我国省际间基本社会保障服务均等化研究

2012-10-22朱云飞

天津商业大学学报 2012年6期

朱云飞，赵宁

(1.河北省财政科学与政策研究所，石家庄050051;2.石家庄职业技术学院，石家庄050081)

1 引言与文献回顾

社会保障是国家或社会依法建立的、具有经济福利性的、社会化的国民生活保障系统，［1］它作为维系人的基本生存权和发展权、维持社会安全与稳定底线的服务体系，与基础教育、公共卫生并列为最基本层次的公共服务项目。建国之初，我国就颁布了《劳动保障条例》，逐步建立了适应计划经济体制的一整套社会保障制度。近年来，随着经济实力的壮大和民生政策的落实，我国对社会保障的投入力度不断加大。从2000—2010年，各级政府对社会保障的财政支出从1 517.6亿元增加到9 081.4亿元，社会保障占预算支出的比重从9.6%提高到10.1%。①然而，基本社会保障在地区和城乡间的配置水平仍存在显著差异，甚至伴随着区域经济发展差距的扩大，非均等化程度还可能会不断加深。

目前，我国学者对社会保障均等化的研究主要集中在差异度量和影响因素两个方面。在差异度量上，彭海艳采用GE指数分解法，分析了1998—2004年我国社会保障支出的地区差异，得出我国东、中、西三大区域总体、区域内及区域间的差异均呈下降趋势，但区域内差异远大于区域间差异;［2］李雪萍等的研究表明，受社会保障财政投入的影响，2001—2005年间我国东部地区社会保障供给水平和质量均显著高于中、西部地区，且地区差距呈扩大趋势;［3］徐倩等计算了近10年社会保障预算支出和社会保障占财政支出比例的极值比、变异系数和基尼系数，得出省际间社会保障差异呈现先下降、后上升然后再下降的波动趋势;［4］姜鑫等采用变异系数、基尼系数和泰尔指数法测算了我国城乡社会保障的均等化程度，说明省际社会保障水平的农村差异更加明显。［5］在影响因素上，刘德吉等认为各省经济发展程度、财政支出相对水平、中央转移支付结构是影响社会保障支出的主要因素，且地方财政支出相对水平的相关度最高;［6］豆建民等考察了空间集聚对社会保障的重要性，认为加快城镇化、引导人口流向承载力较强的地区，可以显著降低供给成本，有助于实现区域社会保障服务的均等化;［7］庞凤喜等人的研究证明，中央与地方政府间的分权程度对社会保障的支出规模十分重要，其中，收入分权度与地方社会保障支出规模成负相关，支出分权度则成正相关;［8］吕炜等认为供给因素和需求因素共同决定了社会保障服务水平，但供给方面的因素起主要作用，公共需求的影响则微乎其微。［9］

总体看对基本社会保障的均等化现状、存在问题和政策取向进行了较全面分析研究，但省际均等化趋势的衡量存在矛盾之处，均等化影响因素的界定尚不全面。本文从人口标准、产值标准、比重标准三个方面综合度量了社会保障水平的省际差异程度，然后从影响社会保障服务的供求两方面因素出发，探讨了政府的供给能力、供给意愿、供给成本以及居民的体制性需求、项目性需求对社会保障服务的影响程度，据此提出相应对策建议。

2 省际间社会保障服务均等化的度量

衡量省际间社会保障服务的均等化情况，首先要解决的是度量指标和度量方法问题。

在度量指标上，我们选用社会保障人均投入、社会保障投入水平和社会保障投入比重三项。其中，社会保障人均投入是社会保障财政支出与地区常住人口的比值，反映了区域人口规模对社会保障的影响;社会保障投入水平是社会保障财政支出与地区生产总值的比值，反映了区域经济实力对社会保障的影响;社会保障投入比重是社会保障财政支出与财政支出总额的比值，反映了区域政府偏好对社会保障的影响。这三个指标分别从人口标准、产值标准和比重标准三个方面反映了一定时期内某一区域社会保障的综合投入水平，既存在较强的现实意义，在省际间也具有较好的可比性。

在度量方法上，我们采用基尼系数计算法。基尼系数是意大利经济学家基尼根据洛伦茨曲线提出的判断收入分配平等程度的指标，后被广泛用于多种资源不均衡状况的分析，其计算公式为:G=，其中:n为区域个数，x和x为ij任意两个区域在某一指标的实际水平，μ为所有区域某一指标的平均水平。

根据以上度量指标和方法，我们计算了2000—2010年省际间社会保障水平的差异程度(见表1)。总体看，三个指标衡量的省际间差异均呈现“U”型轨迹。分时段看，2007年收支分类科目调整之前，各项指标的基尼系数渐趋减小;但2007年后，差异程度有所拉大，在社会保障投入水平上甚至已接近2000年的差异程度。②分指标看，社会保障投入比重的差异程度最小，一直在0.2左右浮动，说明各省对社会保障服务的支出偏好差异不大;但受区域财政经济发展水平的影响，社会保障人均投入及投入水平的差异程度较大，多在0.3左右。

表1 2000—2010年我国省际间社会保障水平的差异程度

3 省际间社会保障服务非均等化的原因

3.1 社会保障影响因素的理论分析

省际间社会保障服务及其差异程度，同时受供求两方面的因素影响。供给方面包括政府供给能力、供给意愿和供给成本，需求方面包括居民的体制性需求和项目性需求。基于可靠性和可观测原则，我们选取了以下代表性指标。

(1)区域财力:反映政府对社会保障的供给能力。财力是政府提供公共服务的基础，各省社会保障服务的差异相当程度上体现为地区财力的差距，而财力同时源于地方财政收入和上级转移支付。一方面，经济基础决定财政状况。各省经济发展的不平衡必然导致财政汲取能力的差异。另一方面，中央对各省转移支付是影响地区财力的重要变量。在目前我国的转移支付制度下，无论是税收返还、一般性转移支付，还是专项转移支付，都能或多或少地调节地区财力，影响政府对社会保障的供给能力。我们以可用财力指标反映政府的供给能力。

(2)经济支出:反映政府对社会保障的供给意愿。改革开放以来，随着我国政府的工作重心向经济建设的转移，财政支出方面也形成了所谓的“建设型财政模式”，许多地区在发展过程中演变为崇尚经济发展而轻视社会民生，政府对社会保障等公共服务的供给出现职能缺位。在各地政府对社保支出的责任理念与意愿程度不同的情况下，地区间社会保障供给也呈现一定差距。一些财力较好的地区，由于过于注重经济建设而忽视民生责任的落实，在社会保障服务供给上的水平并不高。我们以经济支出所占比重指标反向代表政府的供给意愿。

(3)人口密度:反映政府对社会保障的供给成本。我国地域辽阔，受地势、海陆、纬度位置等因素影响，自然与社会环境复杂多样，这使得各地社会保障供给的单位成本间存在一定差异，客观影响了社会保障服务的均衡配置。反映环境状况的指标有很多，如地表类型、地理区位、交通状况等。其中，人口密度是影响供给成本的一个简单而有效的指标。一般来说，人口越集中的地区，其自然环境也较好，政府提供社会保障服务也容易产生范围经济和规模效应③，有利于地方政府降低供给成本，提高配置效率。我们以人口密度指标客观反映政府的供给成本。

(4)城乡结构:反映居民对社会保障的体制性需求。长期以来存在的城乡二元体制及与之伴随的差异化发展战略，导致我国在社会保障方面也呈现出明显的二元结构特征。无论从社会保险、社会救济、社会福利的覆盖面，还是实际享受标准来看，城乡间的差异都非常明显。从省级层面看，地区间社会保障水平的差异程度深受各自城乡结构的影响，城镇化率④则是反映城乡结构的一个相对客观的指标。严格说，城镇化率同时影响社会保障的供给和需求。城镇化率越高，受集聚经济推动，地区财政供给能力越强;而城镇化率越低，城乡差异越大，居民的社会保障需求程度越高，客观上也要求政府给予更多的社会保障服务。我们以城镇化率指标侧面反映居民对社会保障的这种体制性需求。

(5)人口结构:反映居民对社会保障的项目性需求。社会保障是一个覆盖所有人群的综合性体系，但不同人群对社会保障不同项目的需求程度并不一样，如失业人群需要城镇社会救济，五保户需要农村社会救济，城镇企业职工、居民与农民分别需要不同类型的养老和医疗保险等。其中，容易测量又有典型意义的一个指标即老年、儿童人口所占比重。因为相对于一般人群，老年和儿童对社会保障的需求更加渴望，尤其在1999年我国就进入老龄化社会，2011年末老年人口抚养比为19.7%⑤，即将步入“五个年轻人养活一个老年人”的深度老龄化社会，其社会保障状况将给我国未来的经济社会发展带来严峻挑战。我们以老年、儿童人口比重指标反映居民对社会保障的这种项目性需求。

3.2 社会保障影响因素的模型计量

3.2.1 模型构建

根据上述理论分析，我们构建了三种社会保障影响因素的计量模型:

其中 i表示省份，t表示年度，α、β1…β5分别表示常数，ln(SBRJ)、ln(SBSP)、ln(SBBZ)分别表示人均社会保障支出、社会保障支出水平和社会保障支出比重三个因变量的对数，ln(RJCL)、ln(JJBZ)、ln(RKMD)、ln(CZHL)、ln(LERK)分别表示人均财力、经济支出比重、人口密度、城镇化率、老年儿童人口比重五个自变量的对数，εit表示误差项，ui表示省际非观测因素影响，et表示时间非观测因素影响。之所以采用变量的对数形式，是为了缓解序列中存在的异方差性，并且能使自变量系数成为对因变量的弹性系数，更便于解释。

本文使用2000—2010年中国31个省份的面板数据，所有数据均来自相应年度的《中国统计年鉴》、《中国财政年鉴》，计量分析软件为Eview 5.1。

3.2.2 模型筛选

根据模型中的参数变化情况，面板数据模型分为混合回归模型、变截距模型和变系数模型。根据个体影响的不同方式，变截距模型和变系数模型又各分为固定效应模型和随机效应模型。为了保证模型的效度，必须对模型的设定形式进行筛选。首先，使用协方差检验判断模型属于混合回归、变截距还是变系数模型，建立两个假设。

H1:α1=α2=α3，β1=β2=β3(模型个体成员既无个体影响，也无结构变化。)

H2:α1≠α2≠α3，β1=β2=β3(模型个体成员存在个体影响，但无结构变化)

若接受假设H1，认为符合混合回归模型，无需继续检验。若拒绝假设H1，则需检验假设H2。若接受假设H2，认为符合变截距模型，反之，符合变系数模型。为此，构造F统计量:

其中S1、S2、S3分别为变系数、变截距和混合回归模型的残差平方和，N、T、k分别为省份、年度和自变量个数。将相关数值分别代入三个模型，均得到 F1＞ F0.05(180，150)，F2＜ F0.05(150，150)。所以，拒绝H1，接受H2，建立变截距模型。

在此基础上，通过Hausman检验判断选择固定效应，还是随机效应模型。检验假设是:

H0:个体效应与回归变量无关，即随机效应模型;

H1:个体效应与回归变量相关，即固定效应模型。

若拒绝原假设，使用固定效应;反之，使用随机效应。对三个模型分别检验，Hausman的P值均远小于0.05。所以，拒绝原假设，建立固定效应模型。

3.2.3 模型结果

表2 面板数据回归结果

根据检验，我们建立了具有固定效应的变截距模型。考虑到模型横截面个数远大于时序个数，为克服异方差，我们选择按截面加权(cross-section weights)的方式进行回归，结果如表2。

回归结果表明，人均财力、经济支出比重、人口密度、城镇化率、老年儿童人口比重五个自变量均对社会保障服务水平产生一定影响，但其影响方向和程度有所区别。

(1)人口密度和老年儿童人口比重变量的系数为正，且数额较大，说明人口密度较大的地区，社会保障的供给成本相对较低，有利于提高社会保障的实际投入效率;老年儿童人口比重较大的地区，对社会保障的需求较多，区域政府对这方面需求的满足程度也较高。

(2)经济支出比重和城镇化率变量的系数为负，但数额较小，说明政府对经济类支出的偏好，确实产生挤出效应，影响了社会保障服务的投入;城镇化率越高社会保障投入越低，说明城镇化的需求效应超过了供给效应，即随着近年来我国对新农合、新农保、农民低保等农村社会保障力度的加大，城乡间的社会保障差距趋向减小，尤其是一些城镇化水平较低、城乡差异较大的地区，这种趋势更为明显。⑥

(3)人均财力变量在社会保障人均投入和投入水平方面，具有显著的正向影响，说明地区财力状况依然是社会保障服务水平的重要决定因素。但人均财力对社会保障支出比重存有微弱的负向影响，这再次说明，政府对社会保障的投入意愿具有一定的独立性，并不依赖于自身财力状况。

3.3 社会保障影响因素的均等化度量

我们分析了影响我国社会保障服务的主要因素，并进一步分析这些影响因素的省际间差异程度，同样用基尼系数法度量近三年的差异情况。(见表3)

表3 2008—2010年各项社会保障影响因素的差异程度

可见，各项指标的差异程度有所不同，尤以人口密度和人均财力的差异为大。这两项指标也正是影响社会保障服务水平的主要因素，它们在省际间存在的较大差异性，相当程度上阻碍了我国社会保障服务均等化的实现。

4 主要结论及政策建议

4.1 主要结论

从社会保障服务水平上看，我国省级政府社会保障服务的提供模式基本上属于供给导向型，即社会保障服务水平主要取决于政府的供给能力、供给意愿和供给成本，也适当考虑了居民对社会保障的体制性需求和老年、儿童人口的保障需求。其中，地区财力状况是影响社会保障服务水平的决定性因素;人口密度和人口结构对社会保障水平的影响也比较大，而且人口密度较高、老年儿童人口比重较大的地区，社会保障的财政投入也比较多;经济支出比重和城镇化率对社会保障水平的影响则比较小，而且经济支出比重较大、城镇化率较高的地区，社会保障的财政投入反而比较少。从社会保障服务差异上看，以人均财力和人口密度为代表的政府供给能力和供给成本，省际间的差异比较突出，并成为影响我国社会保障服务均等化的主要因素。

4.2 政策建议

(1)缓解财政能力的悬殊差距。一方面，推动区域经济协调发展，重点加大对中西部地区及集中连片贫困地区的投入和支持力度，通过培育壮大一批特色优势产业，加强生态建设和环境保护，着力解决制约发展的瓶颈问题，逐步缩小与发达地区的发展差距。另一方面，深化转移支付制度改革，逐步增加一般性转移支付规模和比例，调减和规范专项转移支付。在一般性转移支付中，完善均衡性转移支付测算办法，将体现地区经济状况、财政困难程度等因素纳入测算体系，提高落后地区对公共服务的保障能力;在专项转移支付中，将社会保障、财政扶贫等专项资金向贫困地区重点倾斜，并尽量降低资金的配套比例。

(2)减少社保供给的成本差异。一方面，中央政府应围绕综合布局和均衡发展原则，统筹谋划各地区基础设施项目建设，逐步改善落后地区较差的外部环境，为社会保障服务均等化创造物质条件。另一方面，各地尤其是落后地区政府在财力紧约束情况下，充分发挥市场作用，吸引各类社会力量，通过购买服务、服务外包、委托办理等方式，促进社会保障提供主体与提供方式的多样化，减少政府供给成本，实现均等化目标。如政府可以将日益增长的社会保险基金征缴、发放、关系转移等经办业务，委托具有资质的商业保险机构运作。

(3)确立民生优先的一致意愿。一方面，明确各级政府在社会保障等民生领域的行政责任和绩效考核，稳步提高社会保障等资金在财政支出中的比重，逐步建立与经济发展和政府财力增强相适应的社会保障投入稳定增长机制，打造关注民生、保障民生、改善民生的服务型政府。另一方面，政府出台的各项社会保障政策，应考虑民众需求、尊重民众意愿，做到问政于民、问需于民、问计于民，使决策尽可能切合实际、发挥实效，并吸引群众参与管理。如部分地区改变了由政府指定低保、五保对象的传统做法，由群众民主选举产生议事委员会，受理本地区低保、救济人员的资格初评，并监督社会救助的落实情况。

(4)消除城乡体制的二元分割。一方面，继续深化户籍制度改革。首先要消除形式上的户籍歧视，即户籍登记上体现的城乡不同身份，然后逐步取消实质上的户籍歧视，即户籍身份所承载的社会保障等各种差别待遇。当前要积极、谨慎和有序地把进城农民工纳入城镇社会保障体制，解决这部分居民的身份二元化问题，逐步消除社会保障的城乡体制落差。另一方面，科学制定城镇化发展规划。把有条件的东部地区中心镇、中西部地区县城和重要边境口岸逐步发展成为中小城市，引导发达地区的二、三产业向县城和中心镇集中，逐步提升工业水平，完善服务业体系，推进城镇化进程，为社会保障服务均等化的实现创造条件。

本文对省际间社会保障服务均等化的研究还存在两点不足。一是未考虑社会保障内部各项目在省际间的差异程度，如目前各省在新农保的推进程度和补贴标准上就存有较大区别。二是未考虑难以量化的管理因素对社会保障服务的影响，而管理水平正是除了供求外影响社会保障服务效果的核心要素。理想的社会保障服务供给路径应该是，政府在拥有供给能力和供给意愿的基础上，适当考虑居民需求，尽力减少供给成本，不断提高管理水平，实现社会保障服务的绩效最优。

注释:

① 其中，我国于2007年调整了政府收支分类科目，社会保障支出统计口径有所变化。分时段看，2000—2006年，社会保障支出增长了1.9倍，所占比重提高了1.2个百分点;2007—2010年，社会保障支出增长了0.7倍，所占比重降低了0.8个百分点。(数据来源于相应年度的《中国财政年鉴》)

② 尽管2007年前后社会保障支出统计口径之间存在着一些差别，但其主体内容仍然一致，我们对调整前后统计数据的验算表明，这一数据也保持了较强的连续性。

③ 当然，范围经济和规模效应的发挥是有边界的，超过一定范围或规模，反而形成拥挤效应。

④ 城镇化率的衡量有两种口径:一是用非农产业人口占总人口比重，二是用城镇人口占总人口比重。鉴于数据可得性，本文采用第二种口径。

⑤ 老年人口抚养比指每百名劳动年龄人口负担的老年人数，数据来源于全国老龄工作委员会发布的《2011年度中国老龄事业发展统计公报》。

⑥ 截至2011年底，我国新农合参合率已超过95%，新农保试点覆盖面达到60%，国务院已决定于2012年年底前实现新农保制度全覆盖，进一步消除城乡间的社会保障制度差异。(数据来源于2011年《卫生事业发展统计公报》、《人力资源和社会保障事业发展统计公报》)

［1］郑功成.社会保障学［M］.北京:中国劳动社会保障出版社，2005.

［2］彭海艳.我国城乡社会保障均等化的评价与对策研究［J］.财经研究，2007(6):90 －98.

［3］李雪萍，刘志昌.基本公共服务均等化的区域对比与城乡比较——以社会保障为例［J］.华中师范大学学报，2008(3):18－24.

［4］徐倩，李放.我国财政社会保障支出的差异与结构:1998—2009年［J］.改革，2012(2):47－52.

［5］姜鑫，罗佳.我国城乡社会保障均等化的评价与对策研究［J］.当代经济管理，2012(4):47 －51.