朱云飛，趙 寧

(1.河北省財政科學與政策研究所，石家莊050051;2.石家莊職業(yè)技術(shù)學院，石家莊050081)

1 引言與文獻回顧

社會保障是國家或社會依法建立的、具有經(jīng)濟福利性的、社會化的國民生活保障系統(tǒng)，［1］它作為維系人的基本生存權(quán)和發(fā)展權(quán)、維持社會安全與穩(wěn)定底線的服務體系，與基礎(chǔ)教育、公共衛(wèi)生并列為最基本層次的公共服務項目。建國之初，我國就頒布了《勞動保障條例》，逐步建立了適應計劃經(jīng)濟體制的一整套社會保障制度。近年來，隨著經(jīng)濟實力的壯大和民生政策的落實，我國對社會保障的投入力度不斷加大。從2000—2010年，各級政府對社會保障的財政支出從1 517.6億元增加到9 081.4億元，社會保障占預算支出的比重從9.6%提高到10.1%。①然而，基本社會保障在地區(qū)和城鄉(xiāng)間的配置水平仍存在顯著差異，甚至伴隨著區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差距的擴大，非均等化程度還可能會不斷加深。

目前，我國學者對社會保障均等化的研究主要集中在差異度量和影響因素兩個方面。在差異度量上，彭海艷采用GE指數(shù)分解法，分析了1998—2004年我國社會保障支出的地區(qū)差異，得出我國東、中、西三大區(qū)域總體、區(qū)域內(nèi)及區(qū)域間的差異均呈下降趨勢，但區(qū)域內(nèi)差異遠大于區(qū)域間差異;［2］李雪萍等的研究表明，受社會保障財政投入的影響，2001—2005年間我國東部地區(qū)社會保障供給水平和質(zhì)量均顯著高于中、西部地區(qū)，且地區(qū)差距呈擴大趨勢;［3］徐倩等計算了近10年社會保障預算支出和社會保障占財政支出比例的極值比、變異系數(shù)和基尼系數(shù)，得出省際間社會保障差異呈現(xiàn)先下降、后上升然后再下降的波動趨勢;［4］姜鑫等采用變異系數(shù)、基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)法測算了我國城鄉(xiāng)社會保障的均等化程度，說明省際社會保障水平的農(nóng)村差異更加明顯。［5］在影響因素上，劉德吉等認為各省經(jīng)濟發(fā)展程度、財政支出相對水平、中央轉(zhuǎn)移支付結(jié)構(gòu)是影響社會保障支出的主要因素，且地方財政支出相對水平的相關(guān)度最高;［6］豆建民等考察了空間集聚對社會保障的重要性，認為加快城鎮(zhèn)化、引導人口流向承載力較強的地區(qū)，可以顯著降低供給成本，有助于實現(xiàn)區(qū)域社會保障服務的均等化;［7］龐鳳喜等人的研究證明，中央與地方政府間的分權(quán)程度對社會保障的支出規(guī)模十分重要，其中，收入分權(quán)度與地方社會保障支出規(guī)模成負相關(guān)，支出分權(quán)度則成正相關(guān);［8］呂煒等認為供給因素和需求因素共同決定了社會保障服務水平，但供給方面的因素起主要作用，公共需求的影響則微乎其微。［9］

總體看對基本社會保障的均等化現(xiàn)狀、存在問題和政策取向進行了較全面分析研究，但省際均等化趨勢的衡量存在矛盾之處，均等化影響因素的界定尚不全面。本文從人口標準、產(chǎn)值標準、比重標準三個方面綜合度量了社會保障水平的省際差異程度，然后從影響社會保障服務的供求兩方面因素出發(fā)，探討了政府的供給能力、供給意愿、供給成本以及居民的體制性需求、項目性需求對社會保障服務的影響程度，據(jù)此提出相應對策建議。

2 省際間社會保障服務均等化的度量

衡量省際間社會保障服務的均等化情況，首先要解決的是度量指標和度量方法問題。

在度量指標上，我們選用社會保障人均投入、社會保障投入水平和社會保障投入比重三項。其中，社會保障人均投入是社會保障財政支出與地區(qū)常住人口的比值，反映了區(qū)域人口規(guī)模對社會保障的影響;社會保障投入水平是社會保障財政支出與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值，反映了區(qū)域經(jīng)濟實力對社會保障的影響;社會保障投入比重是社會保障財政支出與財政支出總額的比值，反映了區(qū)域政府偏好對社會保障的影響。這三個指標分別從人口標準、產(chǎn)值標準和比重標準三個方面反映了一定時期內(nèi)某一區(qū)域社會保障的綜合投入水平，既存在較強的現(xiàn)實意義，在省際間也具有較好的可比性。

在度量方法上，我們采用基尼系數(shù)計算法?；嵯禂?shù)是意大利經(jīng)濟學家基尼根據(jù)洛倫茨曲線提出的判斷收入分配平等程度的指標，后被廣泛用于多種資源不均衡狀況的分析，其計算公式為:G=，其中:n為區(qū)域個數(shù)，x和x為ij任意兩個區(qū)域在某一指標的實際水平，μ為所有區(qū)域某一指標的平均水平。

根據(jù)以上度量指標和方法，我們計算了2000—2010年省際間社會保障水平的差異程度(見表1)?？傮w看，三個指標衡量的省際間差異均呈現(xiàn)“U”型軌跡。分時段看，2007年收支分類科目調(diào)整之前，各項指標的基尼系數(shù)漸趨減小;但2007年后，差異程度有所拉大，在社會保障投入水平上甚至已接近2000年的差異程度。②分指標看，社會保障投入比重的差異程度最小，一直在0.2左右浮動，說明各省對社會保障服務的支出偏好差異不大;但受區(qū)域財政經(jīng)濟發(fā)展水平的影響，社會保障人均投入及投入水平的差異程度較大，多在0.3左右。

表1 2000—2010年我國省際間社會保障水平的差異程度

3 省際間社會保障服務非均等化的原因

3.1 社會保障影響因素的理論分析

省際間社會保障服務及其差異程度，同時受供求兩方面的因素影響。供給方面包括政府供給能力、供給意愿和供給成本，需求方面包括居民的體制性需求和項目性需求?；诳煽啃院涂捎^測原則，我們選取了以下代表性指標。

(1)區(qū)域財力:反映政府對社會保障的供給能力。財力是政府提供公共服務的基礎(chǔ)，各省社會保障服務的差異相當程度上體現(xiàn)為地區(qū)財力的差距，而財力同時源于地方財政收入和上級轉(zhuǎn)移支付。一方面，經(jīng)濟基礎(chǔ)決定財政狀況。各省經(jīng)濟發(fā)展的不平衡必然導致財政汲取能力的差異。另一方面，中央對各省轉(zhuǎn)移支付是影響地區(qū)財力的重要變量。在目前我國的轉(zhuǎn)移支付制度下，無論是稅收返還、一般性轉(zhuǎn)移支付，還是專項轉(zhuǎn)移支付，都能或多或少地調(diào)節(jié)地區(qū)財力，影響政府對社會保障的供給能力。我們以可用財力指標反映政府的供給能力。

(2)經(jīng)濟支出:反映政府對社會保障的供給意愿。改革開放以來，隨著我國政府的工作重心向經(jīng)濟建設(shè)的轉(zhuǎn)移，財政支出方面也形成了所謂的“建設(shè)型財政模式”，許多地區(qū)在發(fā)展過程中演變?yōu)槌缟薪?jīng)濟發(fā)展而輕視社會民生，政府對社會保障等公共服務的供給出現(xiàn)職能缺位。在各地政府對社保支出的責任理念與意愿程度不同的情況下，地區(qū)間社會保障供給也呈現(xiàn)一定差距。一些財力較好的地區(qū)，由于過于注重經(jīng)濟建設(shè)而忽視民生責任的落實，在社會保障服務供給上的水平并不高。我們以經(jīng)濟支出所占比重指標反向代表政府的供給意愿。

(3)人口密度:反映政府對社會保障的供給成本。我國地域遼闊，受地勢、海陸、緯度位置等因素影響，自然與社會環(huán)境復雜多樣，這使得各地社會保障供給的單位成本間存在一定差異，客觀影響了社會保障服務的均衡配置。反映環(huán)境狀況的指標有很多，如地表類型、地理區(qū)位、交通狀況等。其中，人口密度是影響供給成本的一個簡單而有效的指標。一般來說，人口越集中的地區(qū)，其自然環(huán)境也較好，政府提供社會保障服務也容易產(chǎn)生范圍經(jīng)濟和規(guī)模效應③，有利于地方政府降低供給成本，提高配置效率。我們以人口密度指標客觀反映政府的供給成本。

(4)城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu):反映居民對社會保障的體制性需求。長期以來存在的城鄉(xiāng)二元體制及與之伴隨的差異化發(fā)展戰(zhàn)略，導致我國在社會保障方面也呈現(xiàn)出明顯的二元結(jié)構(gòu)特征。無論從社會保險、社會救濟、社會福利的覆蓋面，還是實際享受標準來看，城鄉(xiāng)間的差異都非常明顯。從省級層面看，地區(qū)間社會保障水平的差異程度深受各自城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)的影響，城鎮(zhèn)化率④則是反映城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)的一個相對客觀的指標。嚴格說，城鎮(zhèn)化率同時影響社會保障的供給和需求。城鎮(zhèn)化率越高，受集聚經(jīng)濟推動，地區(qū)財政供給能力越強;而城鎮(zhèn)化率越低，城鄉(xiāng)差異越大，居民的社會保障需求程度越高，客觀上也要求政府給予更多的社會保障服務。我們以城鎮(zhèn)化率指標側(cè)面反映居民對社會保障的這種體制性需求。

(5)人口結(jié)構(gòu):反映居民對社會保障的項目性需求。社會保障是一個覆蓋所有人群的綜合性體系，但不同人群對社會保障不同項目的需求程度并不一樣，如失業(yè)人群需要城鎮(zhèn)社會救濟，五保戶需要農(nóng)村社會救濟，城鎮(zhèn)企業(yè)職工、居民與農(nóng)民分別需要不同類型的養(yǎng)老和醫(yī)療保險等。其中，容易測量又有典型意義的一個指標即老年、兒童人口所占比重。因為相對于一般人群，老年和兒童對社會保障的需求更加渴望，尤其在1999年我國就進入老齡化社會，2011年末老年人口撫養(yǎng)比為19.7%⑤，即將步入“五個年輕人養(yǎng)活一個老年人”的深度老齡化社會，其社會保障狀況將給我國未來的經(jīng)濟社會發(fā)展帶來嚴峻挑戰(zhàn)。我們以老年、兒童人口比重指標反映居民對社會保障的這種項目性需求。

3.2 社會保障影響因素的模型計量

3.2.1 模型構(gòu)建

根據(jù)上述理論分析，我們構(gòu)建了三種社會保障影響因素的計量模型:

其中 i表示省份，t表示年度，α、β1…β5分別表示常數(shù)，ln(SBRJ)、ln(SBSP)、ln(SBBZ)分別表示人均社會保障支出、社會保障支出水平和社會保障支出比重三個因變量的對數(shù)，ln(RJCL)、ln(JJBZ)、ln(RKMD)、ln(CZHL)、ln(LERK)分別表示人均財力、經(jīng)濟支出比重、人口密度、城鎮(zhèn)化率、老年兒童人口比重五個自變量的對數(shù)，εit表示誤差項，ui表示省際非觀測因素影響，et表示時間非觀測因素影響。之所以采用變量的對數(shù)形式，是為了緩解序列中存在的異方差性，并且能使自變量系數(shù)成為對因變量的彈性系數(shù)，更便于解釋。

本文使用2000—2010年中國31個省份的面板數(shù)據(jù)，所有數(shù)據(jù)均來自相應年度的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國財政年鑒》，計量分析軟件為Eview 5.1。

3.2.2 模型篩選

根據(jù)模型中的參數(shù)變化情況，面板數(shù)據(jù)模型分為混合回歸模型、變截距模型和變系數(shù)模型。根據(jù)個體影響的不同方式，變截距模型和變系數(shù)模型又各分為固定效應模型和隨機效應模型。為了保證模型的效度，必須對模型的設(shè)定形式進行篩選。首先，使用協(xié)方差檢驗判斷模型屬于混合回歸、變截距還是變系數(shù)模型，建立兩個假設(shè)。

H1:α1=α2=α3，β1=β2=β3(模型個體成員既無個體影響，也無結(jié)構(gòu)變化。)

H2:α1≠α2≠α3，β1=β2=β3(模型個體成員存在個體影響，但無結(jié)構(gòu)變化)

若接受假設(shè)H1，認為符合混合回歸模型，無需繼續(xù)檢驗。若拒絕假設(shè)H1，則需檢驗假設(shè)H2。若接受假設(shè)H2，認為符合變截距模型，反之，符合變系數(shù)模型。為此，構(gòu)造F統(tǒng)計量:

其中S1、S2、S3分別為變系數(shù)、變截距和混合回歸模型的殘差平方和，N、T、k分別為省份、年度和自變量個數(shù)。將相關(guān)數(shù)值分別代入三個模型，均得到 F1＞ F0.05(180，150)，F(xiàn)2＜ F0.05(150，150)。所以，拒絕H1，接受H2，建立變截距模型。

在此基礎(chǔ)上，通過Hausman檢驗判斷選擇固定效應，還是隨機效應模型。檢驗假設(shè)是:

H0:個體效應與回歸變量無關(guān)，即隨機效應模型;

H1:個體效應與回歸變量相關(guān)，即固定效應模型。

若拒絕原假設(shè)，使用固定效應;反之，使用隨機效應。對三個模型分別檢驗，Hausman的P值均遠小于0.05。所以，拒絕原假設(shè)，建立固定效應模型。

3.2.3 模型結(jié)果

表2 面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

根據(jù)檢驗，我們建立了具有固定效應的變截距模型?？紤]到模型橫截面?zhèn)€數(shù)遠大于時序個數(shù)，為克服異方差，我們選擇按截面加權(quán)(cross-section weights)的方式進行回歸，結(jié)果如表2。

回歸結(jié)果表明，人均財力、經(jīng)濟支出比重、人口密度、城鎮(zhèn)化率、老年兒童人口比重五個自變量均對社會保障服務水平產(chǎn)生一定影響，但其影響方向和程度有所區(qū)別。

(1)人口密度和老年兒童人口比重變量的系數(shù)為正，且數(shù)額較大，說明人口密度較大的地區(qū)，社會保障的供給成本相對較低，有利于提高社會保障的實際投入效率;老年兒童人口比重較大的地區(qū)，對社會保障的需求較多，區(qū)域政府對這方面需求的滿足程度也較高。

(2)經(jīng)濟支出比重和城鎮(zhèn)化率變量的系數(shù)為負，但數(shù)額較小，說明政府對經(jīng)濟類支出的偏好，確實產(chǎn)生擠出效應，影響了社會保障服務的投入;城鎮(zhèn)化率越高社會保障投入越低，說明城鎮(zhèn)化的需求效應超過了供給效應，即隨著近年來我國對新農(nóng)合、新農(nóng)保、農(nóng)民低保等農(nóng)村社會保障力度的加大，城鄉(xiāng)間的社會保障差距趨向減小，尤其是一些城鎮(zhèn)化水平較低、城鄉(xiāng)差異較大的地區(qū)，這種趨勢更為明顯。⑥

(3)人均財力變量在社會保障人均投入和投入水平方面，具有顯著的正向影響，說明地區(qū)財力狀況依然是社會保障服務水平的重要決定因素。但人均財力對社會保障支出比重存有微弱的負向影響，這再次說明，政府對社會保障的投入意愿具有一定的獨立性，并不依賴于自身財力狀況。

3.3 社會保障影響因素的均等化度量

我們分析了影響我國社會保障服務的主要因素，并進一步分析這些影響因素的省際間差異程度，同樣用基尼系數(shù)法度量近三年的差異情況。(見表3)

表3 2008—2010年各項社會保障影響因素的差異程度

可見，各項指標的差異程度有所不同，尤以人口密度和人均財力的差異為大。這兩項指標也正是影響社會保障服務水平的主要因素，它們在省際間存在的較大差異性，相當程度上阻礙了我國社會保障服務均等化的實現(xiàn)。

4 主要結(jié)論及政策建議

4.1 主要結(jié)論

從社會保障服務水平上看，我國省級政府社會保障服務的提供模式基本上屬于供給導向型，即社會保障服務水平主要取決于政府的供給能力、供給意愿和供給成本，也適當考慮了居民對社會保障的體制性需求和老年、兒童人口的保障需求。其中，地區(qū)財力狀況是影響社會保障服務水平的決定性因素;人口密度和人口結(jié)構(gòu)對社會保障水平的影響也比較大，而且人口密度較高、老年兒童人口比重較大的地區(qū)，社會保障的財政投入也比較多;經(jīng)濟支出比重和城鎮(zhèn)化率對社會保障水平的影響則比較小，而且經(jīng)濟支出比重較大、城鎮(zhèn)化率較高的地區(qū)，社會保障的財政投入反而比較少。從社會保障服務差異上看，以人均財力和人口密度為代表的政府供給能力和供給成本，省際間的差異比較突出，并成為影響我國社會保障服務均等化的主要因素。

4.2 政策建議

(1)緩解財政能力的懸殊差距。一方面，推動區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展，重點加大對中西部地區(qū)及集中連片貧困地區(qū)的投入和支持力度，通過培育壯大一批特色優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，加強生態(tài)建設(shè)和環(huán)境保護，著力解決制約發(fā)展的瓶頸問題，逐步縮小與發(fā)達地區(qū)的發(fā)展差距。另一方面，深化轉(zhuǎn)移支付制度改革，逐步增加一般性轉(zhuǎn)移支付規(guī)模和比例，調(diào)減和規(guī)范專項轉(zhuǎn)移支付。在一般性轉(zhuǎn)移支付中，完善均衡性轉(zhuǎn)移支付測算辦法，將體現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟狀況、財政困難程度等因素納入測算體系，提高落后地區(qū)對公共服務的保障能力;在專項轉(zhuǎn)移支付中，將社會保障、財政扶貧等專項資金向貧困地區(qū)重點傾斜，并盡量降低資金的配套比例。

(2)減少社保供給的成本差異。一方面，中央政府應圍繞綜合布局和均衡發(fā)展原則，統(tǒng)籌謀劃各地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施項目建設(shè)，逐步改善落后地區(qū)較差的外部環(huán)境，為社會保障服務均等化創(chuàng)造物質(zhì)條件。另一方面，各地尤其是落后地區(qū)政府在財力緊約束情況下，充分發(fā)揮市場作用，吸引各類社會力量，通過購買服務、服務外包、委托辦理等方式，促進社會保障提供主體與提供方式的多樣化，減少政府供給成本，實現(xiàn)均等化目標。如政府可以將日益增長的社會保險基金征繳、發(fā)放、關(guān)系轉(zhuǎn)移等經(jīng)辦業(yè)務，委托具有資質(zhì)的商業(yè)保險機構(gòu)運作。

(3)確立民生優(yōu)先的一致意愿。一方面，明確各級政府在社會保障等民生領(lǐng)域的行政責任和績效考核，穩(wěn)步提高社會保障等資金在財政支出中的比重，逐步建立與經(jīng)濟發(fā)展和政府財力增強相適應的社會保障投入穩(wěn)定增長機制，打造關(guān)注民生、保障民生、改善民生的服務型政府。另一方面，政府出臺的各項社會保障政策，應考慮民眾需求、尊重民眾意愿，做到問政于民、問需于民、問計于民，使決策盡可能切合實際、發(fā)揮實效，并吸引群眾參與管理。如部分地區(qū)改變了由政府指定低保、五保對象的傳統(tǒng)做法，由群眾民主選舉產(chǎn)生議事委員會，受理本地區(qū)低保、救濟人員的資格初評，并監(jiān)督社會救助的落實情況。

(4)消除城鄉(xiāng)體制的二元分割。一方面，繼續(xù)深化戶籍制度改革。首先要消除形式上的戶籍歧視，即戶籍登記上體現(xiàn)的城鄉(xiāng)不同身份，然后逐步取消實質(zhì)上的戶籍歧視，即戶籍身份所承載的社會保障等各種差別待遇。當前要積極、謹慎和有序地把進城農(nóng)民工納入城鎮(zhèn)社會保障體制，解決這部分居民的身份二元化問題，逐步消除社會保障的城鄉(xiāng)體制落差。另一方面，科學制定城鎮(zhèn)化發(fā)展規(guī)劃。把有條件的東部地區(qū)中心鎮(zhèn)、中西部地區(qū)縣城和重要邊境口岸逐步發(fā)展成為中小城市，引導發(fā)達地區(qū)的二、三產(chǎn)業(yè)向縣城和中心鎮(zhèn)集中，逐步提升工業(yè)水平，完善服務業(yè)體系，推進城鎮(zhèn)化進程，為社會保障服務均等化的實現(xiàn)創(chuàng)造條件。

本文對省際間社會保障服務均等化的研究還存在兩點不足。一是未考慮社會保障內(nèi)部各項目在省際間的差異程度，如目前各省在新農(nóng)保的推進程度和補貼標準上就存有較大區(qū)別。二是未考慮難以量化的管理因素對社會保障服務的影響，而管理水平正是除了供求外影響社會保障服務效果的核心要素。理想的社會保障服務供給路徑應該是，政府在擁有供給能力和供給意愿的基礎(chǔ)上，適當考慮居民需求，盡力減少供給成本，不斷提高管理水平，實現(xiàn)社會保障服務的績效最優(yōu)。

注 釋:

① 其中，我國于2007年調(diào)整了政府收支分類科目，社會保障支出統(tǒng)計口徑有所變化。分時段看，2000—2006年，社會保障支出增長了1.9倍，所占比重提高了1.2個百分點;2007—2010年，社會保障支出增長了0.7倍，所占比重降低了0.8個百分點。(數(shù)據(jù)來源于相應年度的《中國財政年鑒》)

② 盡管2007年前后社會保障支出統(tǒng)計口徑之間存在著一些差別，但其主體內(nèi)容仍然一致，我們對調(diào)整前后統(tǒng)計數(shù)據(jù)的驗算表明，這一數(shù)據(jù)也保持了較強的連續(xù)性。

③ 當然，范圍經(jīng)濟和規(guī)模效應的發(fā)揮是有邊界的，超過一定范圍或規(guī)模，反而形成擁擠效應。

④ 城鎮(zhèn)化率的衡量有兩種口徑:一是用非農(nóng)產(chǎn)業(yè)人口占總?cè)丝诒戎?，二是用城?zhèn)人口占總?cè)丝诒戎亍ｈb于數(shù)據(jù)可得性，本文采用第二種口徑。

⑤ 老年人口撫養(yǎng)比指每百名勞動年齡人口負擔的老年人數(shù)，數(shù)據(jù)來源于全國老齡工作委員會發(fā)布的《2011年度中國老齡事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報》。

⑥ 截至2011年底，我國新農(nóng)合參合率已超過95%，新農(nóng)保試點覆蓋面達到60%，國務院已決定于2012年年底前實現(xiàn)新農(nóng)保制度全覆蓋，進一步消除城鄉(xiāng)間的社會保障制度差異。(數(shù)據(jù)來源于2011年《衛(wèi)生事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報》、《人力資源和社會保障事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報》)

［1］鄭功成.社會保障學［M］.北京:中國勞動社會保障出版社，2005.

［2］彭海艷.我國城鄉(xiāng)社會保障均等化的評價與對策研究［J］.財經(jīng)研究，2007(6):90 －98.

［3］李雪萍，劉志昌.基本公共服務均等化的區(qū)域?qū)Ρ扰c城鄉(xiāng)比較——以社會保障為例［J］.華中師范大學學報，2008(3):18－24.

［4］徐倩，李放.我國財政社會保障支出的差異與結(jié)構(gòu):1998—2009年［J］.改革，2012(2):47－52.

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