社会保障支出是指政府通过财政向由于各种原因而导致暂时或永久性丧失劳动能力、失去工作机会或生活面临困难的社会成员提供基本生活保障的支出。其主要包括社会保险、社会救助、社会福利和社会优抚四个方面。近年来，随着我国经济的发展和民生财政投入的加大，社会保障本身的目标基本实现了，但是社会保障的外部效应引发的问题越来越严重，受到越来越多专家学者的重视。 毕竟，政府手中的资源总是相对有限的，尤其是对发展中国家而言，税收资源的相对紧张使得社会保障支出对于经济增长的意义显得更为重要。有限的税收资源是否用于社会保障开支及多大部分用于此目的，是否会对经济产生良好的效果，经济学家们一直在探索和争论。因此我们不能仅仅为了缩小和发达国家社保投入差距，更应该关注社保支出对经济是正效应还是负效应。一国的社会保障支出水平应同其经济发展水平相适应，只有这样，才能保证经济的稳定和社会的和谐发展。
一、文献回顾与梳理
现代社会保障制度起源于19世纪80年代的德国，长期以来，对社会保障与经济增长的研究一直是社会保障研究的核心问题，从古典经济学、新古典经济学到现代西方经济学的各主要流派都提出了相应的观点和政策，大致可分为两种观点：一是认为社会保障支出作为财政支出的一种形式将随着产出增加而增加，即“瓦格纳法则”。德国财政学家瓦格纳在考察了 19 世纪西欧国家及美国、日本等国的公共部门增长状况后，从市场失灵和收入弹性两个方面来解释政府增长的现实，认为随着人均收入的增加，人们对教育、娱乐、文化、医疗等产品或服务的需求也随之提高，需要政府加强社会保障职能，继而政府发生在这方面的支出也会提高；另一种观点建立在凯恩斯“有效需求不足”和国家干预理论之上，认为社会保障支出对经济的短期波动具有“自动稳定器”作用。当经济过度繁荣时，减少社会保险的支出会导致总需求下降，起到抑制通货膨胀的作用；当经济萧条时，增加社会保险的支出会导致总需求增加，起到降低失业率的作用。
许多国外学者探讨了财政社会保障支出与经济增长之间的关系， 长期以来这都是社会保障研究的关键。Zhong和Ehrlich（1998）考察了1960-1995年49个国家的面板数据，以此为样本建立了两步回归固定效应模型，以养老金占GDP 的比重为变量探讨社保支出对经济发展、生育率、储蓄以及结婚/离婚率的影响， 研究表明社保支出对以上变量均为负相关关系。Barro (1990)以公共转移、公共消费与公共投资三大块为主体研究公共支出， 结果表明似乎只有社会保障支出与经济增长正相关。Bellettini和Ceroni（2007）的研究的结论在一定程度上说明社会保障支出有助于形成人力资本。在社保支出与经济增长之间关系的研究中，选取61个国家的数据为样本，结果表明二者呈正相关关系，这种相关性在欠发达国家越明显。米尔斯、卡特林(2008)指出，社会保障制度能够保障公平，消除不平等，促进社会稳定，应该增加财政社会保障投入，以促进就业，加快经济发展。 国际劳工局（2009）的文献将社会保障看作是一种投资，认为它能够改善家庭经济状况，促进劳动力流动，帮助缓解周期性经济波动带来的不利影响。Chang和Lee（2009）在社会保障支出与GDP之间的关系这个问题上，通过考察 1972-2006年亚洲12个国家的面板数据，主要采取单位根检验、面板协整检验以及因果关系检验等检验方法，另二乘法（OLS 法）检验的结论告诉我们，社会保障支出能够促进GDP增长，从长期来看社保支出与经济增长之间具有双向因果关系，不过没有发现二者在短期内是否具有因果关系。
社会保障的内在特征是用经济手段解决社会问题。一方面，没有经济增长的支持，社会保障将无从谈起；另一方面，作为一项重大的社会公共政策，社会保障对社会生活的各个层面都产生了广泛而深远的影响，它通过改变受保者的预算约束和福利状况影响了个人的储蓄、消费和投资等微观经济决策，进而影响到经济运行中的物质资本积累和人力资本形成，不可避免地对经济增长产生影响。然而从 20 世纪 70 年代中期以来，由于受西方主要发达国家经济增长放慢、政府财政负担沉重以及人口老龄化加速等因素的影响，有关社会保障对经济增长影响的争论日趋白热化。国外对社会保障与经济增长的实证研究较早，主要讨论两者是否存在因果关系、社会保障支出的效应在不同经济发展水平下是否存在差异以及不同的社会保障制度对微观经济主体的影响，进而对经济增长的影响等，但结论各异，特别是在两者究竟是正相关还是负相关以及两者因果关系的判断上莫衷一是（别朝霞 2004，许晓茵、韩丽妙 2006）。Sala-i-Martin（1996）在研究美国、日本和欧洲五国经济发展趋同问题时，发现各地趋同速度惊奇地相似为每年2%，通过研究社会保障转移支付占GDP比例对经济增长的贡献，认为社会保障对经济增长的贡献为正。Gupta等（2005）研究了上世纪90年代39个低收入国家财政一体化和支出结构对经济增长的影响，认为公共支出的构成具有重要的作用，增加政府工作人员的工资和转移支出能够促进经济增长。国际劳工局2004 年年会认为应将社会保障视为一种投资，一种社会凝聚力的动因和国家的宝贵财富。作为投资，社会保障有助于个人健康的提高和家庭状况的改善；具有反周期性的经济影响，可以在高失业率期间保持消费者的商品和服务需求；有利于促进劳动力的流动，使工人在变换工作时不至于失去已积累的应得权利。总之，社会保障计划以一种维护和加强受益人尊严的方式，对收入进行再分配，这种做法又转过来提高劳动生产率，促进社会的凝聚力和民族团结。
受我国社会保障发展水平的限制，在国内虽然有学者研究社会保障与经济增长、经济发展之间的相关关系，但实证研究特别是运用现代计量经济学方法分析的不多。穆怀中（2001）从国家福利和自保公助两种社保模式出发，运用相关性和直接回归方法分析了社保支出与 GDP、国内储蓄、投资及私人消费之间的相关影响，证明社保支出与人均 GDP 增长高度正相关。许晓茵、韩丽妙（2006）运用 1996－2004 年我国 31 个省份离退休人员保险和福利费用分析了社会保障水平与经济增长的地区差异，发现养老金支付水平对经济增长的贡献存在显著的地区差异。董拥军、邱长溶（2007）利用协整分析方法，发现我国 1989－2004 年社会保障支出与经济增长之间存在双向因果关系，但利用省际面板数据分析却呈现负相关。于文革（2007）利用柯布－道格拉斯生产函数，对1978－1998 年的时间序列采用 OLS方法检验了政府社会保障支出对经济增长的影响，认为政府社会保障支出与产出显著负相关。曹艳春（2007）利用我国 36 个城市 1998－2005 年的面板数据，分析影响城市居民最低生活保障标准动态变迁的经济、政治和社会因素及其效应，发现“低保”标准并未有效地缩小贫富差距。赵怡（2007）选用 1989－2005 年的数据回归分析了我国社会保障水平、经济增长、居民消费支出、资本形成总额及居民储蓄等变量之间的关系，认为社保水平与消费、储蓄正相关，但对投资的作用不明显。张欣（2007）通过构造数理理论框架，研究了社会保障支付对总需求和总供给变量的各种不同影响，以及社会保障支付对经济增长、价格、政府财政开支等宏观经济变量的效应，从理论和实证上说明了在经济萧条时，社会保障支出可以积极地增加有效需求，从而增加产出和就业；在非萧条时期，通过正确设计社保制度将有助于促进积累和投资，从而促进长期的经济发展。特别地，通过总量经济模型得出 2004 年我国社会保障支出乘数为1.67，这样，在总供给大于总需求的情况下，100亿元的社会保障支出就可以增加167亿元的产出。
二、理论与方法
为了明确变量间的当期关系，首先来研究两变量的VAR模型结构式和简化式之间的转化关系。如含有两个变量(k=2)、滞后一阶(p=1)的VAR模型结构式可以表示为下式，一般称为一阶结构向量自回归模型(SVAR(1))。

在模型中假设：
（1）变量过程 xt 和 zt 均是平稳随机过程；
（2）随机误差 uxt 和 uzt 是白噪声序列，不失一般性，假设方差 sx2 = sz2 =1 ；
（3）随机误差 uxt 和 uzt 之间不相关，cov(uxt ， uzt )=0 。
一阶结构向量自回归模型(SVAR(1))是一种结构式经济模型，引入了变量之间的作用与反馈作用，其中系数 b12 表示变量 zt 的单位变化对变量 xt 的即时作用，g21表示 xt-1的单位变化对 zt 的滞后影响。虽然 uxt 和 uzt 是单纯出现在 xt 和 zt 中的随机冲击，但如果 b21 ¹ 0，则作用在 xt 上的随机冲击 uxt 通过对 xt的影响，能够即时传到变量 zt 上，这是一种间接的即时影响；同样，如果 b12 ¹ 0，则作用在 zt 上的随机冲击 uzt 也可以对 xt 产生间接的即时影响。冲击的交互影响体现了变量作用的双向和反馈关系。


前面已经提到，在VAR简化式中变量间的当期关系没有直接给出，而是隐藏在误差项的相关关系的结构中。自Sims的研究开始，VAR模型在很多研究领域取得了成功，在一些研究课题中，VAR模型取代了传统的联立方程模型，被证实为实用且有效的统计方法。然而，VAR模型存在参数过多的问题，如式(9.1.1)中，一共有k(kp+d)个参数，只有所含经济变量较少的VAR模型才可以通过OLS和极大似然估计得到满意的估计结果。
三、样本说明和数据来源
本文以呼和浩特经济增长（GDP）和财政社会保障支出（FS）为研究对象.研究时间跨度从2000-2012年。数据来源于历年呼和浩特统计年鉴。
呼和浩特2012年社会保障和就业支出310382万元，比上年增加22468万元。进一步提高城乡居民尤其是低收入群体的收入水平，市级财政下达城市和农村低保补助资金7530万元和3364万元，下达农村五保对象供养资金1025万元，拨付孤儿集中供养资金595万元，拨付优抚事业单位供养人员生活补助113万元，拨付救助资金804万元，拨付城乡医疗救助补助资金497万元，拨付高龄老人补助资金618万元，拨付公益性岗位补助资金3060万元，拨付城乡居民的养老保险补助资金1亿元，同时还将企业离退休职工养老金增加10%，使全市10.98万企业离退休人员人均月养老金增加174元，达到1830元/月。其中，市本级社会保障与就业支出132678万元，增长3.8%。主要用于城乡居民养老保险补助、“三无”人员及孤残人员等困难群体救助、发放弱势群体取暖补贴、劳动力就业培训和劳动维权、小额担保贷款贴息及奖补资金、为行政事业单位在职人员缴纳社会保险费和离退休人员待遇支出等方面。
四、实证结果
(一)回归分析
根据呼和浩特经济增长（GDP）和财政社会保障支出（FS）数据，在本文的研究中以一元线形回归模型来反映呼和浩特经济增长（GDP）和财政社会保障支出（FS）的关系，具体模型如下：
（1）
对呼和浩特经济增长（GDP）和财政社会保障支出（FS）进行回归分析，结果见表1。
表1 回归分析结果
相关系数 标准误差 T统计量 相伴概率
FS 0.680972 0.058639 11.61288 0.0000
C 8.423325 0.648464 12.98966 0.0000
样本决定系数 0.924585 因变量均值 15.91306
修正后的样本决定系数 0.917729 因变量标准差 0.847371
回归标准误差 0.243051 AIC赤池信息准则 0.149548
残差平方和 0.649812 SC施瓦兹信息准则 0.236463
对数似然比 1.027937 HQ海宁-奎因信息准则 0.131683
F统计量 134.8590 F相伴概率 0.000000


线形回归方程：
（2）
计算结果显示，修正后的样本决定系数为0.917729，赤池信息准则为0.149548，施瓦兹信息准则为0.236463，说明了呼和浩特经济增长（GDP）和财政社会保障支出（FS）之间存在显著的线性关系，回归模型的简洁性和精确性都很好，财政社会保障支出（FS）的系数为0.680972，说明了财政社会保障支出（FS）对呼和浩特经济增长（GDP）有着显著的正向影响和贡献。
（二）协整分析及误差修正模型（VEC）
尽管回归分析结果表明呼和浩特经济增长（GDP）和财政社会保障支出（FS）之间有很高的拟合度和显著t统计量，但是根据这些统计量得到的推断可能是不准确的。因为传统的经济计量方法直接运用变量的水平值研究经济现象之间的均衡关系容易导致谬误结论，而对数据进行差分变换后进行回归却可能丢失长期信息。近年来发展起来的处理平稳数据的方法——协整可以检验经济时间序列变量水平数据是否存在长期均衡关系，格兰杰因果检验则可以确定经济时间序列变量之间是否存在因果关系，二者均要求经济时间序列变量具有平稳特征。因此在实证检验和建模之前首先检验经济时间序列变量的平稳性。
1．单位根检验
进行协整分析以前，必须先检验变量是否是平稳的。采用Dickey—Fuller的ＡＤＦ检验方法，对附表1中的呼和浩特经济增长（GDP）和财政社会保障支出（FS）及其一阶差分△LnGDP、△LnFS进行平稳性检验，结果如表2。
表2 呼和浩特经济增长（GDP）和财政社会保障支出（FS）的单位根检验
变量 ADF值 检验类型(C，T，L) 1%临界值 5%临界值 是否平稳
LnGDP -1.221750 (0，0，1) -4.121990 -3.144920 非平稳
LnFS -0.233498 (0，0，1) -4.121990 -3.144920 非平稳
△LnGDP -3.548728 (0，0，1) -4.200056 -3.175352 平稳
△LnFS -3.966632 (0，0，1) -4.200056 -3.175352 平稳

注:检验类型Ｃ，Ｔ和Ｌ分别表示单位根检验方程包括常数项、时间趋势项和滞后阶数，0表示不包括Ｃ或Ｔ。Δ为差分算子。
由表2可知虽然时间序列变量呼和浩特经济增长（GDP）和财政社会保障支出（FS）是非平稳的，但其一阶差分变量一阶差分△LnGDP、△LnFS是在5%的显著性水平下是平稳序列。由此可知，原序列存在单位根呼和浩特经济增长（GDP）和财政社会保障支出（FS）均为一阶单整I（1）序列，满足协整检验的前提。
2．协整检验
运用Johansen协整检验法对2000-2012年呼和浩特经济增长（GDP）和财政社会保障支出（FS）的协整关系进行检验。结果见表3。
表3 呼和浩特经济增长（GDP）和财政社会保障支出（FS）的协整检验
特征值 似然比统计量 5%临界值 1%临界值 零假设(Ｈ0)
0.885726 34.38480 15.49471 19.93711 没有协整关系
0.015856 1.52412 3.841466 6.634897 至少有一个协整关系

由表2可知：在5%的显著水平下，似然比统计量为 34.38480，而5%的临界值值为 15.49471， 34.38480＞ 15.49471，表明原假设不成立，即存在协整关系。从第二行可以看出，似然比统计量为 1.52412，而5%的临界值值为3.841466， 3.841466＜3.841466，表明原假设成立，即至少有一个协整关系。所以说，在5%的显著水平下，呼和浩特经济增长（GDP）和财政社会保障支出（FS）存在协整关系，且至少存在一个协整关系。因此可以判断，呼和浩特经济增长（GDP）和财政社会保障支出（FS）之间存在长期稳定的关系。
3．向量误差修正模型（VEC）
通过上述协整检验，2000-2012年间呼和浩特经济增长（GDP）和财政社会保障支出（FS）存在长期协整关系，因此我们可以建立VEC模型。Engle和Granger将协整与误差修正模型结合起来，建立了向量误差修正模型。VEC模型是含有协整约束的VAR模型，多应用于具有协整关系的非平稳时间序列建模。建立VEC模型如下：
（3）
其中，为变量的一阶差分，p为滞后阶数，是误差修正项，反映变量之间的长期均衡关系，系数向量a 反映变量之间的均衡关系偏离长期均衡状态时，将其调整到均衡状态的调整速度。所有作为解释变量的差分项的系数反映各变量的短期波动对作为被解释变量的短期变化的影响。反映各变量的短期变化对作为被解释变量的短期变化的影响。
利用eviews6.0 对向量误差修正模型（VEC）进行估计，得到：
表4 呼和浩特经济增长（GDP）和财政社会保障支出（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

从表4中误差修正项的系数来看，当短期波动偏离长期均衡时， 将以-0.111836的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。也就是说当 t-1 期误差修正项 aecm<0 时，亦即 t-1 期的呼和浩特经济增长向下偏离长期均衡时，调整系数会以0.111836的速度增加期经济增长的增量，从而调整期的经济增长向长期均衡靠近，反之亦然。基于前面估算出的VEC模型， 我们用wald统计量对回归系数进行约束检验，结果见表4。
表5 VEC模型下的格兰杰因果检验
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的结果可以看到在5%的显著水平下，呼和浩特经济增长（GDP）和财政社会保障支出（FS）互为因果关系，这也就验证了财政社会保障支出（FS）确实可以促进呼和浩特经济增长（GDP）并促使其均衡发展。
（三）脉冲响应函数分析
前文的实证结果表明呼和浩特经济增长（GDP）和财政社会保障支出（FS）之间存在长期稳定的正向关系，财政社会保障支出（FS）是促进呼和浩特经济增长（GDP）的重要驱动力量。为了深入探究财政社会保障支出（FS）对呼和浩特经济增长（GDP）的推动作用，下面我们将利用向量自回归模型（Vector Auto Regression，VAR）和脉冲响应函数从动态的角度进一步分析财政社会保障支出（FS）对呼和浩特经济增长（GDP）的影响。因为在现实经济中，很多经济变量不仅与本身及其他变量的滞后期值有关，还与其他变量的同期值有关，即忽略了变量间存在的理论关系。结构式VAR（SVAR）能够依据现有的经济理论，考虑变量间的同期关系，从而相比较于无约束的VAR更精确地去解释变量间的动态关系。
1.VAR模型
根据前文分析，在这里建立一个两变量的VAR模型。
（5）
（6）
通过综合评价对数似然值LogL、赤池信息准则AI、施瓦兹信息准则SC等，最终选定滞后阶数为2。利用Eviews6.0对滞后阶数为2的两变量VAR模型进行运算。结果见表4。结果表明方程（3）和（4）的拟合优度分别为=0.977432，=0.998087，表明方程的拟合优度很好。
表6 VAR模型估计结果
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常数 -8.574102 1.471381
决定系数R2 0.977432 0.998087
调整后的决定系数 0.962386 0.996812
残差平方和 0.273471 0.008784
F-统计量 0.213491 0.038263
Log likelihood准则 64.96534 782.7934
Akaike AIC准则 4.711183 23.62140
Schwarz SC准则 0.052512 -3.385709

从呼和浩特经济增长（GDP）方程的系数来看，当其他因素不变时，财政社会保障支出（FS）提高一个百分点将促使呼和浩特经济增长（GDP）提高0.061077个百分点。但是呼和浩特经济增长（GDP）却对财政社会保障支出（FS）的作用具有滞后效应，第二期的呼和浩特经济增长（GDP）才对财政社会保障支出（FS）起到正向的作用，因此，呼和浩特经济增长（GDP）和财政社会保障支出（FS）对对方都有很强的刺激作用，要加快财政社会保障支出（FS），促进呼和浩特经济增长。
2.SVAR模型
VAR模型并没有给出变量之间当期相关关系的确切形式，即在模型的右端不含有当期的内生变量，而这些当期相关关系隐藏在误差项的相关结构之中，是无法解释的。由于的协方差矩阵是非对角矩阵，扰动项中其他元素会随着第j个元素的变化而变化，要计算某一内生变量的扰动对整个模型的冲击相当困难。因此，利用上述估计所得样本残差值对扰动项进行正交标准化分解，构造两变量的SVAR（1）模型。SVAR模型实际是指VAR模型的结构式，即在模型中包含变量之间的当期关系。 构造两变量的SVAR（1）模型如下：

这个模型可以简化为,其中变量和参数矩阵为：





分别表示作用在 LnGDP 和 LnFS 的结构式冲击。如果可逆，可以将结构式方程转化为简化式方程：
（11）
其中一般而言，简化式扰动项是结构式扰动项的线性组合，这是一种复合冲击。
为了识别模型供给冲击对产出的长期影响，Blanchard和Quah在1989年提出了一种基于脉冲响应长期性质的约束。假设 LnGDP 对 LnFS 的结构冲击的长期响应为0。估计结果见表7。
表7 长期约束下的svar参数估计
相关系数 标准误差 Z-统计量 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
对数似然比 23.45577
矩阵A结果 1.000000 0.000000
0.000000 1.000000
矩阵B结果 0.213491 0.000000
0.000000 0.032515

因此，当对SVAR模型施加长期约束时，得到：
（12）
3.脉冲响应函数分析
SVAR模型可以得到正交化的脉冲响应函数，从而能分别考察单个变量的冲击对其他变量的影响。见图1。图1分表示呼和浩特经济增长（GDP）和财政社会保障支出（FS）结构之间冲击的响应函数。图2分表表示呼和浩特经济增长（GDP）和财政社会保障支出（FS）结构之间冲击的累积响应函数。横轴表示冲击作用的滞后期间数（单位：年），纵轴表示呼和浩特经济增长（GDP）或财政社会保障支出（FS）的变化，实线表示脉冲响应函数，虚线表示正负两倍的标准差偏离带。




图1 呼和浩特经济增长（GDP）和财政社会保障支出（FS）结构之间冲击的响应函数
从图1和图2可以看出，当财政社会保障支出（FS）产生一个单位的冲击后，呼和浩特经济增长（GDP）在第一期便迅速产生响应，并始终保持正向的影响。从图5的累积响应函数可以看出，财政社会保障支出（FS）的稳步提高对于提高呼和浩特经济增长（GDP）有着长期的促进作用。可见，财政社会保障支出（FS）能够通过正向的溢出效应推动呼和浩特经济增长（GDP）的快速稳健增长，并且刺激作用会增强，具有明显的持续性。
当呼和浩特经济增长（GDP）增长1个单位时，财政社会保障支出（FS）就会在滞后一期，即第二期时就会产生一个正向的响应。这种正向的响应力度稳步放大。从累积响应函数同样可以看出，呼和浩特经济增长（GDP）的某一变化，能够给财政社会保障支出（FS）带来同向的影响，并且这一影响具有显著的促进作用和较长的持续效应。由脉冲响应函数可以得知，呼和浩特经济（GDP）的持续增长将会促进财政社会保障支出（FS），并且随着时间的推移，这种刺激作用会增强，更加明显。

图2 呼和浩特经济增长（GDP）和财政社会保障支出（FS）结构之间冲击的累积响应函数



五、结论及建议
（一）呼和浩特经济增长（GDP）和财政社会保障支出（FS）之间具有双向因果关系
所谓双向因果关系是指呼和浩特社会保障支出力度的增大影响经济增长，同样经济增长也会反过来促进社会保障支出水平的提高，两者互为因果。前文通过对社会保障支出和经济增长的动态关系的研究结果表明呼和浩特经济增长（GDP）和财政社会保障支出（FS）两个变量存在着一定的相关关系，就长期而言，两者呈现出稳定的均衡正向关系。
（二）呼和浩特经济增长的“拉动效应”大于社会保障支出的“推动效应”
国民经济增长所拉动的社会保障支出的增长效应称为“拉动效应”，社会保障支出增长所引起的国民经济的增长效应可以称为“推动效应”。呼和浩特财政社会保障支出（FS）的推动系数为0.680972，即社会保障支出每增加1%，呼和浩特国内生产总值增加0.68%，而研究表明，国内生产总值每增加1%，社会保障支出则增加1.7左右%。财政社会保障支出（FS）对呼和浩特经济增长（GDP）有着显著的正向影响和贡献。但呼和浩特经济增长的“拉动效应”远远大于社会保障支出的“推动效应”。这说明呼和浩特经济增长有利于社会保障财政支出的增长，且作用明显。
（三）“推动效应”具有及时性，但“拉动效应”具有滞后性
研究表明：当财政社会保障支出（FS）产生一个单位的冲击后，呼和浩特经济增长（GDP）在第一期便迅速产生响应，并始终保持正向的影响。可见，财政社会保障支出（FS）能够通过正向的溢出效应推动呼和浩特经济增长（GDP）的快速稳健增长，并且刺激作用会增强，具有明显的持续性。
另一方面，当呼和浩特经济增长（GDP）增长1个单位时，财政社会保障支出（FS）就会在滞后一期，即第二期时就会产生一个正向的响应。这种正向的响应力度稳步放大。这一影响具有显著的促进作用和较长的持续效应。呼和浩特经济（GDP）的持续增长将会促进财政社会保障支出（FS），并且随着时间的推移，这种刺激作用会增强，更加明显。
（四）认识社会保障支出本质，加快经济发展，扩大财政社会保障投入
在理论上社会保障制度到底是阻碍还是促进经济增长的这一问题并不能简单地得到答案。或许，当初建立社会保障制度出发点并不在于它对于经济增长的影响，人们更多的是出于对社会公平和福利的考虑。社会保障能够在危机期间稳定需求并保持经济和社会和睦。社会保障制度的本质在于维护社会公平，促进社会稳定，最终目的在于通过国民收入的再分配调节不同阶层的利益，防止收入差距的拉大，以保证经济平稳有序运行。对于内蒙古民族自治区而言，维持社会稳定，发挥社会保障“安全网”、“稳定器”的作用是其重要价值取向之一。
目前，呼和浩特的社会保障支出，还没有出现阻碍经济发展的情况，还有继续加大投入的需要和必要。因此对于呼和浩特市而言，要继续加快经济发展，加强落实社会保障和公共医疗卫生政策。以科学发展观统揽全局，以转变经济发展方式为主线，按照打造“两个一流”，推进“三个建设”，实现“两个率先”要求，解放思想，坚定信心，充分发挥首府城区的优势，推动各项工作再上新台阶。使财政社会保障支出资金来源更加稳定，保持财政社会保障支出与经济增长的长期稳定发展。
（五）调整财政预算结构，加强和改善民生支出
2014年，首府财政管理工作将按照“三个目标”和“十一项改革措施”，继续深化财政预算管理改革，降低行政运行成本，压缩一般性支出，缩减“三公经费”，更多地向民生领域倾斜，逐步建立健全和完善覆盖城乡居民的社会保障体系，稳步提高城镇居民养老保险和新型农村社会保险保障水平，统筹发展教育、文化、卫生等各项社会事业，切实增强经济社会全面协调可持续发展的能力。