轉移支付是否優化了財政社會保障支出：基于均等與增長的視角
——基于25個省的縣級數據的實證分析

□周美多 張 彭

［電子科技大學 成都 611731］

轉移支付是否優化了財政社會保障支出：基于均等與增長的視角
——基于25個省的縣級數據的實證分析

□周美多 張 彭

［電子科技大學 成都 611731］

社會保障作為基層政府的一項公共服務職能，其支出的水平和轄區間均等化程度日益受到重視。然而，分稅制以后，中國基層政府的財政支出越來越依賴于上級政府的轉移支付。通過構建一個綜合的分析框架，可以同時測量上級轉移支付對縣級政府財政性社會保障支出的“增長效應”和“均等效應”。2007年25個省的縣級數據分析表明，轉移支付對省內縣級社保支出的“綜合效應”在18個省表現為“均等-引致”型，而在其余7個省則表現為“均等-擠出”型。轉移支付在各省對社保支出的優化作用不盡相同，需要針對不同的省情有的放矢地提出政策建議。

轉移支付；財政性社保支出；增長效應；均等效應

一、研究背景與研究問題

社會保障作為經濟波動的“減震器”，收入分配的“調節器”和社會穩定的“安全網”，在各國都屬于一項重要的政府職能，政府均在不同程度上為社會保障提供財政支持。當然，各國社會保障支出的概念差異很大。美國主要指政府財政直接負責的各類扶貧計劃和保障性支出，歐洲福利國家則把社會保障支出統稱為社會保護支出或者社會性支出。在中國，改革之初，以國有企業和機關事業單位為職工提供的單位保障是社會保障的主體，國家財政僅對絕對貧困人口提供生存保障和有限的社會福利；20世紀90年代至21世紀初期，中國才逐步建立起以社會保險為核心的現代社會保障基本制度框架。盡管社會保險制度引入了個人繳費和多主體責任共擔機制，但由于社會保障范圍的不斷擴展和保障水平的提高，政府財政用于社會保障的支出規模也在不斷擴大，其占財政總支出的比重由1978年的1.65%上升到2006年的10.79%。2007年，我國實行了新的政府收支分類改革方案，財政性社會保障支出主要是指新方案中的社會保障和就業支出［1］。從表1可以看出2007年至2012年期間，全國財政性社保支出占財政支出的比例大概維持在10%左右，占GDP的比例則大概維持在2%以上，雖然較很多國家偏低［2］，但表現出逐年上升的趨勢。其中，地方社保支出占全國性社保支出比重歷年處于95%左右，由此可見，地方政府承擔著財政性社保支出的最主要責任。然而，我國在1994年分稅制后，收入不斷上提，支出責任不斷下沉，地方政府巨大的財力缺口主要依靠上級的各類轉移支付加以彌補。地方財政支出高度依賴上級轉移支付，反過來說轉移支付極大地影響著地方政府的支出水平和支出行為。同時，我國幅員遼闊，各省差異較大，因此本文嘗試回答的研究問題包括：（1）轉移支付①是否促進了省內縣級政府的財政性社會保障支出水平？（2）轉移支付是否縮小了省內財政性社會保障支出的縣際間差異？

表1　2007年～2012年我國社會保障和就業支出情況

二、文獻綜述

財政部社會保障司課題組分析了1998～2005年我國社會保障支出水平，指出我國財政社會保障支出占財政支出的比重大大低于發達國家，社保支出水平明顯低于俄羅斯、波蘭、匈牙利、羅馬利亞和哈薩克斯坦等原蘇東國家，在發展中國家中，我國社保支出水平也不太高［2］。宋士云、李成玲指出，從1998年到2006年，財政社會保障支出年均增長29.26%，占財政支出的比重由5.5%增長到11%，盡管其比例逐年提高，但離2000年國務院制定的《關于完善城鎮社會保障體系的試點方案》中提出的15%～20%的目標還相差甚遠，雖然社會保障的資金來源多元化，但政府的財政轉移支付占有舉足輕重的地位，社會保障制度的建立和完善需要強大的財政支持［3］。王延中、龍玉其測算了改革開放以來我國財政性社會保障支出占財政支出的比重，從1978年的1.65%增加到2009年的9.97%，并指出需要完善不同層級政府的社會保障財政投入責任分擔機制，進一步加大中央政府的社會保障財政支出力度，通過轉移支付來平衡地方政府間的財政支出水平［1］。

除支出水平較低外，財政性社保支出還存在著轄區間分布不均的問題。彭海燕運用GE指數分解法對1998～2004年我國社保支出的省級差異按東中西區域進行了分解，發現區域內的差異遠大于區域間的差異［4］?？禄鼙米儺愊禂?、基尼系數、塞爾指標對1995～2005年中國各省社會保障財政支出的差異進行了分析，認為省際間的差異顯著，內含著不可忽視的社會風險［5］。

對于哪些因素影響了地方政府的財政性社會保障支出水平，寇浩寧通過對2008年中國31個省份截面數據的統計分析發現，政府力量是造成各省社會保障公共支出水平差異的首要因素，其次是單位體制因素，再次是經濟發展水平因素［6］。龐鳳喜、潘孝珍實證分析了1998～2009年的省級面板數據，發現財政收入分權度與地方政府社會保障支出規模呈負相關，支出分權度與地方政府社會保障支出規模成正相關［7］。王珺紅、張磊分析了1998～2006年的省際面板數據，發現財政收入分權、財政自給率與社會保障支出顯著負相關，而財政支出分權與社會保障支出顯著正相關，但公眾偏好的部分潛在代理變量對社會保障支出的影響不甚顯著［8］。而徐妍分析2003～2010年30個省級面板數據得出的結論則是，不管是收入分權還是支出分權，財政分權本身與社會保障支出呈現正相關關系，而政府過度競爭是阻礙地方社會保障公共品發展的重要原因［9］。上述研究財政分權對財政性社保支出水平影響的文獻，本質上都是在探討究竟是地方的自有收入還是上級的轉移支付更有助于提升地方的財政性社保支出。由于選取時間序列的不同，上述的研究結論并不統一，且沒有直接衡量轉移支付對財政性社保支出的影響效應，有隔靴搔癢之嫌。同時分析數據僅停留在省級層面，尚無研究系統分析縣一級的財政性社會保障支出水平以及轉移支付對其的影響，而縣又是提供公共服務的最基本單位，且社保支出在很多地方還是“縣統籌”，遠沒達到“省統籌”的層次，因此非常有必要對縣級層面的財政性社保支出水平做更進一步的分析。

當然，由于中國縣級政府的數量較大，非常難獲取統一口徑的縣級數據，有縣級轉移支付信息的數據僅有《全國地市縣財政統計資料》，且該資料在2007年以后沒有具體的縣級財政收支分類數據，因此2007年是我們能獲得縣級財政性社會保障支出數據的最近年份，且該年也正值政府收支分類改革，因此我們以該年數據為例，建立模型并分析轉移支付對各省縣級財政性社會保障支出的影響。同時，由于區政府的轄區人口以非農業人口為主，社保支出在我國有明顯的親城市特性，為了回避區政府同縣政府財政支出的可比性問題，本論文的縣級政府并不包括區，由此為了使得后面的回歸分析有足夠的個案數，我們剔除了縣政府數量太少的4個直轄市以及寧夏和海南共6個?。ㄗ灾螀^、直轄市），僅分析剩下25個省和自治區內部的縣級財政性社會保障支出情況以及轉移支付對其的影響。

三、描述統計分析

根據筆者建立的數據庫，我們測算了2007年縣級人均財政性社會保障支出（后簡稱人均社保支出）、社保支出占財政總支出的比重（后簡稱社保支出占比）的各省均值（即各省所有縣各自指標的算術平均數），以及各省縣級社保支出和財政總支出的省內基尼系數。測量的結果由于篇幅原因，按照東中西②分區分別展示在表2、表3和表4中。綜觀25省，人均社保支出的縣級均值在貴州省最低，為97.65元/每人，最高在青海為667.48元/每人，各省差異較大。從東中西分區來看，東部6省在該指標上的均值為182.40元/每人；中部9省的均值為215.06元/每人；西部10省的均值為284.35元/每人，因此從平均水平上看，西部地區省內縣級人均社保支出水平最高，其次為中部，最低的是東部。從相對量上看，社保支出占比的各省縣級均值也存在著較大差異，西藏最低，為4.56%，吉林最高，為20.98%。從東中西分區來看，東部6省在該指標上的均值為11.48%；中部9省的均值為14.37%；西部10省的均值為11.99%，同樣是東部最低，但中部的平均占比卻顯著高于西部。

表2　東部各省社保支出基本情況

表3　中部各省社保支出基本情況

表4　西部各省社保支出基本情況

以基尼系數考察各省省內縣際間人均社保支出的差異度，吉林最低，為0.1890，西藏最高，為0.3807。如以0.3作為縣際間人均社保支出分布比較平均的分界線，則江蘇、遼寧、山東、河北、青海、陜西、廣西、西藏和新疆9個?。ㄗ灾螀^）的省內縣際間人均社保支出的差異相對較大，但是也都沒有超過0.4的警戒線。分區域比較，從平均水平上而言，中部省份的省內縣級間人均社保支出的差異要低于東西部地區。此外，同總支出的基尼系數相比，除吉林、四川和內蒙古外，其余?。ㄗ灾螀^）的省內縣際間的社保支出差異度均大于財政總支出的差異度，說明縣級的社保支出還是一種異質化較強的支出類型。

同時，對各省縣級獲得的轉移支付，我們也做了相應的描述統計分析，每個統計值都是省內各縣在該指標上的算術平均數，同樣也按東中西區域分別展示，結果同樣見表2、表3和表4。其中，縣級獲得人均轉移支付最低的是江蘇，為329.91元/每人，最高是青海，為3083.26元/每人，各省差異較大。從東中西分區來看，東部6省在該指標上的均值為716.40元/每人；中部9省的均值為1050.12元/每人；西部10省的均值為1879.06元/每人，因此從平均水平上看，西部地區省內縣級獲得的人均轉移支付水平最高，其次為中部，最低的是東部，這和社保支出水平的整體情況也是一致的，所以后面我們會進一步考察轉移支付對省內縣級社保支出水平與分布的影響。此外，從財政依存度即縣獲得的轉移支付占其財政總支出的比重上考察，省內各縣均值最低的也是江蘇，為0.32，最高的是西藏，為0.92。除了江蘇、浙江和山東3省之外，其余各?。ㄗ灾螀^）縣級財政總支出的一半以上都依賴于上級政府的轉移支付，也同樣說明轉移支付深刻影響著縣級政府的財政支出行為。分區域看，東部6省在該指標上的均值為0.50；中部9省的均值為0.72；西部10省的均值為0.80，同樣是西部最高，中部次之，東部最低。

四、分析框架與模型

考察轉移支付是否優化了省內縣級的社保支出，可以從兩個維度進行，其一是轉移支付是否促進了各省縣級社保支出的增長？我們簡稱為轉移支付對社保支出“增長效應”的測量；其二是轉移支付是否縮小了各省縣際間的社保支出差異？我們簡稱為轉移支付對社保支出“均等效應”的測量。從理論上來說，上級政府給予下級政府財政支持的主要目的首先是為了支持各地區維持均等化的公共服務，其次是為了改變后者的行為和偏好［10］。而改變某項公共服務支出占整個財政支出的比重，就是典型的改變政府支出行為或支出偏好的表現，即改變政府支出的優先排序。由于轉移支付對下級政府社保支出的均等化影響，既要通過均等化下級政府的財政收入能力來實現，也要輔之以通過改變下級政府的支出偏好來實現③，因此在測量省內轉移支付對縣級社保支出財政投入的“均等化效應”之前，需要首先測量轉移支付對縣級社保支出占比的影響，本文將把這一測量納入轉移支付對縣級社保支出的“增長效應”的測量體系中。

（一）“增長效應”的判定規則及相關模型

轉移支付對下級政府公共服務財政投入的影響主要有三種情況：一是“引致效應”，即轉移支付的增加使得下級政府加大（或減少）對某項公共服務支出的財政投入，且這種促進（或削減）作用大于（或小于）下級政府自有財力增加引起的該項公共服務支出的增加（或減少）幅度；二是“替代效應”，即轉移支付的增加對下級政府某項公共服務支出的財政投入的影響同其自有財力增加的影響一樣大，則可視轉移支付同該政府的自有財力無異，并不影響它的支出行為；三是“擠出效應”，即轉移支付的增加對下級政府某項公共服務支出的財政投入的增加（或減少）幅度小于（或大于）下級政府自有財力增加（或減少）所帶來的該項支出的增加（或削減）幅度。本文把“引致效應”、“替代效應”和“擠出效應”作為“增長效應”的三種取值，通過建立模型測量轉移支付與自有財力各自對社保支出的影響系數，并比較二者的系數，從而得出轉移支付對社保支出“增長效應”的取值。由社保支出的計算公式，即公式1，我們很容易得到影響縣級社保支出水平S的三個決定因素分別是該縣政府的自有財力R，其獲得的上級轉移支付TP以及該項支出在縣總支出中所占的比重r。

根據公式1，我們進一步建立了如下的計量模型：

（model1）

其中S表示某縣的人均社保支出，perrev和pertp分別代表本年政府的人均一般預算收入和人均獲得的轉移支付凈值④，ratio代表社保支出在總支出中所占的比重。本文假設不管是自有財力還是上級的轉移支付，縣級政府財力的增加都意味著更有能力對社保支出進行財政投入，因此人均預算收入perrev、人均轉移支付凈值pertp和人均社保支出S具有正相關關系；同樣，社保支出比重的增加意味著支出偏好向該類公共服務傾斜，從而也會引起社保支出絕對水平的提高，因此社保支出占比ratio和人均社保支出S也具有正相關關系。以某個省中所有縣為全樣本，根據model1，可以測算出人均預算收入perrev、人均轉移支付凈值pertp和社保支出ratio對人均社保支出S的邊際效應β1、β2和β3。

然而，一般預算收入和轉移支付除了對社保支出的水平有直接影響之外，還可能通過影響支出比重而對支出水平產生間接的影響，即我們還必須測量人均預算收入perrev和人均轉移支付pertp對轉移支付占比ratio的影響。在建立計量模型之前，本文先構建解釋影響社保支出占比的理論模型，如圖1。從圖1中我們可以看到，影響社保支出占比的因素主要來自于四個方面：財政收入能力；社保支出需求；支出成本；上年支出基數。

具體的，財政收入能力由兩部分直接組成，即我們關心的政府自有財力和獲得的上級轉移支付凈值。同時，財政收入能力也潛在地受到當地經濟發展水平的影響，如人均GDP?？禄鼙ㄟ^計算省級相關系數認為，各地區人均社會保障財政支出與經濟發展水平、財政能力呈不同程度正相關［5］。王珺紅、張磊對1998～2006年的省級面板數據分析也表明，人均財政收入對人均社會保障支出的影響為正且顯著，說明地方政府的財政能力在很大程度上決定了各地的社會保障支出水平［8］。此外，他們的研究以及龐鳳喜、潘孝珍對1998～2009年省級面板數據的分析均表明，收入分權（前者還測量了財政自給率）與社會保障支出顯著負相關，而財政支出分權與社會保障支出顯著正相關。這些結論間接表明，相比自有收入，上級對下級的轉移支付可能更有助于提高地方政府的社保支出水平［7］。同時，龐鳳喜、潘孝珍、徐妍、趙蔚蔚、楊慶運研究均表明，地方社會保障支出規模與以人均GDP計算的經濟發展程度正相關，地方經濟越發達，地方政府在社保支出上的規模也越大［7，9，11］。

社保支出需求則反映了當地社會經濟發展對社會保障類公共產品的需求程度。理論上認為，公共預算程序應當反映社會的公共需求，因此支出需求越大，相應的公共服務支出占比也應當更高。然而，公共產品的需求偏好顯示是公共經濟學理論中的一個難題［12］，實證分析中需要尋找合適的代理變量對公眾偏好進行測量。前人的研究中通常采用以下一些社保支出需求的代理變量：（1）人口年齡分布。在地方社保支出中，行政事業單位退休經費以及社會保障補助支出都直接與公眾養老需求相關，老齡化程度的提高會增加政府社保支出的壓力。王珺紅、張磊的研究表明，在1998～2006年間，東部地區老齡化程度的提高對人均社會保障財政支出有顯著的影響［8］。劉呂吉、李橋、張馨丹對1998～2012年省級面板數據的分析表明，老年人口撫養比對人均財政社保支出存在正的顯著影響，而少年兒童撫養比與人均財政社保支出之間存在顯著的負相關關系［13］。（2）就業率/失業率。財政性社保支出全稱是社會保障和就業支出，本身就涵蓋了政府在社會保障與就業方面的支出。它一方面包括對于就業促進的支出，如就業補助，另一方面也包括對于失業人員的救助，如城市居民最低生活保障和農村社會救濟等支出?？梢哉f整個社會保障體制就是國家在勞動者或全體社會成員因年老、疾病、喪失勞動能力以及遇到其他社會困難時，向其提供保障或幫助的一種社會制度，完善的社會保障制度能夠化解勞動者面臨的就業風險，提高勞動者的素質，增加勞動者的就業機會［14］。張海枝、趙曼利用2002～2010年的國家數據，采用協整分析和Granger因果分析發現社會保障支出與就業之間存在協整且互為因果關系，加大社保支出力度有助于推動就業量的增長，而就業量增長的同時也促進社保支出水平的提高［15］。劉呂吉、李橋、張馨丹對控制變量的測算中表明，失業率顯著地促進了人均財政社保支出的增加［13］。（3）城市化。城市化的本質含義不是簡單將農村居民轉變為城市居民，而是在此過程中讓新的城市居民融于城市體系，并能夠獲得與原先城市居民相同的社會保障［8］。Ran Tao認為中國在經濟轉型過程中，頻繁的土地再分配、征用土地，農民對土地所有權的不安全感以及臨時性民工遷徙，對城鎮化過程中的社會保障提出了挑戰［16］。王筱欣、楊臣采用1989～2011年國家層面的時間序列數據分析表明，社保支出同城鎮化存在長期穩定的協整關系，二者相互促進、相互制約［17］。而王珺紅、張磊對1998～2006年省級面板數據的研究則表明城市化顯著影響了社保支出，但系數為負，認為各地區社保支出與快速推動的城市化之間并沒有建立良性的互動機制［8］。（4）基尼系數。隨著我國經濟的發展，同時貧富差距的拉大，公眾日益期待通過增加財政性社保支出來縮小收入分配差距。然而公眾需求是否能進入政策議程并動用財政工具加以解決還具有較大的不確定性。王珺紅、張磊的研究表明，收入分配的基尼系數對社保支出的影響并不顯著［8］。（5）通貨膨脹。通貨膨脹的財富蒸發效應會降低低收入人群和老年人群的實際購買力，往往需要政府通過臨時的價格干預或直接的社保支出以部分抵消通脹對其生活水平的影響。王珺紅、張磊的研究表明，樣本期內，面對通脹壓力，東部地區的社保支出中考慮了物價變動的財富蒸發效應，而中西部地區的通脹壓力則沒有對本地區的社保支出產生顯著影響［8］。

再次，社保支出占比還受社保服務供給成本的影響，例如地廣人稀的轄區要提供相同量的公共服務，可能就需要支付更高的支出成本。當然，要具體衡量社保支出的成本存在著數據搜集上的困難，大多數研究都采用人口密度變量加以控制。王珺紅、張磊對1998～2006年省級面板數據的研究則表明人口密度對社保支出的影響為正［8］；而龐鳳喜、潘孝珍對1998～2009年省級面板數據的分析則表明人口密度與我國地方政府社保支出負相關［7］。

圖1　縣級財政社保支出的影響因素模型

最后，從漸進預算理論的角度看，很多政府的預算過程都是一個“基數加增長”的過程［18～20］。因此，上一年的支出基數越高，也可能意味著當年該項支出的比重越大。

根據上述理論模型，可以構建如下計量模型：

（model2）

其中ratio是某縣當年的社保支出占比，base表示該社保支出上年的占比，即支出基數。perrev和pertp同model1中一樣，分別是該縣的一般預算收入和獲得的轉移支付凈值，這兩項代表了政府的收入能力。density代表支出成本變量，主要用轄區人口密度加以控制。D代表支出需求變量。雖然上一節的分析框架中羅列了五類支出需求變量，但由于縣級數據的可得性，我們只能采用城鎮單位從業人員占總人口比danweijob和農村從業人口占總人口比重countryjob兩個變量來控制就業因素；采用城鎮職工平均工資水平salary來控制通貨膨脹因素⑤；用每萬人福利院床位數wbed來控制已有的社會福利需求。最后，C代表其他的控制變量，我們主要通過一般性轉移支付占總轉移支付的比重geratio和專項轉移支付占總轉移支付的比重spratio對各縣轉移支付的分配結構加以控制，考察轉移支付的不同分配方式是否會對社保支出的占比產生影響。perGDP變量表示該縣的人均地區生產總值，是代表轄區經濟水平的變量，也作為衡量政府收入能力的控制變量。同樣，以某個省中所有縣為全樣本，根據上述計量模型，分別測算出β5、β6，即一般預算收入和轉移支付對支出占比的邊際影響。然后根據公式（2）和公式（3）可得到一般預算收入和轉移支付對某項支出水平的最終影響Grev和Gtp。最后，根據前文“增長效應”的判定規則，即可確定“增長效應”的取值⑥。

（二）“均等效應”模型

對于轉移支付的財力均等化效應的測量，一般采用轉移支付前后財力的離散指標的變化率表示。然而，對于社保支出，無法從統計資料上區分轉移支付前的預算分配金額，因此不可能直接采用社保支出的離散指標變化率的測算方法。在此，我們用model2中測得的6β，通過下面的公式（4）近似計算轉移支付前對社保支出的預算分配比重，進而通過公式（5）近似計算出轉移支付前某縣社保支出獲得的預算分配。最后通過公式（6）可以計算出單位轉移支付對社保支出的均等化效應E。

其中，oratio表示推算的轉移支付前社保支出占一般預算收入的比重，origin表示推算的轉移支付前社保支出的預算分配額，V0和V1分別表示轉移支付前后社保支出的離散指標，可以分別用標準差系數、基尼系數和泰爾指數測算。Tpertp是該省縣級獲得的全部轉移支付的人均值。E是單位轉移支付引起的社保支出的離散指標變化率，即單位轉移支付對社保支出的均等化效應。當E＞0時，轉移支付在該省縣際間的社保支出上具有“均等效應”；當E=0時，轉移支付在縮小社保支出差距上表現為“無效應”；當E＜0時，轉移支付在社保支出上具有“非均等效應”。

（三）增長與均等的協同關系

表5　“增長”和“均等”關系

用前面測得的“增長效應”取值，命名為Χgrowth 和E代表的“均等效應”取值，命名為Χequity，判斷各省/年的轉移支付對省內縣級社保支出的綜合影響。表2中1-1類型的省，其轉移支付實現的是一種高投入水平的縣際間社保支出均等化；3-3類型的省，其轉移支付既降低了縣級政府對社保支出的財政投入度，又拉大了省內縣際間社保支出的差距；而3-1和1-3類型的省，其轉移支付的“均等效應”和“增長效應”之間存在著此消彼長的關系。

五、實證結果與分析

本部分，我們將應用第三部分構建的轉移支付“增長效應”和“均等效應”的分析框架與相關模型對2007年25個?。ㄗ灾螀^）的縣級財政數據進行實證分析。所使用的數據來自2007年的《全國地市縣財政統計資料》、《中國區域經濟統計年鑒》、《中國縣（市）社會經濟統計年鑒》。

（一）增長效應的測量

根據上一節關于“增長效應”的計量模型，通過實證分析得到各?。ㄗ灾螀^）的“增長效應”取值，見表6。Gtp是各省轉移支付對社保支出的邊際效應，25個?。ㄗ灾螀^）的Gtp都為正，說明各省轉移支付都不同程度地引起了縣級社保支出的增長。其中，山東省轉移支付對縣級社保支出的正向刺激作用最顯著，其邊際效應為0.3089；而江蘇省的轉移支付則基本對縣級社保支出沒有任何刺激作用，當然這可能是由于江蘇省的縣域經濟比較發達，其對縣級政府的人均轉移支付平均為330元，為25?。ㄗ灾螀^）中最低，且支出重點也不在社保支出上，其社保支出占財政支出的比重僅為0.1。將Gtp與Grev相比，前者大于后者的說明轉移支付對社保支出的促進作用大于一般預算收入，即相較于一般預算收入具有引致效應，這樣的省份包括：安徽、福建、甘肅、廣西、河北、河南、黑龍江、湖北、湖南、吉林、遼寧、青海、山東、山西、陜西、西藏、新疆和云南；反之，前者小于后者則說明轉移支付對社保支出的促進作用小于一般預算收入，即相較于一般預算收入具有擠出效應，這樣的省份包括：廣東、貴州、江蘇、江西、內蒙古、四川和浙江。其中，引致效應最強的前三位是甘肅、云南和山東，其Gtp-Grev的值分別為：0.3838、0.2655、0.2140；而擠出效應最強的前三位則是江西、江蘇和貴州，其Gtp-Grev的值分別為：-0.0694、-0.0535、-0.0198。此外，6β代表了轉移支付對社保支出占比的邊際影響，即轉移支付是否影響了各省縣級政府在社保支出上的支出偏好。大多數省份的轉移支付對縣級社保支出的占比并無顯著影響，僅有江西、遼寧、內蒙古、四川4省的轉移支付對縣級社保支出占比具有負的邊際效應，以及山東省的轉移支付對縣級社保支出占比具有正的邊際效應。既然，轉移支付似乎不是改變縣級政府社保支出偏好的主要因素，又是哪些因素影響到了縣級政府的社保支出占比？盡管這不是本文重點討論的問題，但也可以根據model2進行簡單的計量分析，由于篇幅原因，我們僅把廣東、河北、黑龍江、湖南、山東、四川、新疆、浙江8?。ㄗ灾螀^）的實證分析結果呈現在表7中。

表6　各省轉移支付的“增長效應”（2007年）

從表7的回歸結果可以看到，由于數據的可得性原因，現有的變量在解釋縣級政府社保支出偏好上的解釋力還較為有限，R2最高的四川為0.4365，而最低的河北則僅為0.1355。除了基數變量base在各省的估計系數均和理論預期一致，體現了較為明顯的漸進預算的特點外，其余各變量在不同的省則表現出方向截然不同的邊際效應，這也從一個側面說明我國省際間存在較大差異，不同省縣級的支出行為各不相同。同表6中顯示的一樣，人均一般預算收入perrev和人均轉移支付pertp對縣級社保支出占比的影響在各省都不十分顯著，但也有特例，如山東省人均轉移支付pertp的估計系數為0.0001，且在0.01的水平上顯著，說明山東省的轉移支付分配促進了縣級社保支出比重的加大；相反，四川省人均轉移支付pertp的估計系數為-9.07e-06，且在0.05的水平上顯著，說明四川省的轉移支付分配反而造成了縣級社保支出比重的降低。從轉移支付的結構上而言，一般性轉移支付比重的提高通常會促進社保支出占比的擴大（除湖南?。?，尤其是山東、四川和新疆3省的一般性轉移支付占比geraio的估計系數均在統計上顯著為正；而專項轉移支付比重的提高對社保支出占比的影響不甚穩定，但山東和四川兩省的專項轉移支付占比spratio的估計系數都在統計上顯著為正。特別的，由于我們并不能將專項轉移支付中跟社保支出有關的轉移支付區分出來，因此專項轉移支付對社保支出的作用也許被低估了。成本變量density對社保支出占比的影響也不穩定，其在廣東省表現出顯著的規模遞減效應，而在四川省則表現出顯著的規模遞增效應。這可能與社保支出的結構有關，如果人頭類的支出（諸如針對個人的補助）比重較大，顯然社保支出會隨人口密度的增大而增加；反之，如果低競爭性低排他性的支出（諸如就業培訓）比重較大，則社保支出會隨人口密度的增大而表現出規模遞減的效應。需求變量城鎮單位從業人員占總人口比danweijob和農村從業人口占總人口比重countryjob雖然并不完全等同于城市和農村的就業率，但在某些省份還是對社保支出占比有著統計上顯著的影響。例如，在廣東和浙江，城鎮單位從業人口比重對縣級社保支出占比呈現顯著的負向影響，說明城鎮單位從業人口的增加有助于降低社保支出，然而在河北，城鎮單位從業人口比重對縣級社保支出占比則呈現顯著的正向影響，目前尚無法解釋造成這種截然不同影響的因果機制；在農村亦是如此，農村從業人口比重對廣東省的縣級社保支出占比呈現顯著的負向影響，而對河北省的縣級社保支出占比則呈顯著的正向影響。一種暫定的解釋是，高的從業率可能意味著低的失業率（單位從業人口并不等同于全部就業人口），而低失業率既可能意味著沒有那么多的社保支出需求，也可能意味著為了維持低失業率反而需要更多的社保支出（如就業培訓等）。代表通脹因素的城鎮職工平均收入水平salary變量對社保支出占比的影響除了在四川和浙江兩省顯著為負外，在大多數省并無統計上的顯著性，之所以和理論預期相左，可能的原因有：（1）城鎮職工平均收入水平并不能很好代表所有就業人口的平均收入水平；（2）我國的通脹是否是由勞動力成本決定的還存在爭議；（3）如果勞動力成本不是構成通脹的主要因素，則收入水平的提高，意味著個人有更多防范社會風險的能力，則財政性的社保支出需求會降低；（4）即便勞動力成本是構成通脹的主要因素，但政府不一定把消除通脹的財富蒸發效應作為考慮增加社保支出的主要指標。作為控制已有社會福利需求的變量每萬人福利院床位數wbed在不同省份表現出來對社保支出占比的影響也不盡相同。每萬人福利院床位數wbed在湖北、江西、遼寧、內蒙古表現出的是顯著的正向效應，而在青海和山東兩省則表現出顯著的負向效應。這說明有的省的縣級政府在社保支出有關的基礎設施上表現出投入的馬太效應，原有福利院床位越多的縣，后續的維持運營投入越多，即滿足的是既有的需求；而有的省的縣級政府則在這方面表現出追趕效應，原有福利院床位越少的縣，會加大在這方面的財政資金投入，即滿足的是潛在的需求。這也從某種程度上暗示了轉移支付在均等化省內縣際間社保支出上的努力程度，可以觀察到青海和山東兩省轉移支付確實對社保支出比重有不同程度的正向促進作用，而湖北、江西、遼寧和內蒙古的轉移支付則對社保支出比重有不同程度的負向作用。

表7　影響社保支出占比的因素分析（2007年）

（二）均等效應的測量

根據上一節關于“均等效應”的計算公式，我們得到以基尼系數計算的2007年各省轉移支付前縣際間社保支出的離散度V0、轉移支付后縣際間社保支出的離散度V1以及單位轉移支付引起的縣際間社保支出離散度的縮小程度，即本文定義的轉移支付對省內縣級社保支出的“均等效應”E，見表8。從表中可以看到，我們根據公式4和5估算的轉移支付前各省的縣際間人均社保支出水平差異V0較大，除湖北、江西之外，其余省份縣級社保支出的基尼系數均在0.3以上。其中，基尼系數0.4以上的就有13個?。ㄗ灾螀^），陜西的基尼系數更是高達0.6160，除廣西外的少數民族自治區的基尼系數普遍較高。這說明轉移支付前縣際間的社保支出在各省內就存在著很大的差異，如不通過轉移支付加以縮小，則很難實現社會保障和救助方面的公共服務均等化。從V1可以看到，轉移支付后各省的縣際間人均社保支出差異確實縮小了，各省的基尼系數值均在0.4以下，最高的新疆為0.3653，最低的湖南僅為0.1659。最后，以單位轉移支付計的“均等效應”值E，在各省之間還是有較大差異，這說明各省轉移支付在促進縣際間社保支出均等化的效率上不盡相同。效率最高的3個省依次是江蘇、河南和湖南，其E值分別為0.0861、0.0755和0.0598；而效率最低的則是廣西、西藏和湖北，其E值分別為0.0076、0.0084和0.0178，當然，其中的湖北省顯然是由于初始的社保支出基尼系數就已經很低，僅為0.2834，要想進一步均等的難度相對較大。

表8　各省轉移支付對縣級社保支出的“均等效應”及“綜合效應”（2007年）

（三）綜合效應的判斷

最后，根據表5的“綜合效應”判定規則，得到各省轉移支付“綜合效應”的類型，見表8，主要為1-1，即“均等-引致”型，共18個??；以及1-3，即“均等-擠出”型，共7個省。也就說，轉移支付在各省都不同程度地起到了縮小縣際間社保支出差異的均等化效應，但在刺激縣級社保支出絕對水平的增長上，有的省比一般預算收入的刺激作用要大，而有的省卻還不如一般預算收入對社保支出的激勵作用。

六、結論與政策建議

通過建立計量模型以及采用2007年25個省縣級數據的實證分析，我們得到兩種類型的省份，一種是轉移支付在縣級社保支出上表現出“均等-引致”效應的18個省，一種則是表現出“均等-擠出”效應的7個省。雖然，從理想的角度而言，我們希望轉移支付在各省都能既縮小縣際間社保支出差異，又能比一般預算收入更強地刺激社保支出水平的增加，但這并不意味著“均等-引致”型省份轉移支付的綜合效應一定就比“均等-擠出”型省份的效應強，因為該分析方法并不適用于橫比。例如，廣東省的轉移支付雖然是“擠出”型，但其對社保支出的邊際效應為0.1260，雖然比它自己一般預算收入對社保支出的邊際效應0.1423要低，但仍比“引致”型的遼寧省高。遼寧省的轉移支付對社保支出的邊際效應僅為0.0113，它之所以是“引致”型，是由于其一般預算收入對社保支出的邊際效應更低，為-0.0395。當然，在模型構建過程中獲得的各項指標，為我們橫比各個省的轉移支付效應提供了基礎，使得我們可以更微觀地診斷每個省份，針對每個個案提出一些政策建議。

首先，為了橫比轉移支付對省內縣級社保支出的均等化效應，我們可以從最終結果，即轉移支付后縣際間社保支出的基尼系數V1，以及單位轉移支付引起的基尼系數縮小幅度E兩個維度來考察。前者我們定義為轉移支付帶來的最終縣際間社保支出均等水平，后者則定義為轉移支付對縣際間社保支出的均等效率。轉移支付對縣級社保支出均等水平和均等效率都較高的省有安徽、福建、廣東、貴州、湖南、山西、四川、浙江、河南；均等水平高，但均等效率低的省有甘肅、黑龍江、湖北、吉林、江西、內蒙古、西藏、云南，其中湖北、江西的均等效率低主要是因為它原有的社保支出縣際間差異就已經很低，所以再要降低的難度就很大；均等水平和均等效率都較低的省有廣西、遼寧、青海、新疆；均等水平低但均等效率高的省有河北、江蘇、山東、陜西，其中江蘇省的均等效率是最高的，E值高達0.0861，之所以沒有實現很好縣際間社保支出均等水平，與該省縣級獲得的人均轉移支付偏低有關，其縣級獲得的人均轉移支付僅為329.9084元，為25?。ㄗ灾螀^）中最低的，而陜西則是由于初始的社保支出基尼系數高達0.6160，增大了轉移支付的均等化難度。對于均等效率較低的省份，應該進一步提高單位轉移支付的均等化效應，使得同樣多的轉移支付能夠更加有效地縮小縣際間的社保支出差距，尤其是青海、新疆兩個自治區，縣級人均轉移支付已經高達3083.264元和1867.603元，顯然必須要靠提高轉移支付的均等效率來提升最終的社保支出均等水平。而對于廣西和遼寧兩省，則不但要提高轉移支付的均等效率，還需適當提高縣級獲得的轉移支付水平，其中廣西有大量的老少邊窮地區，但卻是所有自治區中縣級獲得人均轉移支付最少的，而遼寧是老工業基地，隨著大量國有企業的關停并轉也勢必存在較大的社保支出需求，但這兩個省份縣級獲得的人均轉移支付僅位列25?。ㄗ灾螀^）的中位數左右，需要中央和?。ㄗ灾螀^）一級加大對縣的轉移支付規模。同樣，河北、江蘇、山東3省雖然轉移支付的均等效率較高，但縣級政府獲得的人均轉移支付規模更少，從而拉低了最終的社保支出均等水平，也應逐步適當提高其縣級政府獲得轉移支付的水平。

其次，為了橫比轉移支付對省內縣級社保支出的增長效應，我們也采用兩個指標，一個是轉移支付對縣級社保支出的邊際效應Gtp，另一個則是各省縣級人均社保支出的均值，簡稱縣級社保支出水平。轉移支付邊際效應和社保支出水平都高的省有甘肅、湖南、吉林、青海、山西、新疆、云南；轉移支付邊際效應高，但社保支出水平低的省有安徽、廣東、廣西、河北、山東、河南；轉移支付邊際效應低，但社保支出水平高的省有黑龍江、江蘇、江西、遼寧、內蒙古、四川；轉移支付邊際效應低，社保支出水平也低的省有福建、貴州、湖北、陜西、西藏、浙江。對于轉移支付邊際效應高但社保支出水平低的省份，通常都是由于縣級獲得的人均轉移支付低于中位數水平，因此適當提高對縣級政府的轉移支付規模，是提升這些省份縣級社保支出水平的一個重要途徑。對于轉移支付邊際效應低，社保支出水平也低的省份，除了西藏外，其余省份縣級獲得的人均轉移支付也在中位數水平之下，因此除了應該在轉移支付分配上提高對社保支出的激勵作用外，也應該適當提高對縣級政府的轉移支付規模，兩方面雙管齊下，來共同提高縣級政府的社保支出水平。

由于數據可得性的原因，目前我們只能采用本文建立的“均等與增長”的分析框架及計量模型對2007年25個省的縣級數據進行實證分析。但即便如此，這種基于縣級數據和分省的視角都清楚地告訴我們，對于中國這樣一個國土面積廣大的國家而言，省與省之間在縣級社保支出的水平和均衡程度上都有著較大的差異。轉移支付作為財政均衡與改變下級政府支出行為的重要工具，在不同省份對縣級社保支出的優化作用也不盡相同。首先，中國各省經濟的非均衡發展導致了地方政府財政能力的不均衡，從而引發了地區間社會保障公共產品與服務供給水平的差異。而1994年的分稅制重點是放在如何劃分中央和地方的稅收收入范圍，提高中央財政收入比重，對于中央與地方之間的事權責任和范圍劃分則過于模糊。像社會保障這類具有強烈再分配性質的公共支出由中央政府或至少是省級政府來提供將更公平有效，即便不由上級政府直接提供，也應當由上級政府通過轉移支付對基層政府提供必要的資金支持。因此，必須要進一步建立和完善包括中央政府和省級政府在內的上級政府對縣級政府的社會保障轉移支付制度，促進政府間社會保障的權責對等。尤其是對于那些財政困難的地區，要進一步加大轉移支付的力度，從而增強其社會保障的支出能力。

其次，對于那些轉移支付均等效率較差的省份，必須有意識地提高單位轉移支付在縮小縣級社保支出差距上的作用。通過建立因素法轉移支付分配制度，基于縣級政府的社保支出需求和支出成本、支出能力等因素來進行規范化的轉移支付分配，逐步縮小省內各縣的社保支出差異。

再次，對于那些轉移支付對社保支出邊際增長效應較弱的省份，則應該設計更多激勵機制，提高縣級政府在社保支出上的支出意愿。對基層政府而言，不同類型的支出之間以及支出部門之間都存在著激烈的支出競爭，為了保障居民能獲得較為均等的社會保障公共服務，必須通過建立制度化、規范化、具有導向性的財政轉移支付制度，引導地方政府改變財政支出結構，真正落實地方政府作為社會保障公共產品主要提供主體的職責。在增大一般性轉移支付規模的同時，可以對某些轉移支付設置一些社保支出方面的激勵條件，通過有條件的轉移支付來引導地方政府加大對社保支出的投入力度，使得省內縣級社保支出至少達到一個最低標準的均等化水平，從而發揮社保支出的經濟減震、收入再分配和促進社會穩定的作用。

注釋

①本文的轉移支付是指縣級政府獲得的所有上級政府給予的轉移支付凈值。它不是特指社會保障和就業方面的專項轉移支付，首先數據上我們無法獲得專門用于社會保障和就業目的的轉移支付；其次一般性轉移支付等類型轉移支付中也包含了對各項公共服務需求的考慮，里面理所當然包含了對社保支出需求的測量，只是我們從數據上無法剝離出這一部分資金；第三，像稅收返還等無指定用途，又不是基于支出需求等因素分配，而只是基于既得利益分配的純財力性轉移支付，我們也有必要考察，在缺乏上級約束的情況下，對這些由縣級政府可以自由支配的轉移支付是否會促進縣級社保支出的增長與均等。綜上，我們實際考察的是縣級政府獲得的所有上級轉移支付的凈值（總額概念）是否傾向于促進縣級政府社保支出的增長和均等。

②本文的東中西劃分參考的是財政部《關于明確東中西部地區區域劃分的意見》（財辦預（2005）5號）。

③因為如果轉移支付只增加下級政府的財政收入，而不對其支出行為和偏好施加影響，則下級政府有可能根據自己的支出意愿增加某些方面的支出，而減少另一些方面的支出，這不但不一定有助于后者的均等化，還有可能拉大下級政府在這些公共服務支出上的差距。

④之所以沒有對S、perrev以及pertp取自然對數，主要是因為有的地方可能存在轉移支付的上解，則pertp為負，取自然對數后會產生缺省值，減少樣本量，影響對轉移支付真實效應的評估；其次，在model1和model2中，變量取自然對數與不取自然對數對模型的擬合度R2沒有太大影響，但在model3中，變量取自然對數后模型的擬合度反而有明顯降低，綜合這兩方面的考慮，因此本文沒有對S、perrev以及pertp取自然對數。

⑤耿強等（2011），王金明（2012）的研究都表明勞動力成本上升已經成為推動我國物價上漲的重要原因。

⑥即當Gtp＞Grev，該省的轉移支付對縣級的該項支出具有“引致效應”；當Gtp=Grev時，為“替代效應”；當Gtp＜Grev時，為“擠出效應”。

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編輯 劉 波

Whether Transfer Payments Optimize the Fiscal Expenditures on Social Security： From the Perspective of Equalization and Growth——Based on the County Data of 25 Provinces in China

ZHOU Mei-duo ZHANG Peng
（University of Electronic Science and Technology of China Chengdu 611731 China）

As an important public service of local government， the fiscal spending on social security and their equalization between areas are being taken more seriously. After the Tax-Sharing System Reform， the fiscal expenditure of local governments relies more and more on the transfers of superior governments. By constructing a comprehensive analysis framework， we can measure the “growth effect” and “equalization effect” of transfers on fiscal spending of social security. Applying this analysis framework and the county-level data of 25 provinces in 2007， we can draw the conclusion that， the comprehensive effect of transfers on social security spending showed “equalization and inducing effect” in 18 provinces and “equalization and crowding-out effect” in other 7 provinces. The optimization degrees of transfers on county social security spending differ in different provinces， so we need individualized policy suggestions which base on the evaluation framework and positive analysis to different provinces.

transfers； fiscal expenditure on social security； growth effect； equalization effect

F812.7

A ［DOI］10.14071/j.1008-8105（2016）04-0013-12

2016 - 03 - 25

國家自然科學基金資助項目“均等與增長：轉移支付對縣級公共服務財政投入的影響——基于2003年至今中國縣級數據的實證研究”（71103026）；教育部人文社會科學研究青年基金項目“我國省內縣際間財政均衡研究：經濟、政治、法律的視角”（10YJC810063）.

周美多（1982- ）女，博士，電子科技大學政治與公共管理學院副教授；張彭（1991- ）男，電子科技大學政治與公共管理學院碩士研究生.