转移支付是否优化了财政社会保障支出：基于均等与增长的视角——基于25个省的县级数据的实证分析

□周美多 张 彭

［电子科技大学 成都 611731］

转移支付是否优化了财政社会保障支出：基于均等与增长的视角
——基于25个省的县级数据的实证分析

□周美多 张 彭

［电子科技大学 成都 611731］

社会保障作为基层政府的一项公共服务职能，其支出的水平和辖区间均等化程度日益受到重视。然而，分税制以后，中国基层政府的财政支出越来越依赖于上级政府的转移支付。通过构建一个综合的分析框架，可以同时测量上级转移支付对县级政府财政性社会保障支出的“增长效应”和“均等效应”。2007年25个省的县级数据分析表明，转移支付对省内县级社保支出的“综合效应”在18个省表现为“均等-引致”型，而在其余7个省则表现为“均等-挤出”型。转移支付在各省对社保支出的优化作用不尽相同，需要针对不同的省情有的放矢地提出政策建议。

转移支付；财政性社保支出；增长效应；均等效应

一、研究背景与研究问题

社会保障作为经济波动的“减震器”，收入分配的“调节器”和社会稳定的“安全网”，在各国都属于一项重要的政府职能，政府均在不同程度上为社会保障提供财政支持。当然，各国社会保障支出的概念差异很大。美国主要指政府财政直接负责的各类扶贫计划和保障性支出，欧洲福利国家则把社会保障支出统称为社会保护支出或者社会性支出。在中国，改革之初，以国有企业和机关事业单位为职工提供的单位保障是社会保障的主体，国家财政仅对绝对贫困人口提供生存保障和有限的社会福利；20世纪90年代至21世纪初期，中国才逐步建立起以社会保险为核心的现代社会保障基本制度框架。尽管社会保险制度引入了个人缴费和多主体责任共担机制，但由于社会保障范围的不断扩展和保障水平的提高，政府财政用于社会保障的支出规模也在不断扩大，其占财政总支出的比重由1978年的1.65%上升到2006年的10.79%。2007年，我国实行了新的政府收支分类改革方案，财政性社会保障支出主要是指新方案中的社会保障和就业支出［1］。从表1可以看出2007年至2012年期间，全国财政性社保支出占财政支出的比例大概维持在10%左右，占GDP的比例则大概维持在2%以上，虽然较很多国家偏低［2］，但表现出逐年上升的趋势。其中，地方社保支出占全国性社保支出比重历年处于95%左右，由此可见，地方政府承担着财政性社保支出的最主要责任。然而，我国在1994年分税制后，收入不断上提，支出责任不断下沉，地方政府巨大的财力缺口主要依靠上级的各类转移支付加以弥补。地方财政支出高度依赖上级转移支付，反过来说转移支付极大地影响着地方政府的支出水平和支出行为。同时，我国幅员辽阔，各省差异较大，因此本文尝试回答的研究问题包括：（1）转移支付①是否促进了省内县级政府的财政性社会保障支出水平？（2）转移支付是否缩小了省内财政性社会保障支出的县际间差异？

表1　2007年～2012年我国社会保障和就业支出情况

二、文献综述

财政部社会保障司课题组分析了1998～2005年我国社会保障支出水平，指出我国财政社会保障支出占财政支出的比重大大低于发达国家，社保支出水平明显低于俄罗斯、波兰、匈牙利、罗马利亚和哈萨克斯坦等原苏东国家，在发展中国家中，我国社保支出水平也不太高［2］。宋士云、李成玲指出，从1998年到2006年，财政社会保障支出年均增长29.26%，占财政支出的比重由5.5%增长到11%，尽管其比例逐年提高，但离2000年国务院制定的《关于完善城镇社会保障体系的试点方案》中提出的15%～20%的目标还相差甚远，虽然社会保障的资金来源多元化，但政府的财政转移支付占有举足轻重的地位，社会保障制度的建立和完善需要强大的财政支持［3］。王延中、龙玉其测算了改革开放以来我国财政性社会保障支出占财政支出的比重，从1978年的1.65%增加到2009年的9.97%，并指出需要完善不同层级政府的社会保障财政投入责任分担机制，进一步加大中央政府的社会保障财政支出力度，通过转移支付来平衡地方政府间的财政支出水平［1］。

除支出水平较低外，财政性社保支出还存在着辖区间分布不均的问题。彭海燕运用GE指数分解法对1998～2004年我国社保支出的省级差异按东中西区域进行了分解，发现区域内的差异远大于区域间的差异［4］。柯卉兵用变异系数、基尼系数、塞尔指标对1995～2005年中国各省社会保障财政支出的差异进行了分析，认为省际间的差异显著，内含着不可忽视的社会风险［5］。

对于哪些因素影响了地方政府的财政性社会保障支出水平，寇浩宁通过对2008年中国31个省份截面数据的统计分析发现，政府力量是造成各省社会保障公共支出水平差异的首要因素，其次是单位体制因素，再次是经济发展水平因素［6］。庞凤喜、潘孝珍实证分析了1998～2009年的省级面板数据，发现财政收入分权度与地方政府社会保障支出规模呈负相关，支出分权度与地方政府社会保障支出规模成正相关［7］。王珺红、张磊分析了1998～2006年的省际面板数据，发现财政收入分权、财政自给率与社会保障支出显著负相关，而财政支出分权与社会保障支出显著正相关，但公众偏好的部分潜在代理变量对社会保障支出的影响不甚显著［8］。而徐妍分析2003～2010年30个省级面板数据得出的结论则是，不管是收入分权还是支出分权，财政分权本身与社会保障支出呈现正相关关系，而政府过度竞争是阻碍地方社会保障公共品发展的重要原因［9］。上述研究财政分权对财政性社保支出水平影响的文献，本质上都是在探讨究竟是地方的自有收入还是上级的转移支付更有助于提升地方的财政性社保支出。由于选取时间序列的不同，上述的研究结论并不统一，且没有直接衡量转移支付对财政性社保支出的影响效应，有隔靴搔痒之嫌。同时分析数据仅停留在省级层面，尚无研究系统分析县一级的财政性社会保障支出水平以及转移支付对其的影响，而县又是提供公共服务的最基本单位，且社保支出在很多地方还是“县统筹”，远没达到“省统筹”的层次，因此非常有必要对县级层面的财政性社保支出水平做更进一步的分析。

当然，由于中国县级政府的数量较大，非常难获取统一口径的县级数据，有县级转移支付信息的数据仅有《全国地市县财政统计资料》，且该资料在2007年以后没有具体的县级财政收支分类数据，因此2007年是我们能获得县级财政性社会保障支出数据的最近年份，且该年也正值政府收支分类改革，因此我们以该年数据为例，建立模型并分析转移支付对各省县级财政性社会保障支出的影响。同时，由于区政府的辖区人口以非农业人口为主，社保支出在我国有明显的亲城市特性，为了回避区政府同县政府财政支出的可比性问题，本论文的县级政府并不包括区，由此为了使得后面的回归分析有足够的个案数，我们剔除了县政府数量太少的4个直辖市以及宁夏和海南共6个省（自治区、直辖市），仅分析剩下25个省和自治区内部的县级财政性社会保障支出情况以及转移支付对其的影响。

三、描述统计分析

根据笔者建立的数据库，我们测算了2007年县级人均财政性社会保障支出（后简称人均社保支出）、社保支出占财政总支出的比重（后简称社保支出占比）的各省均值（即各省所有县各自指标的算术平均数），以及各省县级社保支出和财政总支出的省内基尼系数。测量的结果由于篇幅原因，按照东中西②分区分别展示在表2、表3和表4中。综观25省，人均社保支出的县级均值在贵州省最低，为97.65元/每人，最高在青海为667.48元/每人，各省差异较大。从东中西分区来看，东部6省在该指标上的均值为182.40元/每人；中部9省的均值为215.06元/每人；西部10省的均值为284.35元/每人，因此从平均水平上看，西部地区省内县级人均社保支出水平最高，其次为中部，最低的是东部。从相对量上看，社保支出占比的各省县级均值也存在着较大差异，西藏最低，为4.56%，吉林最高，为20.98%。从东中西分区来看，东部6省在该指标上的均值为11.48%；中部9省的均值为14.37%；西部10省的均值为11.99%，同样是东部最低，但中部的平均占比却显著高于西部。

表2　东部各省社保支出基本情况

表3　中部各省社保支出基本情况

表4　西部各省社保支出基本情况

以基尼系数考察各省省内县际间人均社保支出的差异度，吉林最低，为0.1890，西藏最高，为0.3807。如以0.3作为县际间人均社保支出分布比较平均的分界线，则江苏、辽宁、山东、河北、青海、陕西、广西、西藏和新疆9个省（自治区）的省内县际间人均社保支出的差异相对较大，但是也都没有超过0.4的警戒线。分区域比较，从平均水平上而言，中部省份的省内县级间人均社保支出的差异要低于东西部地区。此外，同总支出的基尼系数相比，除吉林、四川和内蒙古外，其余省（自治区）的省内县际间的社保支出差异度均大于财政总支出的差异度，说明县级的社保支出还是一种异质化较强的支出类型。

同时，对各省县级获得的转移支付，我们也做了相应的描述统计分析，每个统计值都是省内各县在该指标上的算术平均数，同样也按东中西区域分别展示，结果同样见表2、表3和表4。其中，县级获得人均转移支付最低的是江苏，为329.91元/每人，最高是青海，为3083.26元/每人，各省差异较大。从东中西分区来看，东部6省在该指标上的均值为716.40元/每人；中部9省的均值为1050.12元/每人；西部10省的均值为1879.06元/每人，因此从平均水平上看，西部地区省内县级获得的人均转移支付水平最高，其次为中部，最低的是东部，这和社保支出水平的整体情况也是一致的，所以后面我们会进一步考察转移支付对省内县级社保支出水平与分布的影响。此外，从财政依存度即县获得的转移支付占其财政总支出的比重上考察，省内各县均值最低的也是江苏，为0.32，最高的是西藏，为0.92。除了江苏、浙江和山东3省之外，其余各省（自治区）县级财政总支出的一半以上都依赖于上级政府的转移支付，也同样说明转移支付深刻影响着县级政府的财政支出行为。分区域看，东部6省在该指标上的均值为0.50；中部9省的均值为0.72；西部10省的均值为0.80，同样是西部最高，中部次之，东部最低。

四、分析框架与模型

考察转移支付是否优化了省内县级的社保支出，可以从两个维度进行，其一是转移支付是否促进了各省县级社保支出的增长？我们简称为转移支付对社保支出“增长效应”的测量；其二是转移支付是否缩小了各省县际间的社保支出差异？我们简称为转移支付对社保支出“均等效应”的测量。从理论上来说，上级政府给予下级政府财政支持的主要目的首先是为了支持各地区维持均等化的公共服务，其次是为了改变后者的行为和偏好［10］。而改变某项公共服务支出占整个财政支出的比重，就是典型的改变政府支出行为或支出偏好的表现，即改变政府支出的优先排序。由于转移支付对下级政府社保支出的均等化影响，既要通过均等化下级政府的财政收入能力来实现，也要辅之以通过改变下级政府的支出偏好来实现③，因此在测量省内转移支付对县级社保支出财政投入的“均等化效应”之前，需要首先测量转移支付对县级社保支出占比的影响，本文将把这一测量纳入转移支付对县级社保支出的“增长效应”的测量体系中。

（一）“增长效应”的判定规则及相关模型

转移支付对下级政府公共服务财政投入的影响主要有三种情况：一是“引致效应”，即转移支付的增加使得下级政府加大（或减少）对某项公共服务支出的财政投入，且这种促进（或削减）作用大于（或小于）下级政府自有财力增加引起的该项公共服务支出的增加（或减少）幅度；二是“替代效应”，即转移支付的增加对下级政府某项公共服务支出的财政投入的影响同其自有财力增加的影响一样大，则可视转移支付同该政府的自有财力无异，并不影响它的支出行为；三是“挤出效应”，即转移支付的增加对下级政府某项公共服务支出的财政投入的增加（或减少）幅度小于（或大于）下级政府自有财力增加（或减少）所带来的该项支出的增加（或削减）幅度。本文把“引致效应”、“替代效应”和“挤出效应”作为“增长效应”的三种取值，通过建立模型测量转移支付与自有财力各自对社保支出的影响系数，并比较二者的系数，从而得出转移支付对社保支出“增长效应”的取值。由社保支出的计算公式，即公式1，我们很容易得到影响县级社保支出水平S的三个决定因素分别是该县政府的自有财力R，其获得的上级转移支付TP以及该项支出在县总支出中所占的比重r。

根据公式1，我们进一步建立了如下的计量模型：

（model1）

其中S表示某县的人均社保支出，perrev和pertp分别代表本年政府的人均一般预算收入和人均获得的转移支付净值④，ratio代表社保支出在总支出中所占的比重。本文假设不管是自有财力还是上级的转移支付，县级政府财力的增加都意味着更有能力对社保支出进行财政投入，因此人均预算收入perrev、人均转移支付净值pertp和人均社保支出S具有正相关关系；同样，社保支出比重的增加意味着支出偏好向该类公共服务倾斜，从而也会引起社保支出绝对水平的提高，因此社保支出占比ratio和人均社保支出S也具有正相关关系。以某个省中所有县为全样本，根据model1，可以测算出人均预算收入perrev、人均转移支付净值pertp和社保支出ratio对人均社保支出S的边际效应β1、β2和β3。

然而，一般预算收入和转移支付除了对社保支出的水平有直接影响之外，还可能通过影响支出比重而对支出水平产生间接的影响，即我们还必须测量人均预算收入perrev和人均转移支付pertp对转移支付占比ratio的影响。在建立计量模型之前，本文先构建解释影响社保支出占比的理论模型，如图1。从图1中我们可以看到，影响社保支出占比的因素主要来自于四个方面：财政收入能力；社保支出需求；支出成本；上年支出基数。

具体的，财政收入能力由两部分直接组成，即我们关心的政府自有财力和获得的上级转移支付净值。同时，财政收入能力也潜在地受到当地经济发展水平的影响，如人均GDP。柯卉兵通过计算省级相关系数认为，各地区人均社会保障财政支出与经济发展水平、财政能力呈不同程度正相关［5］。王珺红、张磊对1998～2006年的省级面板数据分析也表明，人均财政收入对人均社会保障支出的影响为正且显著，说明地方政府的财政能力在很大程度上决定了各地的社会保障支出水平［8］。此外，他们的研究以及庞凤喜、潘孝珍对1998～2009年省级面板数据的分析均表明，收入分权（前者还测量了财政自给率）与社会保障支出显著负相关，而财政支出分权与社会保障支出显著正相关。这些结论间接表明，相比自有收入，上级对下级的转移支付可能更有助于提高地方政府的社保支出水平［7］。同时，庞凤喜、潘孝珍、徐妍、赵蔚蔚、杨庆运研究均表明，地方社会保障支出规模与以人均GDP计算的经济发展程度正相关，地方经济越发达，地方政府在社保支出上的规模也越大［7，9，11］。

社保支出需求则反映了当地社会经济发展对社会保障类公共产品的需求程度。理论上认为，公共预算程序应当反映社会的公共需求，因此支出需求越大，相应的公共服务支出占比也应当更高。然而，公共产品的需求偏好显示是公共经济学理论中的一个难题［12］，实证分析中需要寻找合适的代理变量对公众偏好进行测量。前人的研究中通常采用以下一些社保支出需求的代理变量：（1）人口年龄分布。在地方社保支出中，行政事业单位退休经费以及社会保障补助支出都直接与公众养老需求相关，老龄化程度的提高会增加政府社保支出的压力。王珺红、张磊的研究表明，在1998～2006年间，东部地区老龄化程度的提高对人均社会保障财政支出有显著的影响［8］。刘吕吉、李桥、张馨丹对1998～2012年省级面板数据的分析表明，老年人口抚养比对人均财政社保支出存在正的显著影响，而少年儿童抚养比与人均财政社保支出之间存在显著的负相关关系［13］。（2）就业率/失业率。财政性社保支出全称是社会保障和就业支出，本身就涵盖了政府在社会保障与就业方面的支出。它一方面包括对于就业促进的支出，如就业补助，另一方面也包括对于失业人员的救助，如城市居民最低生活保障和农村社会救济等支出。可以说整个社会保障体制就是国家在劳动者或全体社会成员因年老、疾病、丧失劳动能力以及遇到其他社会困难时，向其提供保障或帮助的一种社会制度，完善的社会保障制度能够化解劳动者面临的就业风险，提高劳动者的素质，增加劳动者的就业机会［14］。张海枝、赵曼利用2002～2010年的国家数据，采用协整分析和Granger因果分析发现社会保障支出与就业之间存在协整且互为因果关系，加大社保支出力度有助于推动就业量的增长，而就业量增长的同时也促进社保支出水平的提高［15］。刘吕吉、李桥、张馨丹对控制变量的测算中表明，失业率显著地促进了人均财政社保支出的增加［13］。（3）城市化。城市化的本质含义不是简单将农村居民转变为城市居民，而是在此过程中让新的城市居民融于城市体系，并能够获得与原先城市居民相同的社会保障［8］。Ran Tao认为中国在经济转型过程中，频繁的土地再分配、征用土地，农民对土地所有权的不安全感以及临时性民工迁徙，对城镇化过程中的社会保障提出了挑战［16］。王筱欣、杨臣采用1989～2011年国家层面的时间序列数据分析表明，社保支出同城镇化存在长期稳定的协整关系，二者相互促进、相互制约［17］。而王珺红、张磊对1998～2006年省级面板数据的研究则表明城市化显著影响了社保支出，但系数为负，认为各地区社保支出与快速推动的城市化之间并没有建立良性的互动机制［8］。（4）基尼系数。随着我国经济的发展，同时贫富差距的拉大，公众日益期待通过增加财政性社保支出来缩小收入分配差距。然而公众需求是否能进入政策议程并动用财政工具加以解决还具有较大的不确定性。王珺红、张磊的研究表明，收入分配的基尼系数对社保支出的影响并不显著［8］。（5）通货膨胀。通货膨胀的财富蒸发效应会降低低收入人群和老年人群的实际购买力，往往需要政府通过临时的价格干预或直接的社保支出以部分抵消通胀对其生活水平的影响。王珺红、张磊的研究表明，样本期内，面对通胀压力，东部地区的社保支出中考虑了物价变动的财富蒸发效应，而中西部地区的通胀压力则没有对本地区的社保支出产生显著影响［8］。

再次，社保支出占比还受社保服务供给成本的影响，例如地广人稀的辖区要提供相同量的公共服务，可能就需要支付更高的支出成本。当然，要具体衡量社保支出的成本存在着数据搜集上的困难，大多数研究都采用人口密度变量加以控制。王珺红、张磊对1998～2006年省级面板数据的研究则表明人口密度对社保支出的影响为正［8］；而庞凤喜、潘孝珍对1998～2009年省级面板数据的分析则表明人口密度与我国地方政府社保支出负相关［7］。

图1　县级财政社保支出的影响因素模型

最后，从渐进预算理论的角度看，很多政府的预算过程都是一个“基数加增长”的过程［18～20］。因此，上一年的支出基数越高，也可能意味着当年该项支出的比重越大。

根据上述理论模型，可以构建如下计量模型：

（model2）

其中ratio是某县当年的社保支出占比，base表示该社保支出上年的占比，即支出基数。perrev和pertp同model1中一样，分别是该县的一般预算收入和获得的转移支付净值，这两项代表了政府的收入能力。density代表支出成本变量，主要用辖区人口密度加以控制。D代表支出需求变量。虽然上一节的分析框架中罗列了五类支出需求变量，但由于县级数据的可得性，我们只能采用城镇单位从业人员占总人口比danweijob和农村从业人口占总人口比重countryjob两个变量来控制就业因素；采用城镇职工平均工资水平salary来控制通货膨胀因素⑤；用每万人福利院床位数wbed来控制已有的社会福利需求。最后，C代表其他的控制变量，我们主要通过一般性转移支付占总转移支付的比重geratio和专项转移支付占总转移支付的比重spratio对各县转移支付的分配结构加以控制，考察转移支付的不同分配方式是否会对社保支出的占比产生影响。perGDP变量表示该县的人均地区生产总值，是代表辖区经济水平的变量，也作为衡量政府收入能力的控制变量。同样，以某个省中所有县为全样本，根据上述计量模型，分别测算出β5、β6，即一般预算收入和转移支付对支出占比的边际影响。然后根据公式（2）和公式（3）可得到一般预算收入和转移支付对某项支出水平的最终影响Grev和Gtp。最后，根据前文“增长效应”的判定规则，即可确定“增长效应”的取值⑥。

（二）“均等效应”模型

对于转移支付的财力均等化效应的测量，一般采用转移支付前后财力的离散指标的变化率表示。然而，对于社保支出，无法从统计资料上区分转移支付前的预算分配金额，因此不可能直接采用社保支出的离散指标变化率的测算方法。在此，我们用model2中测得的6β，通过下面的公式（4）近似计算转移支付前对社保支出的预算分配比重，进而通过公式（5）近似计算出转移支付前某县社保支出获得的预算分配。最后通过公式（6）可以计算出单位转移支付对社保支出的均等化效应E。

其中，oratio表示推算的转移支付前社保支出占一般预算收入的比重，origin表示推算的转移支付前社保支出的预算分配额，V0和V1分别表示转移支付前后社保支出的离散指标，可以分别用标准差系数、基尼系数和泰尔指数测算。Tpertp是该省县级获得的全部转移支付的人均值。E是单位转移支付引起的社保支出的离散指标变化率，即单位转移支付对社保支出的均等化效应。当E＞0时，转移支付在该省县际间的社保支出上具有“均等效应”；当E=0时，转移支付在缩小社保支出差距上表现为“无效应”；当E＜0时，转移支付在社保支出上具有“非均等效应”。

（三）增长与均等的协同关系

表5　“增长”和“均等”关系

用前面测得的“增长效应”取值，命名为Χgrowth 和E代表的“均等效应”取值，命名为Χequity，判断各省/年的转移支付对省内县级社保支出的综合影响。表2中1-1类型的省，其转移支付实现的是一种高投入水平的县际间社保支出均等化；3-3类型的省，其转移支付既降低了县级政府对社保支出的财政投入度，又拉大了省内县际间社保支出的差距；而3-1和1-3类型的省，其转移支付的“均等效应”和“增长效应”之间存在着此消彼长的关系。

五、实证结果与分析

本部分，我们将应用第三部分构建的转移支付“增长效应”和“均等效应”的分析框架与相关模型对2007年25个省（自治区）的县级财政数据进行实证分析。所使用的数据来自2007年的《全国地市县财政统计资料》、《中国区域经济统计年鉴》、《中国县（市）社会经济统计年鉴》。

（一）增长效应的测量

根据上一节关于“增长效应”的计量模型，通过实证分析得到各省（自治区）的“增长效应”取值，见表6。Gtp是各省转移支付对社保支出的边际效应，25个省（自治区）的Gtp都为正，说明各省转移支付都不同程度地引起了县级社保支出的增长。其中，山东省转移支付对县级社保支出的正向刺激作用最显著，其边际效应为0.3089；而江苏省的转移支付则基本对县级社保支出没有任何刺激作用，当然这可能是由于江苏省的县域经济比较发达，其对县级政府的人均转移支付平均为330元，为25省（自治区）中最低，且支出重点也不在社保支出上，其社保支出占财政支出的比重仅为0.1。将Gtp与Grev相比，前者大于后者的说明转移支付对社保支出的促进作用大于一般预算收入，即相较于一般预算收入具有引致效应，这样的省份包括：安徽、福建、甘肃、广西、河北、河南、黑龙江、湖北、湖南、吉林、辽宁、青海、山东、山西、陕西、西藏、新疆和云南；反之，前者小于后者则说明转移支付对社保支出的促进作用小于一般预算收入，即相较于一般预算收入具有挤出效应，这样的省份包括：广东、贵州、江苏、江西、内蒙古、四川和浙江。其中，引致效应最强的前三位是甘肃、云南和山东，其Gtp-Grev的值分别为：0.3838、0.2655、0.2140；而挤出效应最强的前三位则是江西、江苏和贵州，其Gtp-Grev的值分别为：-0.0694、-0.0535、-0.0198。此外，6β代表了转移支付对社保支出占比的边际影响，即转移支付是否影响了各省县级政府在社保支出上的支出偏好。大多数省份的转移支付对县级社保支出的占比并无显著影响，仅有江西、辽宁、内蒙古、四川4省的转移支付对县级社保支出占比具有负的边际效应，以及山东省的转移支付对县级社保支出占比具有正的边际效应。既然，转移支付似乎不是改变县级政府社保支出偏好的主要因素，又是哪些因素影响到了县级政府的社保支出占比？尽管这不是本文重点讨论的问题，但也可以根据model2进行简单的计量分析，由于篇幅原因，我们仅把广东、河北、黑龙江、湖南、山东、四川、新疆、浙江8省（自治区）的实证分析结果呈现在表7中。

表6　各省转移支付的“增长效应”（2007年）

从表7的回归结果可以看到，由于数据的可得性原因，现有的变量在解释县级政府社保支出偏好上的解释力还较为有限，R2最高的四川为0.4365，而最低的河北则仅为0.1355。除了基数变量base在各省的估计系数均和理论预期一致，体现了较为明显的渐进预算的特点外，其余各变量在不同的省则表现出方向截然不同的边际效应，这也从一个侧面说明我国省际间存在较大差异，不同省县级的支出行为各不相同。同表6中显示的一样，人均一般预算收入perrev和人均转移支付pertp对县级社保支出占比的影响在各省都不十分显著，但也有特例，如山东省人均转移支付pertp的估计系数为0.0001，且在0.01的水平上显著，说明山东省的转移支付分配促进了县级社保支出比重的加大；相反，四川省人均转移支付pertp的估计系数为-9.07e-06，且在0.05的水平上显著，说明四川省的转移支付分配反而造成了县级社保支出比重的降低。从转移支付的结构上而言，一般性转移支付比重的提高通常会促进社保支出占比的扩大（除湖南省），尤其是山东、四川和新疆3省的一般性转移支付占比geraio的估计系数均在统计上显著为正；而专项转移支付比重的提高对社保支出占比的影响不甚稳定，但山东和四川两省的专项转移支付占比spratio的估计系数都在统计上显著为正。特别的，由于我们并不能将专项转移支付中跟社保支出有关的转移支付区分出来，因此专项转移支付对社保支出的作用也许被低估了。成本变量density对社保支出占比的影响也不稳定，其在广东省表现出显著的规模递减效应，而在四川省则表现出显著的规模递增效应。这可能与社保支出的结构有关，如果人头类的支出（诸如针对个人的补助）比重较大，显然社保支出会随人口密度的增大而增加；反之，如果低竞争性低排他性的支出（诸如就业培训）比重较大，则社保支出会随人口密度的增大而表现出规模递减的效应。需求变量城镇单位从业人员占总人口比danweijob和农村从业人口占总人口比重countryjob虽然并不完全等同于城市和农村的就业率，但在某些省份还是对社保支出占比有着统计上显著的影响。例如，在广东和浙江，城镇单位从业人口比重对县级社保支出占比呈现显著的负向影响，说明城镇单位从业人口的增加有助于降低社保支出，然而在河北，城镇单位从业人口比重对县级社保支出占比则呈现显著的正向影响，目前尚无法解释造成这种截然不同影响的因果机制；在农村亦是如此，农村从业人口比重对广东省的县级社保支出占比呈现显著的负向影响，而对河北省的县级社保支出占比则呈显著的正向影响。一种暂定的解释是，高的从业率可能意味着低的失业率（单位从业人口并不等同于全部就业人口），而低失业率既可能意味着没有那么多的社保支出需求，也可能意味着为了维持低失业率反而需要更多的社保支出（如就业培训等）。代表通胀因素的城镇职工平均收入水平salary变量对社保支出占比的影响除了在四川和浙江两省显著为负外，在大多数省并无统计上的显著性，之所以和理论预期相左，可能的原因有：（1）城镇职工平均收入水平并不能很好代表所有就业人口的平均收入水平；（2）我国的通胀是否是由劳动力成本决定的还存在争议；（3）如果劳动力成本不是构成通胀的主要因素，则收入水平的提高，意味着个人有更多防范社会风险的能力，则财政性的社保支出需求会降低；（4）即便劳动力成本是构成通胀的主要因素，但政府不一定把消除通胀的财富蒸发效应作为考虑增加社保支出的主要指标。作为控制已有社会福利需求的变量每万人福利院床位数wbed在不同省份表现出来对社保支出占比的影响也不尽相同。每万人福利院床位数wbed在湖北、江西、辽宁、内蒙古表现出的是显著的正向效应，而在青海和山东两省则表现出显著的负向效应。这说明有的省的县级政府在社保支出有关的基础设施上表现出投入的马太效应，原有福利院床位越多的县，后续的维持运营投入越多，即满足的是既有的需求；而有的省的县级政府则在这方面表现出追赶效应，原有福利院床位越少的县，会加大在这方面的财政资金投入，即满足的是潜在的需求。这也从某种程度上暗示了转移支付在均等化省内县际间社保支出上的努力程度，可以观察到青海和山东两省转移支付确实对社保支出比重有不同程度的正向促进作用，而湖北、江西、辽宁和内蒙古的转移支付则对社保支出比重有不同程度的负向作用。

表7　影响社保支出占比的因素分析（2007年）

（二）均等效应的测量

根据上一节关于“均等效应”的计算公式，我们得到以基尼系数计算的2007年各省转移支付前县际间社保支出的离散度V0、转移支付后县际间社保支出的离散度V1以及单位转移支付引起的县际间社保支出离散度的缩小程度，即本文定义的转移支付对省内县级社保支出的“均等效应”E，见表8。从表中可以看到，我们根据公式4和5估算的转移支付前各省的县际间人均社保支出水平差异V0较大，除湖北、江西之外，其余省份县级社保支出的基尼系数均在0.3以上。其中，基尼系数0.4以上的就有13个省（自治区），陕西的基尼系数更是高达0.6160，除广西外的少数民族自治区的基尼系数普遍较高。这说明转移支付前县际间的社保支出在各省内就存在着很大的差异，如不通过转移支付加以缩小，则很难实现社会保障和救助方面的公共服务均等化。从V1可以看到，转移支付后各省的县际间人均社保支出差异确实缩小了，各省的基尼系数值均在0.4以下，最高的新疆为0.3653，最低的湖南仅为0.1659。最后，以单位转移支付计的“均等效应”值E，在各省之间还是有较大差异，这说明各省转移支付在促进县际间社保支出均等化的效率上不尽相同。效率最高的3个省依次是江苏、河南和湖南，其E值分别为0.0861、0.0755和0.0598；而效率最低的则是广西、西藏和湖北，其E值分别为0.0076、0.0084和0.0178，当然，其中的湖北省显然是由于初始的社保支出基尼系数就已经很低，仅为0.2834，要想进一步均等的难度相对较大。

表8　各省转移支付对县级社保支出的“均等效应”及“综合效应”（2007年）

（三）综合效应的判断

最后，根据表5的“综合效应”判定规则，得到各省转移支付“综合效应”的类型，见表8，主要为1-1，即“均等-引致”型，共18个省；以及1-3，即“均等-挤出”型，共7个省。也就说，转移支付在各省都不同程度地起到了缩小县际间社保支出差异的均等化效应，但在刺激县级社保支出绝对水平的增长上，有的省比一般预算收入的刺激作用要大，而有的省却还不如一般预算收入对社保支出的激励作用。

六、结论与政策建议

通过建立计量模型以及采用2007年25个省县级数据的实证分析，我们得到两种类型的省份，一种是转移支付在县级社保支出上表现出“均等-引致”效应的18个省，一种则是表现出“均等-挤出”效应的7个省。虽然，从理想的角度而言，我们希望转移支付在各省都能既缩小县际间社保支出差异，又能比一般预算收入更强地刺激社保支出水平的增加，但这并不意味着“均等-引致”型省份转移支付的综合效应一定就比“均等-挤出”型省份的效应强，因为该分析方法并不适用于横比。例如，广东省的转移支付虽然是“挤出”型，但其对社保支出的边际效应为0.1260，虽然比它自己一般预算收入对社保支出的边际效应0.1423要低，但仍比“引致”型的辽宁省高。辽宁省的转移支付对社保支出的边际效应仅为0.0113，它之所以是“引致”型，是由于其一般预算收入对社保支出的边际效应更低，为-0.0395。当然，在模型构建过程中获得的各项指标，为我们横比各个省的转移支付效应提供了基础，使得我们可以更微观地诊断每个省份，针对每个个案提出一些政策建议。

首先，为了横比转移支付对省内县级社保支出的均等化效应，我们可以从最终结果，即转移支付后县际间社保支出的基尼系数V1，以及单位转移支付引起的基尼系数缩小幅度E两个维度来考察。前者我们定义为转移支付带来的最终县际间社保支出均等水平，后者则定义为转移支付对县际间社保支出的均等效率。转移支付对县级社保支出均等水平和均等效率都较高的省有安徽、福建、广东、贵州、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肃、黑龙江、湖北、吉林、江西、内蒙古、西藏、云南，其中湖北、江西的均等效率低主要是因为它原有的社保支出县际间差异就已经很低，所以再要降低的难度就很大；均等水平和均等效率都较低的省有广西、辽宁、青海、新疆；均等水平低但均等效率高的省有河北、江苏、山东、陕西，其中江苏省的均等效率是最高的，E值高达0.0861，之所以没有实现很好县际间社保支出均等水平，与该省县级获得的人均转移支付偏低有关，其县级获得的人均转移支付仅为329.9084元，为25省（自治区）中最低的，而陕西则是由于初始的社保支出基尼系数高达0.6160，增大了转移支付的均等化难度。对于均等效率较低的省份，应该进一步提高单位转移支付的均等化效应，使得同样多的转移支付能够更加有效地缩小县际间的社保支出差距，尤其是青海、新疆两个自治区，县级人均转移支付已经高达3083.264元和1867.603元，显然必须要靠提高转移支付的均等效率来提升最终的社保支出均等水平。而对于广西和辽宁两省，则不但要提高转移支付的均等效率，还需适当提高县级获得的转移支付水平，其中广西有大量的老少边穷地区，但却是所有自治区中县级获得人均转移支付最少的，而辽宁是老工业基地，随着大量国有企业的关停并转也势必存在较大的社保支出需求，但这两个省份县级获得的人均转移支付仅位列25省（自治区）的中位数左右，需要中央和省（自治区）一级加大对县的转移支付规模。同样，河北、江苏、山东3省虽然转移支付的均等效率较高，但县级政府获得的人均转移支付规模更少，从而拉低了最终的社保支出均等水平，也应逐步适当提高其县级政府获得转移支付的水平。

其次，为了横比转移支付对省内县级社保支出的增长效应，我们也采用两个指标，一个是转移支付对县级社保支出的边际效应Gtp，另一个则是各省县级人均社保支出的均值，简称县级社保支出水平。转移支付边际效应和社保支出水平都高的省有甘肃、湖南、吉林、青海、山西、新疆、云南；转移支付边际效应高，但社保支出水平低的省有安徽、广东、广西、河北、山东、河南；转移支付边际效应低，但社保支出水平高的省有黑龙江、江苏、江西、辽宁、内蒙古、四川；转移支付边际效应低，社保支出水平也低的省有福建、贵州、湖北、陕西、西藏、浙江。对于转移支付边际效应高但社保支出水平低的省份，通常都是由于县级获得的人均转移支付低于中位数水平，因此适当提高对县级政府的转移支付规模，是提升这些省份县级社保支出水平的一个重要途径。对于转移支付边际效应低，社保支出水平也低的省份，除了西藏外，其余省份县级获得的人均转移支付也在中位数水平之下，因此除了应该在转移支付分配上提高对社保支出的激励作用外，也应该适当提高对县级政府的转移支付规模，两方面双管齐下，来共同提高县级政府的社保支出水平。

由于数据可得性的原因，目前我们只能采用本文建立的“均等与增长”的分析框架及计量模型对2007年25个省的县级数据进行实证分析。但即便如此，这种基于县级数据和分省的视角都清楚地告诉我们，对于中国这样一个国土面积广大的国家而言，省与省之间在县级社保支出的水平和均衡程度上都有着较大的差异。转移支付作为财政均衡与改变下级政府支出行为的重要工具，在不同省份对县级社保支出的优化作用也不尽相同。首先，中国各省经济的非均衡发展导致了地方政府财政能力的不均衡，从而引发了地区间社会保障公共产品与服务供给水平的差异。而1994年的分税制重点是放在如何划分中央和地方的税收收入范围，提高中央财政收入比重，对于中央与地方之间的事权责任和范围划分则过于模糊。像社会保障这类具有强烈再分配性质的公共支出由中央政府或至少是省级政府来提供将更公平有效，即便不由上级政府直接提供，也应当由上级政府通过转移支付对基层政府提供必要的资金支持。因此，必须要进一步建立和完善包括中央政府和省级政府在内的上级政府对县级政府的社会保障转移支付制度，促进政府间社会保障的权责对等。尤其是对于那些财政困难的地区，要进一步加大转移支付的力度，从而增强其社会保障的支出能力。

其次，对于那些转移支付均等效率较差的省份，必须有意识地提高单位转移支付在缩小县级社保支出差距上的作用。通过建立因素法转移支付分配制度，基于县级政府的社保支出需求和支出成本、支出能力等因素来进行规范化的转移支付分配，逐步缩小省内各县的社保支出差异。

再次，对于那些转移支付对社保支出边际增长效应较弱的省份，则应该设计更多激励机制，提高县级政府在社保支出上的支出意愿。对基层政府而言，不同类型的支出之间以及支出部门之间都存在着激烈的支出竞争，为了保障居民能获得较为均等的社会保障公共服务，必须通过建立制度化、规范化、具有导向性的财政转移支付制度，引导地方政府改变财政支出结构，真正落实地方政府作为社会保障公共产品主要提供主体的职责。在增大一般性转移支付规模的同时，可以对某些转移支付设置一些社保支出方面的激励条件，通过有条件的转移支付来引导地方政府加大对社保支出的投入力度，使得省内县级社保支出至少达到一个最低标准的均等化水平，从而发挥社保支出的经济减震、收入再分配和促进社会稳定的作用。

注释

①本文的转移支付是指县级政府获得的所有上级政府给予的转移支付净值。它不是特指社会保障和就业方面的专项转移支付，首先数据上我们无法获得专门用于社会保障和就业目的的转移支付；其次一般性转移支付等类型转移支付中也包含了对各项公共服务需求的考虑，里面理所当然包含了对社保支出需求的测量，只是我们从数据上无法剥离出这一部分资金；第三，像税收返还等无指定用途，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纯财力性转移支付，我们也有必要考察，在缺乏上级约束的情况下，对这些由县级政府可以自由支配的转移支付是否会促进县级社保支出的增长与均等。综上，我们实际考察的是县级政府获得的所有上级转移支付的净值（总额概念）是否倾向于促进县级政府社保支出的增长和均等。

②本文的东中西划分参考的是财政部《关于明确东中西部地区区域划分的意见》（财办预（2005）5号）。

③因为如果转移支付只增加下级政府的财政收入，而不对其支出行为和偏好施加影响，则下级政府有可能根据自己的支出意愿增加某些方面的支出，而减少另一些方面的支出，这不但不一定有助于后者的均等化，还有可能拉大下级政府在这些公共服务支出上的差距。

④之所以没有对S、perrev以及pertp取自然对数，主要是因为有的地方可能存在转移支付的上解，则pertp为负，取自然对数后会产生缺省值，减少样本量，影响对转移支付真实效应的评估；其次，在model1和model2中，变量取自然对数与不取自然对数对模型的拟合度R2没有太大影响，但在model3中，变量取自然对数后模型的拟合度反而有明显降低，综合这两方面的考虑，因此本文没有对S、perrev以及pertp取自然对数。

⑤耿强等（2011），王金明（2012）的研究都表明劳动力成本上升已经成为推动我国物价上涨的重要原因。

⑥即当Gtp＞Grev，该省的转移支付对县级的该项支出具有“引致效应”；当Gtp=Grev时，为“替代效应”；当Gtp＜Grev时，为“挤出效应”。

［1］ 王延中， 龙玉其. 改革开放以来中国政府社会保障支出分析［J］. 财贸经济， 2011（1）： 13-20.

［2］ 财政部社会保障司课题组. 社会保障支出水平的国际比较［J］. 财政研究， 2007（10）： 36-42.

［3］ 宋士云， 李成玲. 1992～2006年中国社会保障支出水平研究［J］. 中国人口科学， 2008 （3）： 38-46.

［4］ 彭海燕. 我国社会保障支出的地区差异分析［J］. 财经研究， 2007（6）： 90-100.

［5］ 柯卉兵. 中国社会保障财政支出的地区差异问题分析［J］. 公共管理学报， 2009（1）： 55-63.

［6］ 寇浩宁. 中国社会保障公共支出省际比较研究［J］.北京社会科学， 2010（4）： 20-27.

［7］ 庞凤喜， 潘孝珍. 财政分权与地方社会保障支出：基于省级面板数据的分析［J］. 财贸经济， 2012（2）： 29-35.

［8］ 珺王红， 张磊. 财政分权、公众偏好与社会保障支出：基于省际面板数据的实证研究［J］. 财贸研究， 2013（4）：100-109.

［9］ 徐妍. 财政分权与地方政府社会保障支出——基于2003～2010年省级面板数据［J］. 衡阳师范学院学报， 2014（2）：46-51.

［10 ］曾明， 李武龙. 财政转移支付与义务教育投入：以中部城市为例［J］. 南昌大学学报： 人文社会科学版， 2010（2）：68-73.

［11］ 赵蔚蔚， 杨庆运. 我国社会保障支出和经济增长的关系研究——基于公共财政视角［J］. 经济问题， 2011（8）：24-27.

［12］ 冯海波. 公共品需求偏好显示机制：一个理论回顾［J］. 产经评论， 2012（2）： 89-96.

［13］ 刘吕吉， 李桥， 张馨丹. 人口结构变迁与财政社会保障支出水平研究——基于省级面板数据的实证分析［J］. 贵州财经大学学报， 2014（4）： 91-97.

［14］ 邓悦， 孟颖颖. 社会保障风险与管理基本理论研究——基于本质、功能与原则的视角［J］. 贵州社会科学， 2014，（5）： 42-45.

［15］ 张海枝， 赵曼. 我国社会保障支出和就业增长的关系研究［J］. 河南社会科学， 2014（7）： 74-78.

［16］ RAN T， ZHI G Χ. Urbanization， rural land system and social security for migrants in China［J］. Journal of Development Studies， 2007， 43（7）： 1301-1302.

［17］ 王筱欣， 杨臣. 社会保障支出与城镇化——基于时间序列的实证分析［J］. 重庆理工大学学报： 社会科学，2013（12）： 49-55.

［18］ WILDAVSKY A. The politics of the budgetary process［M］. Boston： Little Brown， 1964

［19］ FENNO R. The house appropriations committee as a political system： The problem of integration［J］. The Review，1962（56）： 10-324.

［20］ 马骏， 叶娟丽. 公共预算理论：现状与未来［J］. 武汉大学学报： 社会科学版， 2003.56 （ 3）： 336-344

［21］ 耿强， 付文林， 傅坦. 劳动力成本上升对中国通货膨胀的影响——基于开放NKPC框架的实证研究［J］. 财贸经济， 2011（3）： 110-115.

［22］ 王金明. 我国通货膨胀决定因素的计量分析［J］. 统计研究， 2012（4）： 44-50.

编辑 刘 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

国家自然科学基金资助项目“均等与增长：转移支付对县级公共服务财政投入的影响——基于2003年至今中国县级数据的实证研究”（71103026）；教育部人文社会科学研究青年基金项目“我国省内县际间财政均衡研究：经济、政治、法律的视角”（10YJC810063）.

周美多（1982- ）女，博士，电子科技大学政治与公共管理学院副教授；张彭（1991- ）男，电子科技大学政治与公共管理学院硕士研究生.