养老保障财政支出

养老保障财政支出（共9篇）

养老保障财政支出 篇1

一、中国财政社会保障现状分析

我国财政社会保障支出的统计口径一般包括原政府收支分类科目中的抚恤和社会福利救济费、社会保障补助支出和行政事业单位离退休费三大类。

从1999-2008年, 这10年间我国财政社会保障支出规模和数量主要具有以下几个特点:

(一) 财政社会保障支出占财政支出的比重迅速增加后, 又回落并维持在一定水平

表1显示, 从1999-2008年, 财政社会保障支出从1197.4亿元增加到6804.3亿元, 财政社会保障支出占财政总支出的比例, 从1999年的9.08%提高到了2008年16.63%, 上升了755个百分点。从表1中不难发现, 财政社会保障支出占财政支出比重的增长主要发生在1999-2002年间。主要原因有:一是为配合国有企业改革和三年脱困攻坚战, 从1998年开始实行的“两个确保”工作暴露了传统社会保障制度的弊端, 大部分地区基金收不抵支, 财政兜底性支出从无到有, 从小到大。二是为扩大消费需求, 拉动经济增长, 1999年较大幅度提高中低收入人群的收入水平, 所需资金主要由财政负担。三是1998年11个行业养老保险系统统筹下划地方管理后, 因调整缴费率和军工等行业困难造成的缺口由中央财政负担。

资料来源:《中国统计年鉴2009》, 中国统计出版社。

(二) 财政社会保障支出持续增长

从1998年开始, 我国财政社会保障支出一直保持持续增长, 1999年更是比1998年增长了1倍, 2001年这一增幅达到了65.4%, 只有2004年和2003年基本持平, 其余年份均有不同程度的增幅。

(三) 财政社会保障支出的城乡差距显著

由于历史原因, 造成了我国城乡二元的结构特征。近年来, 随着中国市场经济的不断深入, 在国民收入的初次分配和再分配中, 城乡居民的收入不平等问题日趋严重, 直接影响了社会稳定。以国家近年来社会保障费用支出为例, 2001年, 占人口70%左右的农民的社会保障费支出仅占全国保障费总支出的11%, 而占总人口30%的城镇居民却占全国社会保障费的89%。人均占有方面, 城市人均社会保障费455元, 农村人均仅15元, 相差30倍;直至2002年底, 全国8亿农民中, 有404万农民享受了农村低保。

二、影响未来社会保障支出的主要因素

(一) 宏观经济

1999-2008年全国各个地区的经济增长呈现了迅猛的势头, 我们以陕西、重庆、广西、新疆4个地区为例。如表2所示。

(单位:亿元)

资料来源:《中国统计年鉴2009》, 中国统计出版社。

(二) 就业形势

1.我国在“十一五”期间, 每年大约有1500万新增劳动力, 而按照经济增长和投资规模计算的新增就业岗位约900万, 缺口大概为500-600万左右。

2.我国城镇登记失业率一般在4%左右, 但统计部门内部的城镇调查失业率却往往在8%以上。特别是城市发展带来的大量失地农民“被市民化”后, 许多人都缺乏稳定的工作和职业, 尤其是妇女劳动者, 多数从事非正规就业的工作, 社会劳动的时间很不充分, 许多人实际上处于半失业状态。

3.我国城市化进程还要加快步伐, 2020年前还有3亿以上农村人口进入城市和城镇, 其中至少1亿劳动年龄人口需要解决就业问题。

(三) 老龄化趋势

根据中国人口学会预测, “十二五”期间中国人口老龄化将会提速, 老年人口出现第一次增长高峰, 60岁及以上老年人口将达到800万左右, 在2015年总量将突破2亿, 并在2030年左右达到峰值。中国老年人口规模之大, 老龄化速度之快, 高龄人口之多, 是世界人口发展史上所罕见的。日益增长的对养老保险的需求无疑会对我国养老保险基金的老年社会福利服务供给提出严峻的挑战。

(四) 通货膨胀与通货紧缩及其影响

通货膨胀和通货紧缩对人们的影响不可忽视。我国近年来存在着一定程度的通货膨胀, 物价上涨使居民实际收入降低。这种收入的不稳定及对未来预测的不确定性, 使居民对养老、医疗、失业保险金等方面的保障需求增加。另外, 人民生活水平的提高也会使人们对医疗卫生、教育福利等社会保障项目的需求增加。

(五) 政策导向

国家有关大政方针对财政社会保障支出具有很强的导向作用, 决定了我国社会保障制度发展的方向, 也决定了国家财政在社会保障项目上的投入。随着我国经济的不断发展, 政府不断地认识到增加财政在社会保障支出上投入的重要性。本着以民为本、关注民生的原则, 财政社保“十二五”规划要求各级财政加大社保投入, 将目前社保支出占财政支出的10%提高到25%左右。同时, 要将“各类未纳入社保制度的群体尽快纳入覆盖范围, 实现真正的全民社保”。

三、社会保障支出趋势分析

综上所述, 我们可以做出以下几点分析:

(一) 未来5-10年间我国的经济依然会呈现出良好的上升趋势, 经济增长率基本上会维持在7%-8%之间。因此, 我国财政收入有能力支付大幅增长的财政社会保障支出。

(二) 为了解决就业、人口老龄化和通货膨胀等日益严峻的社会问题, 政府会加大财政对社会保障的投入, 以以人为本、关注民生为出发点, 维护社会稳定, 促进社会和谐。

(三) 2009年我国开始实行新农保的试点工作, 取得了重大进展。政府为了实现保障农村老年基本生活, 在2020之前基本实现对农村适龄人口的全面覆盖, 势必会加大财政社会保障的支出。

(四) 根据“十二五”政府工作报告, 在未来的5年中我国要将目前的财政社会保障支出提高到25%。因此, 可以得出, 在“十二五”期间我国的财政社会保障支出会有大幅提高。

养老保障财政支出 篇2

农村养老保障制度中，社会福利、社会救济和社会优抚等项目内容，都是财政应该保障的，而养老保险制度方面，则是强调国家、集体和个人共同承担，因此，农村养老保障制度建设中的财政支持机制，重要的内容就是做好农村养老保险制度建设中财政支持机制的设计。

一、农村社会养老保障制度框架设想

就我国的情况看，农村养老保障制度中，除养老保险外，其他制度都基本定型，所以农村养老保障制度框架的设计，重要的方面就是农村社会养老保险的制度设计。2005年世界银行提出了“五支柱”养老保障制度体系，即养老保障制度由五个“支柱”构成：(1)非缴费型的最低生活保障为“零支柱”；(2)缴费但不与个人收益对应的社会统筹为“1支柱”；(3)缴费且与个人账户对应的社会统筹为“Ⅱ支柱”；(4)补充养老保险为“Ⅲ支柱”；(5)家庭及商业保险等为“Ⅳ支柱”。就近一段时期农村的发展状况及整个国民经济的发展状况而言，由政府主导的应该是前三个支柱，即最低生活保障的“零支柱”加上农村基本社会养老保险（“1支柱”和“Ⅱ支柱”）。

目前看，我国农村的社会养老保障制度中，“城保”（企业职工养老保险）、“地保”（被征地农民基本生活保障）、“新农保”（纯农民基本养老保险）三项制度为基本框架。“城保”参照城市职工养老保险制度，“地保”则是以土地换养老保障。在新型农村社会养老保险制度模式的设计中，我们以为，应实行“最低养老金+个人账户”的模式，其中个人账户资金来源为农民缴费与集体补助；体现收入再分配和国家责任的财政补贴，则专门为每位参保农民建立一个标准统一、非缴费型的最低养老金。

《国务院关于开展新型农村社会养老保险试点的指导意见》(国发[ 2009)32号），对目前试点期间养老待遇标准明确的政策是，中央确定的基础养老金标准为每人每月55元，个人账户养老金的月计发标准为个人账户全部储存额除以月数（与现行城镇职工基本养老保险个人账户养老金计发系数相同）。

将农村社会养老保险财政补贴机制与农村最低生活保障制度结合，建立一个“零支柱”最低养老金制度，将是我国新型农村社会养老保险制度建设的一项重要创新，其目的在于：第一，对农村老年人而言，两项制度的保障水平和目标都是以为他们提供最基本的生活保障，消除老年贫困；第二，两项制度都属于非缴费型，资金来源于政府的财政收入；第三，两项制度在农村可以按照相同的计发单位发放保障金，即以单人户作为基本的计算单位。两项制度整合后，政府财政补贴可以按照人头补贴，作为人均补贴进入到最低养老金账户中，这有利于提高制度的公平性，增强农民参保积极性。

预测显示，未来我国农村老年人口在1亿人左右，按照每位农村老人每月补助100元，每年的财政补贴总额为1200亿元，相当于2009年全国财政收入的1.75%。而与此同时，建立财政补贴型农村社会养老保险制度之后，还将从两个方面减少财政补贴规模：一是将通过减少农村最低生活保障对象和“五保”对象的方式减少财政补贴；二是可能通过将参保农民“退休年龄”延长到65岁、或根据参保农民劳动能力状况实行弹性“退休年龄”和“土地换保障”的方式减少财政补贴。

从长远看，应该努力统一城乡养老保险制度，即城乡最低生活保障制度模式统一。将城乡社会养老统筹部分统一到一个水平，体现了对城乡居民的公平对待。而城镇企业职工社会统筹部分高出上面建立统一的城乡统筹部分的养老金，通过

补充养老金体现，这样，就既达到了制度统一，又不影响待遇的差别，不会对各方的积极性带来不利影响。

二、健全农村养老保障制度财政支持机制的原则

新型农村社会养老保险制度的基本原则是“保基本、广覆盖、有弹性、可持续”，这也应是建立健全农村养老保障制度的财政支持机制的原则。“保基本”就是要保证基本生活需要；“广覆盖”就是要应保尽保；“有弹性”就是体现农村及区域的特点；“可持续”就是要与经济发展水平相适应，不要过高，也不要过低。

这里需要强调的一点就是，我国农村经济发展的水平尚不能支持一个高水平的养老金体系，只能做到保基本生活需要，水平过高就会重蹈欧洲高福利国家财务危机之路。我们认为，首要的意义的是制度建设，制度从无到有，就是一个巨大的进步，而保障的水平在起步阶段只能是适应保障基本生活的需要。在此状况下，仍需要发挥农村家庭养老保障的作用，来共同为农村居民提供一个满足老年需要的养老保障制度。

三、健全农村养老保障制度的财政支持机制建议

通过前面的分析可以看出，农村养老保障制度建设，主要包括三个层次，一是最低生活保障层次，保障农村居民的最低生活需要；二是农村养老保险层次，保障农村居民的基本生活需要；三是补充养老保险的层次，保障农村居民的个性化生活或发展需要。那么，财政支持机制，也主要在这三个层次加以体现，其中支持农村养老保险制度的建立又是其中的重点。

（一）财政支持农村最低生活保障制度建设，发挥对农村居民养老保障的托底作用

最低生活保障制度是社会福利的范畴，它不要求与缴费相对应，是一种符合条件即可享受的补差待遇，是社会保障的最后一道安全网，应该发挥托底的作用。从财政支持角度看，最低生活保障是完全由政府财政承担的，因此，农村养老保障中的财政支持，重要的方面就是做好农村最低生活保障制度，保障全体农村居民的最低生活需要。

（二）推进建立健全农村养老保险制度，努力达到农村养老保险层面的全覆盖，提高农村居民的养老保障水平养老保险方面的政府责任，与最低生活保障方面有一定程度的此增彼减的作用，因为政府资助参加了养老保险，自然就不需要再为其提供最低生活保障了（在长期内可以探讨两者的统一）。从这个角度讲，对农村居民参加养老保险进行补助，达到低保的补差水平是不会增加财政负担的。相反，可能会因为保障水平的提高，增强了居民自身发展能力，逐步减少对政府补助的依赖。因此，我们应该加大财政支持力度，推进农村养老保险制度的建设，努力做到全覆盖，并不断提高水平。按目前已有格局要支持建立按照职业特点分类施保的农村养老保险体系。

1．把农村各类企业职工全面纳入企业职工基本养老保险体系。鼓励其参加所在城市的城镇养老保险，最好能够参加所在城市的企业职工养老保险。当然，也允许其参加本地的农村养老保险。

2．按照“土地换保障”的原则，建立被征地农民基本生活保障制度。统筹安排被征地农民基本生活保障资金，从土地补偿费、安置补助费和土地收益中筹资，一揽子解决被征地农民的养老、医疗和失业保险问题，实现农民身份向市民转换后社会保障政策的无缝对接。

3．建立以公共财政转移支付为特征，个人、集体、财政三方共担，社会统筹与个人账户相结合的新型农民基本养老保险制度，全面覆盖从事农林牧渔业的纯农民和老年农民。面向未来的城乡发展格局，适应未来社会发展需要，要考虑统筹城乡资源分配、财政分配、社会就业和各项政策发展，建立统一的国民社会养老保险制度，在此前提下设计和建立新型农村社会养老保险制度：一是要坚持政府统一管理、个人缴费、集体补助、政府补贴的农村养老保险筹资模式；二是公共财政要全过程支持农村社会养老保险制度建设，降低农民参保门槛，提高保障水平；三是要建立基本账户和个人账户相结合的农村居民社会养老保险制度，统一制定城乡社会保险关系转移、衔接办法。

养老保障财政支出 篇3

摘要：从相对值看，北京市最低生活保障标准偏低，为此有学者提出采用修正的马丁法计算北京市最低生活保障标准，采用新方法计算得到的标准在现有的基础上提高了20%～30%。研究表明，提升北京市最低生活保障标准对北京市财政支出影响不大，而且最低生活保障支出占财政总支出的比重呈现下降趋势，预计将从2011年的0.25%的水平下降到2020年的0.14%到0.16%之间。研究还表明，北京市最低生活保障制度的乘数效应在0.9～1.5之间，将最低生活保障标准从原来的500元提高到644元的时候，最低生活保障总开支从6.27亿元提高到11.6亿元，其对经济增长的贡献也提高到10.4～17.4亿元之间。因此，采用修正的马丁法提升最低生活保障标准完全可行。

关键词：最低生活保障标准；财政支出；经济增长；北京市

中图分类号：C913.7 文献标志码：A 文章编号：1001-862X（2016）05-0135-007

1996年7月1日，北京市正式实施城市居民最低生活保障制度。制度建立之初，北京市采用市场菜篮子法（后改为恩格尔系数法）计算最低生活保障标准。从绝对值看，北京市最低生活保障标准位居全国前列（仅低于上海市）；但是从相对值看，却不容乐观。以2012年为例，北京市城市居民最低生活保障替代率（即城镇居民最低生活保障标准与城镇人均可支配收入的比）排在全国第20位，最低生活保障受助率（即最低生活保障受助人数与户籍人口的比）和最低生活保障财政支出比例（即最低生活保障财政支出与总财政支出的比）均排在全国倒数第一位。

长期偏低的最低生活保障标准造成北京市贫困群体与社会平均收入的差距越拉越大，贫困群体难以共享社会发展成果。对此，多位学者提出提高最低生活保障标准的建议（杨立雄，胡姝，2010，2013）。那么，提高最低生活保障标准会对北京市财政支出以及经济增长造成什么影响？这是本文要解决的两个重点问题。

一、调整最低生活保障标准对

北京市财政支出的影响

为分析提高最低生活保障标准对财政支出所产生的影响，首先要分析提高标准后对北京市的贫困发生率将会产生何种影响。为此，需要分析收入分布与贫困发生率的关系，在此参考刘黎明等（2013：22）的研究思路，将收入的累积分布函数写为：

其中y为月度的收入水平，F（y）是该收入水平所对应的累积分布概率水平，s为参考刘黎明等（2013）提出的修正参数，α和β是分布函数参数。

给定某个最低生活保障标准（记为y），低于该收入标准的个人占总人口的比重等于F（），这就是在该最低生活保障标准下理论贫困发生率。由于各种原因（例如自愿放弃领取最低生活保障待遇），实际贫困发生率可能低于理论贫困发生率。参考刘黎明等人（2013：67）的思路，在给定最低收入标准（）的条件下，最低生活保障总支出可以写为：

最低生活保障标准的两种调整方案对贫困发生率和最低生活保障财政支出的影响有所区别。以图1为例，由于新标准1低于第二个5%的人群的平均收入水平，则最低生活保障补贴只影响前5%的人，图1中的阴影部分是新标准下提高的最低生活保障支出（收入分组中的平均收入数据参考附件1和附件2）。如果新标准2高于最低10%的人群的平均收入，则最低生活保障补贴将影响最低的10%的人群，图2中的阴影是新标准下提高的最低生活保障支出，比新标准1对应的补贴要增加一块阴影面积。所以在新标准2下，无论是贫困发生率还是最低生活保障总支出都要大幅度增加。

现利用（1）式来测算最低生活保障标准调整后所产生的影响。

假定初始最低生活保障标准记为，调整后的最低生活保障标准记为（满足>）；对应的理论贫困发生率为F（），对应的理论贫困发生率为F（）。因最低生活保障标准调整而造成的贫困发生率的变动（记为ΔF）满足如下关系方程：

因调整最低生活保障标准而导致的最低生活保障总支出的变动（记为ΔE）满足如下关系方程：

基于2011年收入分组数据估计收入的累积分布函数，参考刘黎明等（2013：24）的方法，将y1/S视为自变量，将F（y）视为因变量，利用matlab软件的非线性拟合方法进行估计。2011年，北京市的最低生活保障人数为11.7万人，受助率为1.2%。假设贫困人口中有45%的人口可能成为最低生活保障对象，由此拟合的收入分布的估计结果为：

基于本文对累积收入函数的估计，结合北京市2011年的最低生活保障标准和户籍人口的数量，计算得到北京市的理论贫困发生率约为2.8%（35.78万人），以2011年的实际标准（500元/月）计算，财政支出应为7.38亿元；但实际受助率仅为1.2%（11.73万人），财政支出6.27亿元。测算结果显示的理论贫困发生率高于实际贫困发生率，同时最低生活保障投入的理论值也高于实际值，其关系如表1。虽然理论测算出的贫困对象的43%的人得到了最低生活保障待遇，但是他们得到的待遇占实际测算待遇的比重却高达85%，这说明理论测算的最低生活保障对象中更多是收入较低的人得到了补贴，其人均补差高于理论最低生活保障对象整体的补差。而收入相对较高的理论最低生活保障对象的补差较低，虽然没有获得待遇，但是人数的下降规模大于最低生活保障投入的下降。在下文的估计中假定实际水平和理论水平之间的比例关系维持不变。

采用新标准，将2011年最低生活保障标准从500元提高到644元，则受助率从1.2%提高到1.89%，财政支出从6.27亿元增加到11.60亿元，最低生活保障财政支出比重从0.14%提高到0.25%，具体计算结果见表2。

采用修正的马丁法，推算出北京市2011—2020年最低生活保障标准，具体结果见表3。在低标准方案中，最低生活保障标准从2011年的644元提高到2020年的1074元，计算结果表明，受助率将从1.89%下降到1.33%，最低生活保障支出从11.6亿元提高到14.4亿元，最低生活保障支出比重从0.25%下降到0.16%。在高标准方案中，最低生活保障标准从2011年的644元提高到2020年的1371元，计算结果表明，受助率从1.89%下降到1.25%，最低生活保障支出从11.6亿元提高到17.5亿元，最低生活保障支出比重从0.25%下降到2020年的0.14%。

研究表明，采用新的最低生活保障标准后，无论是高标准方案还是低标准方案，贫困发生率都保持缓慢下降的趋势，同时最低生活保障支出占财政总支出的比重也不断下降。研究表明，提升北京市现行最低生活保障标准后，保障人数并不会大幅度增加，财政支出也在可以承受的范围之内。

二、调整最低生活保障标准对经济增长的影响

最低生活保障制度是通过对高收入者征收税收，并将税收收入转移支付给低收入者的公共政策。根据边际消费率递减原理，低收入者的边际消费率远高于高收入者，所以1单位资金从高收入者那里转移到低收入者处，虽然高收入者的消费会下降，但是低收入者消费的增加大于高收入者消费的下降，所以通过最低生活保障制度的转移支付，使得社会的总消费水平提高。

最低生活保障乘数可以反映最低生活保障标准的变动所导致的经济增长的程度。记最低生活保障转移支付的资金规模为ΔT，低收入者的边际消费率为β，高收入者的边际消费率记为β，同时记社会平均的边际消费率为β。由于最低生活保障转移支付的资金，低收入者的消费上升所带来的产出的规模的扩大记为REV。在第一轮交易中，获得ΔT的低收入者将其中ΔT·β的部分用于消费，所以第一轮交易所导致的产出的增加为ΔT·β，而第二轮交易的产出增加为ΔT·β·β，由于交易的对象可能是社会中的任一个个体，所以使用社会平均的边际消费率。

同时，由于高收入者被征收了规模为ΔT的税收，所以其消费将下降，这使得一系列原本可能的消费过程无法实现，从而导致经济产出的减少。将对高收入者征税所导致的经济产出的下降记为COST，满足如下方程：

假定高收入者的边际消费率为0.2，低收入者的边际消费率为0.9，社会平均边际消费率为0.6，则最低生活保障乘数为1.75，也就是最低生活保障每转移支付1单位资金，经济产出可以提高1.75个单位。利用（12）式，结合不同收入群体的边际消费率的水平就可以测算出最低生活保障制度支出对经济产出的贡献水平。

因为计量经济学研究证明面板数据分析的结果相比简单最小二乘法更为有效，下文的测算将建立在面板数据方法的估计结果的基础上。研究所涉及的变量的描述统计特征见表4，变量间的相关系数情况见表5，消费对收入的散点图见图4。

利用北京市的平均消费和平均收入的数据，采用面板数据方法的估计结果如下：

相应地，边际消费率和平均消费率的估计结果如下：

参照上文对北京市消费方程的估计结果，将分组平均收入的数据代入估计方程，从而可以估计出各分组人均的边际消费率和平均消费率。并在此基础上可以对最低生活保障制度的乘数效应进行估计。考虑到不同的最低生活保障制度的资金来源，最低生活保障乘数有呈现水平的差异。如果政府在不提高税收的条件下直接提高低收入者的收入，此时最低生活保障乘数效应的水平记为θ1，满足如下方程：

其中βL是低收入者的边际消费率，β是社会平均的边际消费率。如果政府通过对高收入者征税来筹集资金，最低生活保障制度的乘数效应则记为θ2，满足如下方程：

其中βH是高收入者的边际消费率。

比较两种情况可知，由于第二种情况下政府向高收入者征税将减少高收入者的消费，从而减少了其对产出的贡献水平，所以第一种情况的乘数水平更高，满足θ1>θ2。根据面板数据法的估计结果，将八分位组的分组平均收入数据带入估计方程，从而可以估计出各分组人均的边际消费率和平均消费率，具体见表6。

计算结果表明，如果最低生活保障制度的资金来源不依赖于对分组人群的税收收入的增加，那么最低生活保障制度的乘数水平约为1.5，也就是最低生活保障制度每多转移1单位的资金，社会总产出水平将提高1.5个单位。如果通过提高最高收入群体的税收来为最低生活保障制度提供资金，则低收入者消费水平的提高是以高收入者消费水平下降为成本的，所以扣除掉高收入者消费下降的负面作用，最低生活保障制度的乘数水平约为0.9，这说明每当最低生活保障制度增加1单位资金的转移支付，社会总产出会提高0.9个单位。据此，可以计算出不同的最低生活保障标准下对产出的贡献水平。具体计算结果见表7。

研究结果表明，在2011年的最低生活保障标准下（500元/月），北京市最低生活保障财政支出6.27亿元，对经济增长的贡献水平在5.6～9.4亿元之间。当最低生活保障标准提高到644元时，最低生活保障支出将提高到11.6亿元，对经济增长的贡献也提高到10.4～17.4亿元之间。

三、结 论

本研究利用2011年的北京市的收入分组数据，参考刘黎明等（2013）的研究思路，使用数学软件Matlab的非线性拟合方法来推导北京市的收入分布的累积密度函数。然后结合给定的最低生活保障标准，利用收入分布的累积密度函数测算出与该最低生活保障标准对应的最低生活保障制度总支出的规模。测算的结果显示：理论贫困发生率高于实际贫困发生率，同时最低生活保障投入的理论值也高于实际值。以2011年为例，根据测算的理论贫困发生率为2.8%，而实际贫困发生率为1.2%，所以实际贫困发生率占理论贫困发生率的比重为43%。理论最低生活保障总支出为7.38亿元，而实际最低生活保障总支出为6.27亿元，实际水平占理论最低生活保障总支出的比重为85%。将最低生活保障标准提高到644元后，则实际最低生活保障率将从1.2%提高到1.9%，同时最低生活保障实际投入估计从6.27亿元提高到11.60亿元，最低生活保障投入将增加5.33亿元。对2011—2020年的数据模拟结果显示，当采用了新的最低生活保障标准后，无论是未来的高增长率情况还是低增长率情况，贫困发生率水平都保持缓慢下降的趋势，同时最低生活保障支出占财政总支出的比重也不断下降，预计将从2011年的0.25%的水平下降到2020年的0.14%到0.16%之间。

本研究利用从1997年到2011年的北京市的不同收入个体的可支配收入和消费水平的数据为基础建立计量经济学模型，采用最小二乘估计法和面板数据回归方法对北京市的消费函数进行了估计，然后通过对消费函数求导得出边际消费率函数。接着将北京市分组平均收入的数据代入估计方程，从而可以估计出各分组人均的边际消费率和平均消费率，并在此基础上对最低生活保障制度的乘数效应进行估计。研究结果显示：如果最低生活保障制度的资金来源不依赖于对分组人群的税收收入的增加，那么（下转第154页）（上接第140页）最低生活保障制度的乘数水平约为1.5，也就是最低生活保障制度每多转移1单位的资金，社会总产出水平将提高1.5个单位。如果是通过提高社会上收入最高群体的税收来为最低生活保障制度提供资金，则低收入者的消费水平的提高是以高收入者消费水平下降为成本的，所以扣除掉高收入者消费下降的负面作用，最低生活保障制度的乘数水平约为0.9，这说明每当最低生活保障制度增加1单位资金的转移支付，社会总产出会提高0.9个单位。也就是说基于北京市的数据，以当前收入最低的2%的人群为社会救助对象时，最低生活保障制度的乘数效应的规模在0.9～1.5之间，所以由于最低生活保障标准的调整而导致最低生活保障制度每增加1单位资金的转移支付时，社会总产出将会提高0.9～1.5个单位的水平。将最低生活保障标准从原来的500元提高到644元的时候，最低生活保障总开支从6.27亿元提高到11.6亿元，其对经济增长的贡献也提高到10.4～17.4亿元之间。

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财政社会保障支出分权与经济增长 篇4

一、文献综述

(一)财政分权与社会保障

主流的财政学理论认为, 包括社会保障在内的收入再分配职能应该主要由中央政府承担。 因为地方政府负责社会保障会引发地区间的双向移民。 不过, 上述论断遭遇了来自理论与实践的多重挑战。Tresch和Richard［1］从“偏好误识”的角度,指出由于信息不完全, 中央政府远没有地方政府那样对公民的偏好了解得如此清楚。 对收入分配“集权化”论断更大的挑战,来自于西方国家的福利分权化改革实践。不过,Oates［2］以1996年美国的社会福利分权化改革为例,指出地方政府掌握的信息优势,有助于寻找到和当地相适应的制度安排, 并通过地方政府间的竞争向外扩散,从而提高整体政策制定水平。

值得一提的是, 中国的户籍制度限制了人员的地区间流动性, 使得地方政府承担社会保障责任符合传统分权理论的解释。 国内学者对中国的财政分权模式与地方政府提供社会保障公共产品的行为的联系进行了大量的实证研究,结论并不统一。 例如,刘君［3］从地级市财政职能转型的角度分析发现,财政支出分权对社保支出没有影响。

(二)财政分权与经济增长

促进经济增长一直被作为各国实施财政分权政策的主要目标之一。 Davoodi Hamid和Zou Hengfu［4］首次利用计量模型检验了财政分权与经济增长,并推导出了促进经济发展的“最优财政分权程度”。 中国一些学者在实证分析的基础上, 认为财政分权对国民经济绩效没有明确的因果关系;殷德生等［5］进一步指出,中国财政分权水平加剧了地区差异。

(三)社会保障与经济增长

国外学者的相关研究, 更多集中于养老保险制度的不同筹资模式对经济增长作用的分析, 并形成了新古典学派与新增长理论学派等不同的流派。 中国学者对于社会保障与经济增长作用的实证分析中,有不少借鉴了西方学者的思路,运用了迭代模型理论、Granger因果检验、扩展VAR模型等。

不过, 关于社会保障支出分权与经济增长的实证分析, 国内外均很缺乏。 Roberto Ezcurra和Andre Rodriguez-Pose［6］运用1990-2005年经济与合作组织(OECD)中20个主要国家的数据, 以柯布- 道格拉斯函数为基础的回归分析发现, 社会保护支出分权对OECD国家经济增长的积极作用。 在国内,尚未发现对于社会保障支出分权与我国经济增长的互动关系进行计量分析的成果。而且,关于社会保障支出的文献,很多统计并不完整。 本文将在这些方面作出贡献。

二、计量模型:变量选择与数据来源

(一)计量模型

Roberto Ezcurra和Andres Rodriguez-Pose研究了OECD国家社会保护支出分权度对经济增长的影响。遵循研究经济增长的标准路径,他们引入了柯布-道格拉斯函数。 本文借鉴他们的实证研究,结合我国实际,建立如下面板回归模型:

式中,PGDP、DSSE、SSE、DTE分别代表初始人均收入水平、社会保障支出分权度、社会保障水平、财政分权度。 a是常数。 a1、a2、a3、a4、a5是以上指标的产出弹性。 μ代表地区性干扰项,λ代表时间性干扰项,ε是随机误差,it代表第i个地区第t年。

在进行参数估计时,对式(1)两边取对数:

(二)变量选择

1.被解释变量

R代表真实的人均GDP增长率,是被解释变量。

2.解释变量

(1)DTE代表财政分权度。 参考Qiao Baoyun等［7］的研究,本文沿用如下财政分权度指标:财政分权度指标DTE=地方预算内人均财政支出/(地方预算内人均财政支出+中央预算内本级人均财政支出)。

(2)DSSE是社会保障分权度, 是主要的解释变量。 该指标衡量了社会保障支出在地方政府与中央政府间的划分状况。DSSE=地方预算内人均社会保障支出/(地方预算内人均社会保障支出+中央预算内对本级的人均社会保障支出)

(3)PGDP代表各省的初始人均GDP水平,数据经过GDP平减。

(4)SSE代表地区社会保障支出水平, 由地区社会保障总支出与地区GDP相比而得。

3.控制变量

为保证统计结果的稳健性,本文引入向量X代表其他一系列影响经济增长的控制变量。 此外,2007年,中央财政开始对农村低保提供支持,带来了中央与地方政府间社保支出责任的变化, 为考察这一变化对社会保障分权度的影响,引入虚拟变量D2007:

(三)数据说明

有别于其他文献以财政社会保障支出代表社会保障支出的做法, 本文采用了全口径社会保障支出的概念。 首先,尽管社会保险支出是社会保障支出的主体,但我国尚未将其纳入财政预算内。 因此,财政社会保障支出小于实际社会保障支出。 其次,财政社会保障支出数据的分类口径在2007年发生变化,前后数据不可比。 再次, 中国社会保障存在多部门管理,碎片化问题。 本文利用《中国民政统计年鉴》、《中国人力资源和社会保障年鉴 》、《中国卫生统计年鉴》,将所有包含城镇5项社会保险以及新农合、新农保支出的社会保险、社会救助、社会福利支出、行政事业单位离退休费的分项数据加总, 得出了历年的社会保障支出数据,保证了数据的完整性和规范性。其他数据主要来自 《中国财政年鉴》、《中国统计年鉴》等。

三、社会保障支出分权与经济增长的实证分析过程、结果

(一)回归方法选择

实证中使用STATA 10软件, 首先对面板数据按照式(2)分别采用混合回归、固定效应回归、随机效应回归方法进行估计。 F检验、Hausman检验和Sargan-Hansen检验的结果,确认了固定效应模型最佳,即表2.(a)列所示。

Roberto Ezcurra等人的研究采取了简单的混合回归的方法,且没有考虑变量的滞后效应,这也是大多数研究财政分权与经济增长的研究成果所采用的方式。 但现实中各种经济社会活动对经济增长的影响往往是逐步体现出来的, 尤其是当部分社会保障是通过作用于投资、 人力资本等一系列因素间接地影响经济增长时候。 故用带滞后项的固定效应方法对于模型进行了估计。 发现所有解释变量滞后1阶的结果更显著,拟合优度更高,估计结果为表2.(b)列。

对于模型分析结果的进一步检验发现存在组间异方差、 组内自相关和截面同期相关。 为此, 按照Hoechle对面板标准差的研究, 进行了稳健型Driscol一Kraay标准误的滞后1阶固定效应回归。 DriscollKraay标准误的固定效应模型通过对正交性条件做转换,得到一个具有空间独立性的协方差矩阵估计值,从而纠正样本误差结构存在异方差, 自相关和截面相关的情况。结果如表2.(c)列所示。该结果对变量系数的估计结果与(a)、(b)列符号相同,显著性改善,为最准确和最终估计模型。

为检验截面数据可能出现共线性的问题, 本文分析了各解释变量的相关矩阵,发现:社会保障支出的分权程度与总支出的分权程度、 对外贸易开放度等其他解释变量之间相关系数高于0.5。 为解决这一问题,对模型进行了逐步回归,然后对比表2(c)的结果,整体上系数的显著性稳定,且符号一致。 表明回归结果稳健。

(二)估计结果

如表2(c),控制截面相关、异方差、序列相关问题的回归结果显示, 社会保障支出分权度在1%水平上显著正, 表明社会保障支出分权度每增加1单位,经济将增长0.355个百分点。 原因在于地方政府更贴近其辖区内的居民, 可根据居民的需求作出更符合实际的社会保障决策。 同时,政府间的竞争有助于增强地方政府的责任感和提高社会保障管理水平。 因此,向地方转移社会保障支出责任,有利于提高经济效率。

社会保障支出水平系数估计值显著为正。 反映我国社会保障制度在化解社会风险, 保护劳动力再生产, 调解社会总供给和总需求以及我国经济体制改革和社会发展等方面发挥了巨大作用。

与殷德生的研究结果不同, 本文发现财政总支出分权有利于经济增长。 这可能是由于地方政府的信息优势、人口流动、地方间的竞争,财政分权能保证效率和福利的实质性获得。

投资率解释经济增长时系数为正,但不显著,我国依靠投资拉动经济增长的效果和效率在下降。 贸易开放度对经济增长的系数为正, 这验证了经典贸易理论认为的, 建立在比较优势基础之上的自由贸易能提高生产可能性边界, 而使所有贸易参与国福利水平提高的观点。 人均受教育年限在方程中的系数为正且显著,表明接受了良好教育的劳动力,可以提高有效劳动供给,产生更高的生产效率。 此外,初始人均GDP水平对经济增长产生了显著正影响,而人口增长率则产生显著的负影响。

2007年虚拟变量的系数值为负, 可能由于2007年推行农村最低生活保障制度后, 中央和地方政府社会保障支出责任变化,社会保障支出分权度下降,影响到经济增长。

四、结语

本文在财政分权的背景下,利用1997-2011年的面板数据, 对地方政府社会保障支出份额的经济效应进行了检验。 目前的社会保障水平与财政支出分权对经济增长有积极作用。 农村低保制度的建立,改变了政府间的社会保障支出责任, 对经济增长产生了负面影响。 一省的经济发展水平、文明程度都促进经济增长,而过高的人口增长率则不利于经济增长。

本文的政策含义有:(1)合理界定政府间社会保障支出责任。 根据不同社会保障项目的性质,完善事权和支出责任相适应的社会保障制度。 加强地方政府财力建设,保证其提供社会保障公共产品的能力。(2)加大财政对于社会保障的投入力度。 财政要承担个人账户的做实责任, 发挥部分积累制促进经济增长的作用。 财政社会保障支出要遵循需求导向法则,并建立规范透明的转移支付制度, 缩小社会群体间的待遇差距。 (3)权衡收入分配与经济增长,把握财政分权的度。 库兹涅茨曲线启示我们,确定财政分权度的前提是政府权衡其首要的政策目标: 收入分配还是经济效率。 考虑到我国之前社会保障制度改革中过度效率取向的教训, 以及社会保障支出的规模效益,社会保障政策的首要目标应当是收入分配,故要把握财政分权的度,现阶段不宜过度分权。 (4)优化产业结构, 提高人力资本水平。 自我国加入WTO后,贸易开放度不断提高,要积极促成多元化贸易模式的形成。 此外,控制人口数量,提高人力资本水平,对适应我国经济结构的调整和保持经济的长期增长有重要意义。

摘要：克服社会保障多部门管理、统计口径调整的局限,从社会保障支出分权的新视角研究经济增长,运用柯布-道格拉斯生产函数和我国1997-2011年省级面板数据,对社会保障支出及分权、财政分权等的经济效应进行了DriscollKraay标准误回归与计量检验;证实了以上变量有效地促进经济增长。并提出合理界定政府间社保支出责任、权衡收入分配与经济增长等政策建议。

养老保障财政支出 篇5

1.1社会保险方面

1失业保险。丹麦政府与私有失业基金会合作来完成失业保险工作,丹麦共有36个失业基金参与失业保险工作; 2养老保险。养老保险分为法定和自愿两大类,法定养老保险包括: “国家养老保险” “丹麦劳动市场补充养老保险”和 “特别养老保险”。自愿养老保险包括: “集体养老保险”“公司养老保险”和 “商业养老保险”; 3医疗保险。所有居民都自动免费参加公共医疗保险。公共医疗保险的范围包括普通公共医疗机构的全部服务费以及特殊公共医疗机构的部分服务费。4工伤事故保险。雇主必须为雇员投保事故和职业伤害保险,保险费由雇主支付。 此外,雇主还必须向 “劳动市场职业病基金 ( AES) 交纳会费 ( 保险费) ,用以赔偿雇员因工作 ( 不包括上下班途中) 相关的疾病、提重物引起的损伤治疗及其他补偿。

1.2福利政策方面

1儿童福利政策。各市政府为儿童提供由政府资助的托儿所、幼儿园等服务机构。每个有未满18岁子女的家庭都可以享有政府提供的现金补助。此外,政府还为未成年人提供免费的医疗、疾病预防和体检。2住房福利政策。丹麦从1967年开始实行 “个人住房补助”制度。补助的具体数额因各家庭收入和人员组成情况而定。另外, 政府还为低薪阶层建造 “普通福利住房”以及为青年人建造 “青年公寓”,以解决其住房困难。3教育福利政策。丹麦实行从基础教育到大学的全面免费教育。政府还开设夜校、暑期学校并提供部分资助,以满足成年人受教育的需要。4劳动和就业福利政策。丹麦除了向失业者提供失业救济外,还注重为失业者创造再就业机会,提供再就业培训、鼓励并资助失业者接受专业技术教育等积极的服务性帮助。

2丹麦的社会保障财政体制

2.1政府间社会保障收入划分

2007年,丹麦实行了新的行政区划。全国设五个大区、98个市和格陵兰、法罗群岛两个自治领。经过这次改革,丹麦的社会保障财政体系也有所调整,大区政府不再具有征税权,市政府承担了主要的社会保障财政责任,其次是中央政府,社保基金主要用于失业和其他社会保障支出方面,此外还有部分是由政府间的转移支付来承担的。

2.2政府间社会保障事权划分

总体而言,2007年改革后的市政府承担了大部分的社会福利工作,主要包括社会服务、义务教育、自然与环境规划以及基础设施维护等; 五个新的大区接管了原县政府的卫生保健工作; 中央政府则主要是起监督作用,并与地方政府共同承担就业服务责任。

2.3中央政府对地方政府的社会保障转移支付

政府的转移支付具有显著的福利性质,是一种平衡经济发展水平和解决收入差距的财政手段。由于地方政府的税收收入难以承担所有支出,因此需要中央政府的补助、 津贴以及均衡计划等一系列支持。例如,现金补助以及恢复重建费用由中央和地方政府共同承担,而养老金和儿童津贴则是全部由中央政府财政转移支付负担的。

3丹麦财政社会保障制度公平性分析

3.1政府间财政社会保障支出的公平性分析

为了考察其财政社会保障支出的均衡性,本文主要运用基尼系数分析方法来对其公平性进行量化分析。

( 单位: % )

资料来源: 丹麦统计局有关人口数据整理,详见 http: / /www. dst. dk/en/ Statistik. aspx。

( 单位: % )

数据来源: 丹麦统计局,详见 http: / /www. dst. dk/en/Statistik. aspx#6。

由表1、表2可以看出,丹麦各大区间的财政社会保障支出与其人口比重呈现出明显的正向关系。为了更直观地比较各大区的支出差异,下面运用基尼系数对其进行分析。基尼系数的计算公式为:其中,Wi为每组收入占总收入比重 ( 各大区社会保障支出占总支出比重) ,Pi为人口比重。根据以上数据,可以计算出其社会保障支出的基尼系数,具体如表3所示。

根据国际一般标准,基尼系数在0. 2以下为收入分配绝对平均。而丹麦在2008—2014年期间社会保障支出的基尼系数明显维持在0. 2以下,由此可见,其地区间财政社会保障支出的公平性是极高的。

3.2财政社会保障内部各项支出的公平性

( 单位: % )

数据来源: 丹麦统计局数据整理。

由表4可以看出,丹麦社会保障各个分项支出在社会保障体系中的占比有明显区别。总体来看,疾病和老年保障支出占比达到了60% 以上,究其原因,与各保障项目的性质以及该国日益严峻的人口老龄化状况有关。养老保险和疾病保险都是非常基本而必需的保障项目,几乎涉及每一个公民。同时,随着科技和医疗水平的发展,丹麦人均寿命大幅提高,这也意味着社会对老年人的社会保障和医疗方面的支出增加。

4丹麦财政社会保障支出的公平性对我国的启示

4.1建立和完善政府间社会保障转移支付制度

我国跟许多西方国家一样,也存在社会保障财政收支的横向和纵向不均衡。不仅政府间的社会保障权责划分模糊,社会保障制度本身也具有多层次性和地区差异性。因此可以借鉴丹麦政府间社会保障转移支付的经验,构建适合我国国情的社会保障转移支付制度。

4.2明确划分政府间的社会保障财权和事权

养老保障财政支出 篇6

1 对我国城乡收入差距现状的判断

在研究收入差距时, 研究者们通常以官方统计数据为基础, 通过构造各种指标来对城乡收入差距进行测度。本文使用基尼系数、城乡居民人均收入比率、恩格尔系数这三种度量方法对我国的城乡收入差距情况进行描述。张车伟 (2012年) 认为, 我国已从一个收入相对均等的国家转变为存在严重收入差距的国家, 基尼系数达到0.47左右, 处于世界上的较高水平。而据国家统计局公布数据显示, 2011年城镇居民家庭人均可支配收入为21, 809.8元, 农村居民家庭人均纯收入6, 977.3元, 城乡居民人均收入比率达到3.13, 此比率与2010年的3.22变化不大。2011年恩格尔系数与2010年相比, 城镇居民家庭恩格尔系数由35.7%升为36.3%, 农村居民家庭恩格尔系数由41.1%降为40.4%。可见城乡收入差距过大的状况并没有得到明显的改善。

城乡居民收入差距过大不仅影响着农村经济的发展和农民生活水平的提高, 更重要的是不公平的城乡收入差距将导致社会的不稳定。李爽 (2007) 对1995年和2002年全国住户调查数据进行了分析, 得出城乡间收入差距和地区间收入差距是我国收入差距不平等中存在的最突出的问题, 并且二者之间互相关联。城乡居民收入差距对我国居民收入总体差距的贡献率最高, 这其中西部地区对城乡居民收入差距的贡献率最高;东、中、西部三大区域间的收入差距对总体收入差距的贡献率也有所上升。杨宜勇 (2010) 认为, 我国农村区域间收入差距过大, 城镇区域间收入差距扩大的趋势也没有根本改变。如果考虑到城镇居民和农村居民在社会保障方面所存在的巨大差距, 城乡居民之间的收入差距会比目前的状况还要严重。

许多人认为在市场经济条件下, 收入差距是市场竞争的结果, 并不值得大惊小怪, 其背后反映的是人力资本的差异。然而这种观点往往是忽略了政府公共政策在收入分配中应有的作用。蔡昉 (2010) 认为政府可以通过完善社会再分配机制, 可以从改革财税制度、消除行业进入障碍和扩大均等的公共服务等诸多方面入手来对初次分配结果进行矫正与调节。通常情况下政府会通过财政活动来调节资源, 进而实现调节收入分配的目的。政府的财政活动往往是通过财政社会保障支出来实现, 这是政府重要的再分配手段 (1) 。

2 我国财政社会保障支出对城乡收入差距的影响

国内学者常常用财政社会保障支出水平来分析其对收入分配的调节作用 (2) 。高霖宇 (2011) 认为财政社会保障支出具有两方面的收入分配调节效应:既能减少贫困, 保障低收入群体的利益, 又能降低纯粹的市场分配机制无法避免的收入分配不平等, 缩小收入分配差距。他通过对发达国家财政社会保障支出水平情况和不同时期基尼系数进行分析得出, 发达国家的社会保障支出对收入分配差距起到了明显的调节作用。两者变化方向相反, 呈负相关关系, 即社会保障水平越高, 对收入分配差距的调节效应越显著, 收入分配差距越小;水平越低, 对收入分配差距的调节效应越微弱, 收入分配差距越大。

然而, 更多的学者用我国的数据从实证角度进行分析, 发现我国财政社会保障支出并不像发达国家那样对收入差距起到了调节作用, 反而在某种程度上拉大了城乡收入差距。

徐倩、李放 (2012) 使用1998~2010年的各省级动态面板数据, 通过系统广义矩的方法检验财政社会保障支出对中国城乡收入差距的影响。结果显示, 人均财政社会保障支出社会保障占财政支出的比例与我国的城乡差距之间均存在着显著的正相关关系, 即财政用于社会保障方面的支出不仅没有缩小, 而且还扩大了收入差距。此外, 在控制了财政社会保障支出水平以后, 完全以城镇居民为保障对象的行政事业单位离退休费占财政社会保障支出的比例越高, 城乡收入差距将会显著扩大。于此观点相似的是, 王莜欣、鲍捷 (2013) 通过选取1998-2010年的财政社保支出水平数据、财政社保支出占GDP比重数据和基尼系数, 来考察前两者与后者的关联性。发现我国财政社保支出水平与财政社保支出占GDP比重的变化趋势基本相同, 而二者与基尼系数的相互关系并无规律可循。她们认为, 由于我国财政社保支出水平很低, 财政社保支出总量占GDP的比值较低, 因而偏低的财政社保支出总量无法对缩小居民收入贫富差距产生积极影响。转移性收入在占比上的差距, 导致城乡差距不断扩大, 也使财政社保转移支付对城镇的地区差距有积极的调节作用, 而对农村的地区差距调节作用不显著。

基于我国的实际数据, 并不是说我国的社会保障财政支出不能够起到调节作用, 而是在不同的阶段和条件下会有效地缩小收入差距。同时, 财政社会保障支出的结构也会影响到对收入差距的调节作用。

3 财政支出结构对收入差距的影响

财政支出结构是财政支出的各个不同部分的组合状态及其数量配比的总称。财政支出结构就其现象形态, 它表现为各类支出的集合, 表现为一定的数量关系, 但实际上它是财政职能状态和政府政策的体现。

王艺明和蔡翔 (2010) 研究发现政府财政支出结构对城乡收入差距有显著影响, 不同财政支出项目对于城乡收入差距的影响效应不尽相同, 并且存在地区差异性。孙文祥和张志超 (2004) 研究发现地方和中央财政支出的实际作用是不一样的, 前者在于促进经济增长, 而后者可以明显改善社会公平程度。陶然和刘明兴 (2007) 基于中国地市面板数据研究发现, 中国地方财政的支出严重倾向于城市地区, 而且其对于城乡收入差距的影响效应取决于地方财政的独立程度, 中国由于分税制改革带来的税权上收, 不利于农村居民收入水平的提高。陆铭和陈钊 (2004) 基于中国省级面板数据分析发现, 各种不同政府财政支出对于降低城乡收入差距具有不同的影响效应, 其中支持农业支出和基本建设支出能够有效地缩小城乡收入差距, 而科教文卫事业支出将扩大城乡收入差距。宁德业 (2009) 认为目前我国政府财税调节手段乏力, 造成了居民收入差距的进一步扩大, 具体表现在:社会保障覆盖面过窄、投入不足, 导致一些社会成员未能享受到有效的社会保障;国家对贫困地区财政转移支付能力不强, 进一步拉大了地区间的居民收入差距。

4 基本评价和结论

根据文献的综述情况来看, 考察城乡收入差距通常有两个视角:一是通过实证研究财政社会保障支出对城乡收入差距的调节作用, 多数结果显示二者没有显著的关系或者是起到拉大收入差距的逆向调节作用。二是通过实证分析结合理论探讨认为财政社会保障支出的结构对调节收入差距有显著的影响。可以通过优化社会保障支出的结构来实现再分配的调节功能。

通常说, 公平正义比太阳还要有光辉。正如李实、赵人伟 (2011) 所言, 承认差距的大小是一回事, 分析差距的原因是另一回事, 寻求解决缩小差距的办法又是一回事。我们研究的焦点应放在寻求解决问题的途径上, 而不是降幅和差距的大小上。政府在做大蛋糕的同时还要分好蛋糕, 设计更有利于低收入者的财政支出政策是缩小城乡居民收入差距的需要, 加强对国家财政对农村社会救济和社会福利制度的投入力度, 加快农村社会保障事业的发展, 这有利于城乡居民共享改革发展成果, 构建“橄榄形”分配格局, 同时对构建社会主义和谐社会也具有重要的现实意义。同时, 也要对城镇社会保障制度中不合理的部分进行改革。将行政事业单位的社会保障安排和城镇职工、城镇居民的相关制度接轨, 这样才能有效缓解城乡收入差距, 同时使财政社会保障支出回归其公共财政的应有之意。

摘要：本文通过对已有文献的梳理, 对财政社会保障支出对城乡收入差距的效应进行了分析。多数文献表明, 我国财政社会保障支出并没有对收入差距起到调节作用, 反而是出现了逆行调节。主要原因在于我国现有的财政社会保障支出具有城镇偏好, 对农村投入仍然偏低。要让其对收入差距起到调节作用需要调整社会保障财政支出的结构, 重点向农村倾斜, 同时还要对城镇社会保障制度中某些不合理的部分进行改革。

养老保障财政支出 篇7

一、农村公共卫生体系建设的现状——以重庆市乡镇卫生院为例

重庆市是一个大城市带大农村的直辖市, 迄止2007年, 全市3100万人口中, 农业人口仍达2300万。在农村卫生方面, 2007年全市有乡镇卫生院1090所, 其中中心卫生院304所, 一般乡镇卫生院657所, 非建制乡镇卫生院129所。在重庆市农村卫生事业的发展中, 就乡镇卫生院而言, 突出存在以下几方面的问题:一是业务用房严重不足。按新的国家乡镇卫生院建设标准, 乡镇卫生院平均业务用房面积应达1250平方米, 重庆市大部分乡镇卫生院未达标, 其中业务用房面积在400 平方米以下的仍有225所, 占乡镇卫生院总数的17.07%;业务用房面积在200平方米以下的有62所, 占4.7%。二是基本医疗设备严重不足。全市无救护车的中心乡镇卫生院有217所, 占中心卫生院总数的70.45%;无X光机的卫生院有811所, 占卫生院总数的67.02%;无B超机的卫生院有525所, 占43.39%;无心电图机的卫生院有542所, 占44.79%;无半自动生化仪的卫生院有871所, 占71.98%。三是人员队伍数量严重不足、素质不高。目前, 重庆市农村人口中, 每千人仅拥有执业医师人数0.61人, 远低于全国1.48人的平均水平。同时, 农村卫生技术人员学历及职称低问题也十分突出, 乡镇卫生院无专业学历人员达37.45%, 高、中级职称人员仅占11.31%, 执业医师仅占53.63%。由于政府财政投入不足, 使得农村卫生资源呈现出总量不足、水平不高、分布不合理的特征, 严重制约了重庆市卫生事业的发展, 直接导致了农村卫生服务的可及性差, 服务能力不强。[1]

二、财政投入中存在的主要问题

1.财政对乡镇卫生院的投入比例过低

世界卫生组织在2000年人人享有卫生保健的全球战略文件中规定, 2000年各国卫生总费用占GDP的比例应达到或超过5%。[2]因此, 我国卫生事业费占财政支出的比重应不低于财政支出的3%~4%, 且卫生支出的增长幅度应不低于财政支出的增长幅度。新近出台的《关于深化医药卫生体制改革的意见》也明确指出, 政府卫生投入增长幅度要高于经常性财政支出的增长幅度, 使政府卫生投入占经常性财政支出的比重逐步提高。然而, 笔者通过调研发现, 重庆市财政对卫生事业费投入的增长速度明显低于财政支出的增长速度, 且没有形成良好的政府卫生投入增长机制。以1997年至2006年为例, 全市财政投入卫生事业费的绝对数量虽不断增加, 从3.49亿元增加到13.62亿元, 年均增长16.33%, 但却明显低于同期财政支出年均24.38%的增长幅度, 且卫生事业费占财政支出的比例还从3.03%下降到1.68%, 卫生事业费占卫生总费用中政府预算卫生支出的比重从49.57%下降到38.58%。从人均卫生事业费来看, 以2007年为例, 全国平均水平为86.87元, 重庆市仅为72.76元, 低于全国平均水平14.11元, 在西部12个省市中列第8位。[3]

近年来, 各级财政对农村卫生院的投入逐年有所增加, 使农村卫生院的基本状况得到了有效改善。如2000~2006年, 重庆市各级财政对乡镇卫生院的补助逐年增加, 年均增长幅度达27.62% (见表1) 。但从总体情况看, 对乡镇卫生院的财政投入仍显不足, 乡镇卫生院占政府卫生总投入的比例仍显过低, 致使相当一部分卫生院的医疗设备和基础设施比较陈旧落后, 难以承担起相应的职责。以2003年为例, 当年全市地方预算内财政支出391.36亿元, 而财政对卫生拨款只有7.308亿元, 仅占财政支出的1.86%, 远远低于占财政支出5%的目标。财政对卫生拨款的7.308亿元中, 乡镇卫生院只有1.35亿元, 占总投入的18.63%。又如2007年, 全市各区县本级财政投入卫生事业总经费约11.19亿元, 其中, 投入农村卫生事业经费为3.24亿元, 而投入乡镇卫生院的经费只有2.60亿元, 仅占区县卫生财政投入的23%。根据国际经验, 要确保卫生系统的公益性和公平性, 政府对卫生系统的投资不能低于卫生总费用的50%, [4]由此可见, 公共卫生和农村卫生经费的投入严重不足。由于投入不足, 且投入结构不合理, 导致医疗卫生资源总量不足, 分布不均。

资料来源:《医疗机构收入支出总表》, 重庆市卫生统计资料汇编 (2000-2006) , 重庆市卫生局。备注:①乡镇卫生院的总收入=财政补助+上级补助+医疗收入+药品收入+其他收入;业务收入=医疗收入+药品收入。②本表中, 财政补助=财政补助+上级补助。

2.财政投入不足, 以药养医是乡镇卫生院的主要筹资方式

从各级医疗机构的收支情况来看, 在财政卫生投入严重不足的情况下, 全市乡镇卫生院的医疗收支都是亏损, 药品收支都有结余 (见表2) , 因此, “以药养医”就成了最主要的经费补充渠道。由于各级财政对乡镇卫生院的投入不足, 导致乡镇卫生院过度依赖药品收入。自2000年至2006年间, 乡镇卫生院的药品收入占到了乡镇卫生院收入的48.7%, 其中, 一半以上的年份还超过了50%, 是同期所有医疗机构中最高的 (市级医院药品收入占45.97%, 县级医院占44.79%) (见表3) 。考虑到乡镇卫生院的医疗技术水平的有限, 加之其作为农村地区基本医疗及公共卫生服务提供者的特殊地位, 过高的药品收入比例正凸显出我国农村卫生事业发展的窘境。

资料来源:《医疗机构收入支出总表》, 重庆市卫生统计资料汇编 (2000~2006) , 重庆市卫生局。

资料来源:《医疗机构收入支出总表》, 重庆市卫生统计资料汇编 (2000~2006) , 重庆市卫生局。

3.职工的社会保障费用超过乡镇卫生院的承受能力

部分地方乡镇卫生院职工的社会保障经费财政没有补助, 由单位自筹经费予以解决。如重庆市39个有乡镇卫生院的区县中, 2007年只有23个区县乡镇卫生院的职工被纳入城镇职工基本养老保险体系, 有28个区县乡镇卫生院的职工进入了城镇医保体系, 其中, 还有区县是部分进入, 有10个区县是由卫生系统自筹养老保障。2007年, 全市乡镇卫生院退休职工月平均退休工资要由财政补助610.51元, 占退休工资的56.4%, 而在职职工当月平均财政补助工资只有348.93元, 占在职职工收入的24%。对养老保险、医疗保险的单位缴费部分, 中央虽然没有明确的政策, 但重庆市不少地方都已经按照乡镇卫生院的实际需要和困难, 不同程度地由财政安排了各种社会保障的单位缴费部分的经费。以重庆市农村卫生事业改革非常成功的黔江区为例, 该区乡镇卫生院退休职工的养老保险和医疗保险单位交纳部分全额纳入了卫生事业费预算, [5]在职职工也全部进入了城镇养老保险和医保体系, 由乡镇卫生院和财政共同负担在职职工养老保险、医疗保险的单位缴费部分。但根据笔者的调查, 重庆市黔江区乡镇卫生院的自筹比例仍然过大, 2007年平均每家乡镇卫生院每年要负担养老保险经费4.28万元、医疗保险经费1.29万元, 两项之和约5.57万元, 这就远远超过了乡镇卫生院的承受能力 (见表4) 。

4.财政保障机制的公平性还需要进一步增强

从卫生费用总额分配的构成上来看, 乡镇卫生院获得的卫生费用还不到10%, 与城市医院相差巨大。[6]尽管市级医院获得的财政补助占其收入结构的比例呈现下降的趋势, 但考虑到机构数量和收入的绝对总量, 不同类别的机构之间获得的补助差距较大。由于没有规范的财政补助标准以及各地经济实力上的差异, 各个卫生院能得到的财政补助差别也很大, 不仅绝对公平无法体现, 就是相对公平也缺乏衡量的标准。也就是说, 不仅在不同的区县, 承担同等任务的乡镇卫生院获得财政补助的水平大不一样, 就是在同一区县, 不同乡镇卫生机构之间, 获得的补助水平也有差距。可以说, 政府对农村公共卫生和基本医疗补助上的不平衡, 在一定程度上也反映了公共财政对农村居民卫生补助的不公平。

三、政策建议

1.明确乡镇卫生院的定位

乡镇卫生院作为综合提供预防、医疗、保健、康复、健康教育和计划生育技术指导六位一体服务的农村基层卫生组织, 从职能上看, 由于农村公共卫生和基本医疗服务具有纯公共产品和准公共产品的特性, 是典型的公益性事业机构, 在基本医疗卫生制度的建设过程中具有重要的基础性地位, 这一点应该作为确定乡镇卫生院财政投入机制的依据。

基本医疗卫生服务的特性也决定了应当由政府承担最主要的财政保障责任。首先, 享有基本医疗卫生服务是国际公认的基本人权, 保障城乡居民的基本健康权利是政府的责任;其次, 公共卫生服务和基本医疗服务具有公共产品和准公共产品的经济属性, 从政府和市场的责任边界来看, 由市场提供基本医疗卫生服务将带来供给不足或失去其公益性, 因此, 政府必须安排必要的财力保障基本医疗卫生服务的提供;第三, 政府提供基本医疗卫生服务也体现了党和政府坚持立党为公、执政为民、关注民生、改善民生的执政理念。

2.合理划分中央、省市、区县对乡镇卫生院财政补助的职责

政府的主要卫生职责是承担基本医疗、公共卫生服务的提供, 对承担相应职能的医疗卫生机构予以全额和定向补助, 此外, 还应加快医疗保障体系建设, 逐步建立覆盖城乡居民的医疗保险制度和医疗救助制度等, 切实保障医疗卫生服务的公平性和可及性。

按照财权支出与事权对等准则, 中央政府的主要卫生事权包括:公共卫生的提供、组织与管理, 基本医疗服务的补助, 基本医疗保险的补助, 农村地区、落后地区的卫生经费补助等。省级政府的主要卫生事权包括:公共卫生和基本医疗服务的补助, 地方性疾病和传染病防治, 基本医疗保险的补助, 基层医疗卫生服务体系建设, 医学科技和人才队伍建设等。区县政府的主要卫生事权包括:公共卫生和基层医疗机构的人员经费、日常工作经费, 对经济贫困群体进行医疗救助等。对乡镇卫生院的财政补助责任应按照“谁负责谁承担”的原则予以落实, 凡应由市级政府及其有关职能部门负责具体实施的项目, 应由市级政府承担相应的经费;应由市、区县政府及其相关部门具体负责实施的项目, 则应由当地政府承担相关的经费;需由市和区县共同来实施的项目, 应按照各自的职责共同承担相关的经费等。

由于我国经济社会发展的水平和财力情况还不很平衡, 各地对乡镇卫生院发展方面的投入差距也比较大, 因此, 在乡镇卫生院的发展上, 总的原则还是要结合当地的经济社会发展和财力可能来进行, 但需要采取积极的措施来缩小这种差距, 特别是在基本的医疗卫生保障方面, 应使全市的农村居民享受到大体同等的保障水平, 财政的转移支付政策就是其中的一项重要措施。多年来, 中央和省级财政通过一般性转移支付和专项转移支付的方式, 对欠发达地区在财力上予以了支持, 有效地缓解了地区之间在农村卫生事业发展上的差距。同时, 鉴于目前我国财权向上层集中, 许多公共卫生和基本医疗卫生服务的提供应加强中央和省级财政的转移支付力度, [7]省级财政对于乡镇卫生院的转移支付也应该不断加大。

3.以政府购买服务为主, 实行“预算式收支两条线管理”

财政保障方式要研究的主要是补助对象和补助形式的问题。目前, 农村卫生财政补助在补助对象方面, 既有补需方的, 如新型合作医疗补助、医疗救助等;也有补供方的, 如预防保健人员的补助、卫生院职工的社会保障经费、离退休人员的退休费用、设备项目补助等;还有既补需方也补供方的, 如计划免疫接种等。在如何补的方面, 既有定额补助、专项补助, 也有定项补助, 还有购买服务式补助等。笔者认为, 应当区分乡镇卫生院承担的农村公共卫生服务和基本医疗服务, 大力推进基本医疗卫生制度的试点工作, 实行不同的补助办法。

按照“低水平、广覆盖、高效率”的原则, 在对公共卫生服务项目优先排序的基础上, 应针对常见病、多发病和诊断明确的慢性病, 结合基本诊疗技术和基本药物, 探索建立适合乡镇卫生院的基本公共卫生服务包、基本医疗服务包。对于公共卫生服务包, 包括预防接种、结核病防治、性病和艾滋病防治、计划生育技术服务、儿童保健、孕产妇保健、学生体质监测等, 应当主要补供方, 即由地方财政保障乡镇卫生院公共卫生人员的全部工资、社会保障经费、机构运行和工作经费后, 由基层医疗机构免费向农村居民提供。对于居民健康档案管理、健康教育、康复服务、妇女保健、老年保健、慢性病管理等服务内容, 则应由财政保障在乡镇卫生院中除公共卫生人员以外的其他人员的岗位工资、薪级工资、社会保障、部分运行和工作经费后, 可对相关服务实行公共卫生服务券制度, 向基层医疗机构购买服务, 由基层医疗机构免费向农村居民提供。对于基本医疗服务包, 主要应当补需方, 即由各级财政保障乡镇卫生机构人员岗位工资、社会保障费用、基本建设经费、设备购置与运行经费后, 乡镇卫生机构则应在剔除人力成本后, 重新核定服务价格, 即在现行收费价格基础上, 降低收费, 低价向城乡居民提供服务。

由此, 笔者建议:对乡镇卫生院实行“预算式收支两条线管理”, 通过建立绩效考评分配体系, 以政府购买服务为主, 确保基本医疗卫生服务的公平性、可及性和服务效率。目前, 这种财务管理方式在黔江农村卫生改革中取得了显著成效, 形成了“黔江模式”, 得到了充分肯定。

4.建立乡镇卫生院工作人员的基本社会保障制度

从目前的情况看, 乡镇卫生院工作人员的基本社会保障问题相对比较突出, 且全国各地的保障水平差异较大, 这与保障费用的资金来源有着密切的联系。基本医疗、基本养老等社会保障不仅关系到职工的切身利益, 也关系到社会的稳定与和谐, 其社会意义较强, 理应纳入公共财政的保障范围。各省市应制定统一的政策, 对乡镇卫生院编内职工的社会保险单位缴费部分和岗位工资由区县财政全额承担, 列入年度预算, 切实予以保证。

5.保障乡镇卫生院的基础设施、设备投入

乡镇卫生院的基础设施建设和设备投入是其正常运行的必不可少的条件, 其特点是投入时间比较集中, 一次性投入的资金量较大。从目前的现状来看, 依靠乡镇卫生院自身的力量来解决这方面的投入是普遍难以承受的。因此, 应当坚持按标准建设, 坚持由财政足额安排建设资金, 以利于控制建设规模和投资、利于乡镇卫生院的正常运行。对地方财力有可能或乡镇卫生院经营效益较好且有能力通过其自身的服务收入和适当负债来改善设施的, 也可适当提高建设的标准, 以提高其服务的质量。从健全费用的补偿机制来看, 应当着手测算各项公共卫生服务和基本医疗服务的相关设备成本, 并据以调整财政的补助标准, 通过政府购买服务的方式给予补贴。

参考文献

[1]重庆市医疗卫生领域存在的若干问题及对策措施调研报告[R].重庆市卫生局, 2008.

[2]黄晓光, 周绿林等.卫生经济学[M].北京:人民卫生出版社, 2006.

[3]重庆市2006年卫生总费用分析报告[R].重庆市卫生局, 重庆医科大学, 2008.

[4]马进, 卫生系统问题诊断与改革政策建议[J].中国卫生资源, 2006, (09) .

[5]张亮, 刘运国.重庆市黔江区农村卫生政策及管理改革案例研究[M].北京:中国财政经济出版社, 2007.

[6]重庆市2006年卫生总费用分析报告[R].重庆市卫生局, 重庆医科大学, 2008.

养老保障财政支出 篇8

由政府承担的财政社会保障支出是我国社会保障支出的主要部分。财政社会保障支出主要包括抚恤和社会福利救济、行政事业单位离退休支出、社会保障补助支出等。财政社会保障支出有利于建立并完善我国的社会保障体系, 保障人民最基本的生活水平, 解决人们的后顾之忧, 维护社会稳定。从而扩大内需、刺激消费, 为经济增长提供内生动力。本文主要从理论和实证两方面阐述了安徽省财政社会保障支出与经济增长的相关性。理论方面, 本文从宏观意义上分析了财政社会保障支出对经济增长的影响机制。实证方面, 笔者选取1995—2014年共20年的安徽省财政社会保障支出与国内生产总值的数据, 运用协整分析和格兰杰因果检验对安徽财政社会保障支出与国民经济增长的相关性进行定量分析。

二、财政社会保障支出对于国民经济增长的影响机制分析

本文认为, 财政社会保障支出对国民经济的影响主要体现在推动投资和扩大消费需求两方面。

投资作为推动我国经济发展的“三大驱动”之一, 对于推动我国国民经济的增长具有重要意义。政府通过增加财政社会保障支出, 降低了人们的风险预期, 从而使人们把更多的收入用于投资。人们增加对社会的投资, 投资具有连带效应和乘数效应。比如房地产投资能够带动钢铁、水泥、冶金、家电等七十多个行业的发展。王晓霞对社会保障支出和投资的关系进行线性回归分析, 她认为在较长时间内投资的增加是社会保障支出的增加引起的, 社会保障支出与投资之间存在着单向促进作用。

根据预防性储蓄假说, 消费者在选择消费路径时需要考虑持久收入及其变动性, 持久收入面临的不确定性是影响消费者选择的关键因素。政府加大财政支出对社会保障的扶持力度能够在一定程度上缓解人均储蓄率过高的问题。政府预算是社会保障资金的重要来源, 财政社会保障支出增加将极大地完善我国社会保障体系和制度。社会保障事业的全面建立和不断完善将形成稳定的社会环境, 在人们收入出现波动时, 能够有效防止人们的生活水平急剧下降, 消除人们的后顾之忧, 从而增加人们的消费信心, 最终实现启动消费、扩大内需的目的。

三、安徽省财政社会保障支出的现状 (图1)

1995年, 安徽省财政社会保障支出只有3.88亿, 此后迅速增加, 在2003年达到102.19亿, 财政社会保障支出占GDP的比重也从0.21%增加到2.6%。财政社会保障支出在2002-2003年形成了第一个小高峰。2003-2005年, 财政社会保障支出的增长较为平稳, 其占GDP的比重有所回落。但是从2006年开始, 安徽省财政社会保障支出总额迅速增加, 其占安徽国内生产总值的比重也从2005年的2.17%增加到2009年的3.02%。2009年之后, 安徽财政社会保障支出总额继续增加, 但是由于安徽GDP增长迅速, 相比之下财政社会保障支出占GDP的比重有所回落, 但是始终维持在2.5%以上。

四、实证分析

(一) 变量和数据

本文选取安徽财政社会保障支出SBZC作为自变量, 安徽国内生产总值GDP作为因变量。本文搜集了1995—2014年期间安徽省财政社会保障支出与国内生产总值数据, 对其进行时间序列分析, 并对二者的相关性进行协整分析和格兰杰因果检验。

为了消除财政社保支出和GDP时间序列的异方差, 减少数据的波动性, 笔者对安徽财

政社会保障支出SBZC和安徽国内生产总值GDP取自然对数得到Ln SBZC和Ln GDP。

(二) 平稳性检验

根据协整理论, 必须检验时间序列Ln SBZC和Ln GDP是否具有同阶单整。本文采用ADF单位根检验, 对两个时间序列Ln SBZC和Ln GDP及其差分变量进行平稳性检验, 从检验结果看出在5%的显著性水平下, 两个变量Ln SBZC和Ln GDP经过二阶差分后, t值都小于5%显著性水平下的临界值, 因此, 拒绝原假设, 即两个变量Ln SBZC和Ln GDP经过二阶差分后都不存单位根了, 这两个变量Ln SBZC和Ln GDP都是二阶单整过程, 即Ln SBZC~I (2) , Ln GDP~I (2) , 因此, 可对这两个变量的长期关系进行下一步的协整检验。

(三) 协整检验

上文已经确定时间序列都是二阶单整过程I (2) , 则可以进一步检验安徽国民经济增长GDP和财政社会保障支出SBZC这两个变量之间是否存在协整关系。由于本文仅仅涉及国民经济增长GDP和财政社会保障支出SBZC两个变量, 因此笔者采用EngleGranger检验两步法, 用于检验GDP和SBZC之间是否具有协整关系。

首先, 运用OLS法估计协整向量Ln GDP和Ln SBZC, 本文运用eviews 6.0软件建立回归模型:

其次, 对估计方程的残差进行单位根检验。

上述方程估计的残差U=L n G D P-6.3 2 5 6-0.5084*Ln SBZC, 具体检验结果见表四。该方程残差的ADF值为-2.1447, 小于-1.9644的临界值, 因此残差序列U在显著性为5%时拒绝原假设, 即可以得出结论为所估计的残差U具有平稳性。

由表一可知, ADF检验统计量值-2.1447小于显著性为5%的临界值-1.9644, 因此可以推出残差序列{U}在显著性为5%时是平稳序列, 即Ln SBZC和Ln GDP具有协整关系。其中长期弹性为0.5084, 即财政社会保障支出每增长1%, 从长期均衡来看安徽省GDP将增长0.5084个百分点。

(四) 格兰杰因果检验

上文的协整分析体现了安徽财政社保支出和安徽国民经济之间存在长期均衡关系, 然而, 还需要进一步验证SBZC和GDP之间是否构成时间上的先后关系。笔者采用格兰杰因果检验法以确认SBZC和GDP之间时间上的因果关系。

从结论可以看出, 在滞后期为1时, Ln GDP是Ln SBZC的格兰杰原因, 说明安徽省国民经济增长能够马上带动财政社会保障支出的增加。在滞后期为2、3时, Ln GDP和Ln SBZC互相不是对方的格兰杰原因。在滞后期为4时, Ln SBZC是Ln GDP的格兰杰原因, 说明安徽省财政社会保障支出增加4年之后, 其对经济增长的刺激效应才会显现。

五、结论与政策建议

本文利用1995—2014年安徽省财政社会保障支出SBZC和国内生产总值GDP的数据, 分析两者之间的长期关系, 得出结论:安徽省国民经济增长GDP和安徽财政社会保障支出SBZC之间存在着一定的相关性。虽然, 短期来看GDP和SBZC增长是非均衡的, 但是在较长时间段内, 安徽国民经济和增长财政社保支出是互相促进, 它们之间构成了长期均衡关系。依据上述论证结论, 笔者建议如下:

(一) 安徽省应加快经济发展, 改变经济发展模式, 扩大经济总量, 把蛋糕做大

国民经济的发展程度决定政府财政收入水平, 只有把蛋糕做大, 政府在初次分配中才能保证有足够的财政收入。政府预算资金是建立和完善社会保障制度的主要资金来源。在滞后期为1年时, 安徽国民经济总量的增加能够增加安徽省财政支出, 进而间接提高财政社会保障支出。因此, 安徽省应升级产业结构, 推动产业的更新换代。提高企业的生产效率, 加快经济发展, 增加国内生产总值, 这样才能充分保证政府的财政收入, 从而政府能够安排更多的政府预算支持社会保障体系建设。

(二) 继续扩大财政社会保障支出, 加大政府预算对社会保障的扶持力度, 进一步提高安徽省财政社保支出占安徽国内生产总值比重

笔者通过一系列实证推理得出结论:安徽省国民经济增长与财政社保支出之间存在长期均衡关系, 安徽财政社保支出每增加1%, 其国内生产总值就会增加0.5084%。在滞后期为4年时, 由于财政社会保障支出间接促进了投资和消费, 对国民经济的正面影响逐渐显现。在我国, 政府是社会保障制度建设的主导力量, 政府的转移支付是社会保障制度建设的主要资金来源。安徽省政府应该继续加大政府预算对社会保障建设的支出力度, 解决人民的后顾之忧, 缓和社会矛盾, 从而间接促进投资、扩大消费内需。

参考文献

[1]李桂保.我国财政社会保障支出和经济增长的实证研究.基于1990--2010年数据[J].河南工程学院学报, 2012.

[2]赵蔚蔚.我国社会保障支出和经济增长的关系研究.基于协整分析与Granger因果检验[J].社会保障研究, 2011.

养老保障财政支出 篇9

财政政策对一国经济发展有重要作用, 也是国家进行宏观经济调控的主要手段。财政支出作为政府分配的重要组成部分, 不仅是维持政府职能的基础, 也反映了政府介入经济生活和社会生活的规模和深度, 在经济生活中占有重要的地位。在全球经济下滑、外部需求减弱、贸易壁垒盛行的形势下, 如何利用财政支出来促进国家经济持续、健康、稳步的发展, 日益成为国内外学者所关注的焦点。伴随我国对外贸易依存度的提高、贸易摩擦的升级与全球经济波动的加剧, 人们的目光更多聚焦于国内市场。我国近年来固定资产投资增长过快, 带来产能过剩、无效供给和资源环境承载压力巨大等问题, 因此, 作为拉动经济增长“三驾马车”之一的消费备受关注, 内需成为关系国家经济持续稳步增长以及经济安全的重要问题, 启动消费与扩大内需将成为我国今后相当长时期内的一项基本国策。社会保障支出的增加有利于提高居民的边际消费倾向与启动我国消费市场, 对扩大内需和保持经济稳步增长有着深刻的现实意义。本文通过对我国2003—2007年社会保障财政支出与地区经济增长省级面板数据的分析, 尝试得出社会保障财政支出与经济增长是否具有正相关 (至少在部分时段或部分项目上) 以及社会保障财政支出与经济增长的动态作用如何。

2 理论回顾

国内外学者对财政支出与经济增长的关系进行了系列研究, 由于国家政治经济体制差异、变量选取的区别以及研究范围与研究时段的不同, 得出的结论也迥然各异。财政支出与经济增长之间到底存在着何种关系, 学界争论不休。Ram (1986) 在其经典研究中利用115个国家的平行数据对财政支出的增长效应作了相关的计量分析, 发现在政府财政支出占GDP一定比例的条件下提高财政支出增长率对经济增长有正效应, 但超过这一比例财政支出的增长会对经济增长产生负效应;Aschauer (1989) 强调要区分政府消费支出和政府资本积累 (如基础设施建设) 的不同作用, 他的经验分析表明, 政府资本存量对生产率的增长具有正效应, 但政府消费对经济增长的作用要小得多;Barro (1990) 在内生经济理论的框架下从政府生产性公共支出和消费性公共支出的角度所进行的研究表明, 政府消费性支出对经济增长有负影响, 公共支出显著地影响经济增长率。我国经济理论界对这一问题的关注与研究, 始于20世纪90年代。马拴友认为, 政府规模对经济增长的影响从根本上取决于其对总产品的边际效应, 他利用生产函数框架估计了我国政府劳务的生产力、最优规模及其增长含义, 得出我国政府劳务是生产性的, 扩大公共服务可以促进经济增长。庄子银、邹薇 (2003) 引入了“调整成本”, 对中国财政支出与经济增长开展了时间序列和横截面的经验分析。由于预算外支出迅速膨胀, 中央财政能力削弱, 由此引起支出的调整成本急剧上升, 对经济增长产生了负效应。龚六堂、邹恒甫 (2001) 从理论角度, 给出了一个随机模型把政府财政支出与经济增长职能联系起来, 从而讨论政府财政支出的增长与波动对经济增长的影响。通过建模和实证分析得出:政府的资本性支出的增长对经济增长没有统计学上的影响, 经常性支出可以促进经济增长;而政府资本性支出与经常性支出的波动对经济增长产生负影响。欧阳志刚 (2004) 通过对1980—2002年政府支出对经济增长贡献率的研究表明, 政府支出对经济增长总体具有促进作用。汪东华 (2006) 通过对转型期财政支出与经济增长关系的研究得出, 我国最优财政支出规模为财政支出占GDP的1/4。刘涵 (2008) 通过实证分析得出, 财政支农支出的确能够促进农业经济增长, 但存在支出总量不足的问题。

3 实证分析

3.1 模型选取

面板数据的估计方法主要包括聚合最小二乘回归 (pool OLS) 模型、固定效应 (fixed effect) 模型和随机效应 (random effect) 模型, 由于我们选取的时点数低于截面数, 而且我们研究的目的是仅以样本自身效应为条件进行推论, 而非以样本对总体效应进行推论, 所以宜采用固定效应的面板模型。假设对应的计量模型方程为:

lnGDPit=c1+α1lnCZit+uit (1)

式中, i代表横截面观察数据, t表示2003—2007年5个观察年份, α1为斜率系数, uit指第i个省份的个体效应。GDP表示地区经济发展水平, CZ代表地区社会保障财政支出, lnGDPit和lnCZit分别为GDPit和CZit取自然对数, 以消除趋势项影响。

3.2 检验结果及其分析

计量经济理论表明, 众多经济变量尤其是面板数据大都是非平稳变量, 用非平稳变量进行回归分析结果很大程度上表现为伪回归。为避免伪回归现象, 首先需要对面板数据进行单位根检验。面板单位根检验方法有别于时间序列数据单位根检验, 主要为:LLC检验、Breitung检验、Hadri检验是相同根的检验方法;IPS检验、Fisher-ADF检验、PP-Fisher检验是不同根的检验方法;LLC检验、Breitung检验、IPS检验、Fisher-ADF检验原假设是含有单位根;Hadri检验原假设为不含有单位根。面板单位根检验是基于下述方程:

yi, t=ρiyi, t-1+x′i, tδi+ui, t, i=1, 2, …, N; t=1, 2, …, T (2)

x, i, t为外生变量, 包括任何固定效应或时间趋势项。不同的检验对ρi的假定也不同, 一般有两种。第一种是假定所有ρi都相同, 第二种是假定ρi互不相同。Levin, Lin and Chu (2002) , Breitung (2000) 和Hadri (1999) 检验采用的是前一种, 而Im, Pesaran and Shin (1997) , Fisher-ADF和Fisher-PP (Maddala & Wu (1999) and Choi (2001) ) 采用的是后一种。本文采用LLC检验、IPS检验和Fisher-ADF检验三种方法, 所用数据和变量的面板单位根检验结果如表1所示。

数据来源:2004—2008年中国统计年鉴;注:*, ***分别代表在10%和1%的水平上显著。

上述检验结果表明本文模型所用变量均通过10%的显著性检验, 为平稳变量, 可以直接进行回归分析, 不存在伪回归现象。

通过利用Eviews5.1软件进行建模, 选取自变量系数是常量、固定效应的变截距模型, 运用不加权的最小二乘法对模型进行回归分析, 回归结果如表2所示。

注:文中*注释见上表。

同理可以得出社会保障财政支出对地区经济增长的回归结果 (本文由于篇幅所限未列出) , 由回归结果可以看出:从整体上看, 模型具有较好的拟合效果, 地区经济增长与社会保障财政支出呈正相关, 社会保障财政支出对地区经济增长的促进作用较小, 而地区经济增长却能够明显提高地区社会保障财政支出。

4 结论与启示

通过对2003—2007年我国各省社会保障财政支出与经济增长关系的研究, 我们可以得出以下结论与启示。

第一, 随着改革开放的深入, 地区GDP和社会保障财政支出均呈现上升趋势, 这从一个侧面反映出我国经济发展水平逐步提高, 社会保障制度日趋完善。

第二, 通过对2003—2007年我国省级面板数据的回归分析, 可以得出, 地区社会保障财政支出与地区经济增长呈正相关。