具有明顯的持續性。
當呼和浩特經濟增長（GDP）增長1個單位時，財政社會保障支出（FS）就會在滯后一期，即第二期時就會產生一個正向的響應。這種正向的響應力度穩步放大。從累積響應函數同樣可以看出，呼和浩特經濟增長（GDP）的某一變化，能夠給財政社會保障支出（FS）帶來同向的影響，并且這一影響具有顯著的促進作用和較長的持續效應。由脈沖響應函數可以得知，呼和浩特經濟（GDP）的持續增長將會促進財政社會保障支出（FS），并且隨著時間的推移，這種刺激作用會增強，更加明顯。
圖2 呼和浩特經濟增長（GDP）和財政社會保障支出（FS）結構之間沖擊的累積響應函數
五、結論及建議
（一）呼和浩特經濟增長（GDP）和財政社會保障支出（FS）之間具有雙向因果關系
所謂雙向因果關系是指呼和浩特社會保障支出力度的增大影響經濟增長，同樣經濟增長也會反過來促進社會保障支出水平的提高，兩者互為因果。前文通過對社會保障支出和經濟增長的動態關系的研究結果表明呼和浩特經濟增長（GDP）和財政社會保障支出（FS）兩個變量存在著一定的相關關系，就長期而言，兩者呈現出穩定的均衡正向關系。
（二）呼和浩特經濟增長的“拉動效應”大于社會保障支出的“推動效應”
國民經濟增長所拉動的社會保障支出的增長效應稱為“拉動效應”，社會保障支出增長所引起的國民經濟的增長效應可以稱為“推動效應”。呼和浩特財政社會保障支出（FS）的推動系數為0.680972，即社會保障支出每增加1%，呼和浩特國內生產總值增加0.68%，而研究表明，國內生產總值每增加1%，社會保障支出則增加1.7左右%。財政社會保障支出（FS）對呼和浩特經濟增長（GDP）有著顯著的正向影響和貢獻。但呼和浩特經濟增長的“拉動效應”遠遠大于社會保障支出的“推動效應”。這說明呼和浩特經濟增長有利于社會保障財政支出的增長，且作用明顯。
（三）“推動效應”具有及時性，但“拉動效應”具有滯后性
研究表明：當財政社會保障支出（FS）產生一個單位的沖擊后，呼和浩特經濟增長（GDP）在第一期便迅速產生響應，并始終保持正向的影響。可見，財政社會保障支出（FS）能夠通過正向的溢出效應推動呼和浩特經濟增長（GDP）的快速穩健增長，并且刺激作用會增強，具有明顯的持續性。
另一方面，當呼和浩特經濟增長（GDP）增長1個單位時，財政社會保障支出（FS）就會在滯后一期，即第二期時就會產生一個正向的響應。這種正向的響應力度穩步放大。這一影響具有顯著的促進作用和較長的持續效應。呼和浩特經濟（GDP）的持續增長將會促進財政社會保障支出（FS），并且隨著時間的推移，這種刺激作用會增強，更加明顯。
（四）認識社會保障支出本質，加快經濟發展，擴大財政社會保障投入
在理論上社會保障制度到底是阻礙還是促進經濟增長的這一問題并不能簡單地得到答案。或許，當初建立社會保障制度出發點并不在于它對于經濟增長的影響，人們更多的是出于對社會公平和福利的考慮。社會保障能夠在危機期間穩定需求并保持經濟和社會和睦。社會保障制度的本質在于維護社會公平，促進社會穩定，最終目的在于通過國民收入的再分配調節不同階層的利益，防止收入差距的拉大，以保證經濟平穩有序運行。對于內蒙古民族自治區而言，維持社會穩定，發揮社會保障“安全網”、“穩定器”的作用是其重要價值取向之一。
目前，呼和浩特的社會保障支出，還沒有出現阻礙經濟發展的情況，還有繼續加大投入的需要和必要。因此對于呼和浩特市而言，要繼續加快經濟發展，加強落實社會保障和公共醫療衛生政策。以科學發展觀統攬全局，以轉變經濟發展方式為主線，按照打造“兩個一流”，推進“三個建設”，實現“兩個率先”要求，解放思想，堅定信心，充分發揮首府城區的優勢，推動各項工作再上新臺階。使財政社會保障支出資金來源更加穩定，保持財政社會保障支出與經濟增長的長期穩定發展。
（五）調整財政預算結構，加強和改善民生支出
2014年，首府財政管理工作將按照“三個目標”和“十一項改革措施”，繼續深化財政預算管理改革，降低行政運行成本，壓縮一般性支出，縮減“三公經費”，更多地向民生領域傾斜，逐步建立健全和完善覆蓋城鄉居民的社會保障體系，穩步提高城鎮居民養老保險和新型農村社會保險保障水平，統籌發展教育、文化、衛生等各項社會事業，切實增強經濟社會全面協調可持續發展的能力。
