提升最低生活保障標準對財政支出和經濟增長的影響研究

楊立雄++楊俊

摘要：從相對值看，北京市最低生活保障標準偏低，為此有學者提出采用修正的馬丁法計算北京市最低生活保障標準，采用新方法計算得到的標準在現有的基礎上提高了20%～30%。研究表明，提升北京市最低生活保障標準對北京市財政支出影響不大，而且最低生活保障支出占財政總支出的比重呈現下降趨勢，預計將從2011年的0.25%的水平下降到2020年的0.14%到0.16%之間。研究還表明，北京市最低生活保障制度的乘數效應在0.9～1.5之間，將最低生活保障標準從原來的500元提高到644元的時候，最低生活保障總開支從6.27億元提高到11.6億元，其對經濟增長的貢獻也提高到10.4～17.4億元之間。因此，采用修正的馬丁法提升最低生活保障標準完全可行。

關鍵詞：最低生活保障標準；財政支出；經濟增長；北京市

中圖分類號：C913.7 文獻標志碼：A 文章編號：1001-862X（2016）05-0135-007

1996年7月1日，北京市正式實施城市居民最低生活保障制度。制度建立之初，北京市采用市場菜籃子法（后改為恩格爾系數法）計算最低生活保障標準。從絕對值看，北京市最低生活保障標準位居全國前列（僅低于上海市）；但是從相對值看，卻不容樂觀。以2012年為例，北京市城市居民最低生活保障替代率（即城鎮居民最低生活保障標準與城鎮人均可支配收入的比）排在全國第20位，最低生活保障受助率（即最低生活保障受助人數與戶籍人口的比）和最低生活保障財政支出比例（即最低生活保障財政支出與總財政支出的比）均排在全國倒數第一位。

長期偏低的最低生活保障標準造成北京市貧困群體與社會平均收入的差距越拉越大，貧困群體難以共享社會發展成果。對此，多位學者提出提高最低生活保障標準的建議（楊立雄，胡姝，2010，2013）。那么，提高最低生活保障標準會對北京市財政支出以及經濟增長造成什么影響？這是本文要解決的兩個重點問題。

一、調整最低生活保障標準對

北京市財政支出的影響

為分析提高最低生活保障標準對財政支出所產生的影響，首先要分析提高標準后對北京市的貧困發生率將會產生何種影響。為此，需要分析收入分布與貧困發生率的關系，在此參考劉黎明等（2013：22）的研究思路，將收入的累積分布函數寫為：

其中y為月度的收入水平，F（y）是該收入水平所對應的累積分布概率水平，s為參考劉黎明等（2013）提出的修正參數，α和β是分布函數參數。

給定某個最低生活保障標準（記為y），低于該收入標準的個人占總人口的比重等于F（），這就是在該最低生活保障標準下理論貧困發生率。由于各種原因（例如自愿放棄領取最低生活保障待遇），實際貧困發生率可能低于理論貧困發生率。參考劉黎明等人（2013：67）的思路，在給定最低收入標準（）的條件下，最低生活保障總支出可以寫為：

最低生活保障標準的兩種調整方案對貧困發生率和最低生活保障財政支出的影響有所區別。以圖1為例，由于新標準1低于第二個5%的人群的平均收入水平，則最低生活保障補貼只影響前5%的人，圖1中的陰影部分是新標準下提高的最低生活保障支出（收入分組中的平均收入數據參考附件1和附件2）。如果新標準2高于最低10%的人群的平均收入，則最低生活保障補貼將影響最低的10%的人群，圖2中的陰影是新標準下提高的最低生活保障支出，比新標準1對應的補貼要增加一塊陰影面積。所以在新標準2下，無論是貧困發生率還是最低生活保障總支出都要大幅度增加。

現利用（1）式來測算最低生活保障標準調整后所產生的影響。

假定初始最低生活保障標準記為，調整后的最低生活保障標準記為（滿足>）；對應的理論貧困發生率為F（），對應的理論貧困發生率為F（）。因最低生活保障標準調整而造成的貧困發生率的變動（記為ΔF）滿足如下關系方程：

因調整最低生活保障標準而導致的最低生活保障總支出的變動（記為ΔE）滿足如下關系方程：

基于2011年收入分組數據估計收入的累積分布函數，參考劉黎明等（2013：24）的方法，將y1/S視為自變量，將F（y）視為因變量，利用matlab軟件的非線性擬合方法進行估計。2011年，北京市的最低生活保障人數為11.7萬人，受助率為1.2%。假設貧困人口中有45%的人口可能成為最低生活保障對象，由此擬合的收入分布的估計結果為：

基于本文對累積收入函數的估計，結合北京市2011年的最低生活保障標準和戶籍人口的數量，計算得到北京市的理論貧困發生率約為2.8%（35.78萬人），以2011年的實際標準（500元/月）計算，財政支出應為7.38億元；但實際受助率僅為1.2%（11.73萬人），財政支出6.27億元。測算結果顯示的理論貧困發生率高于實際貧困發生率，同時最低生活保障投入的理論值也高于實際值，其關系如表1。雖然理論測算出的貧困對象的43%的人得到了最低生活保障待遇，但是他們得到的待遇占實際測算待遇的比重卻高達85%，這說明理論測算的最低生活保障對象中更多是收入較低的人得到了補貼，其人均補差高于理論最低生活保障對象整體的補差。而收入相對較高的理論最低生活保障對象的補差較低，雖然沒有獲得待遇，但是人數的下降規模大于最低生活保障投入的下降。在下文的估計中假定實際水平和理論水平之間的比例關系維持不變。

采用新標準，將2011年最低生活保障標準從500元提高到644元，則受助率從1.2%提高到1.89%，財政支出從6.27億元增加到11.60億元，最低生活保障財政支出比重從0.14%提高到0.25%，具體計算結果見表2。

采用修正的馬丁法，推算出北京市2011—2020年最低生活保障標準，具體結果見表3。在低標準方案中，最低生活保障標準從2011年的644元提高到2020年的1074元，計算結果表明，受助率將從1.89%下降到1.33%，最低生活保障支出從11.6億元提高到14.4億元，最低生活保障支出比重從0.25%下降到0.16%。在高標準方案中，最低生活保障標準從2011年的644元提高到2020年的1371元，計算結果表明，受助率從1.89%下降到1.25%，最低生活保障支出從11.6億元提高到17.5億元，最低生活保障支出比重從0.25%下降到2020年的0.14%。

研究表明，采用新的最低生活保障標準后，無論是高標準方案還是低標準方案，貧困發生率都保持緩慢下降的趨勢，同時最低生活保障支出占財政總支出的比重也不斷下降。研究表明，提升北京市現行最低生活保障標準后，保障人數并不會大幅度增加，財政支出也在可以承受的范圍之內。

二、調整最低生活保障標準對經濟增長的影響

最低生活保障制度是通過對高收入者征收稅收，并將稅收收入轉移支付給低收入者的公共政策。根據邊際消費率遞減原理，低收入者的邊際消費率遠高于高收入者，所以1單位資金從高收入者那里轉移到低收入者處，雖然高收入者的消費會下降，但是低收入者消費的增加大于高收入者消費的下降，所以通過最低生活保障制度的轉移支付，使得社會的總消費水平提高。

最低生活保障乘數可以反映最低生活保障標準的變動所導致的經濟增長的程度。記最低生活保障轉移支付的資金規模為ΔT，低收入者的邊際消費率為β，高收入者的邊際消費率記為β，同時記社會平均的邊際消費率為β。由于最低生活保障轉移支付的資金，低收入者的消費上升所帶來的產出的規模的擴大記為REV。在第一輪交易中，獲得ΔT的低收入者將其中ΔT·β的部分用于消費，所以第一輪交易所導致的產出的增加為ΔT·β，而第二輪交易的產出增加為ΔT·β·β，由于交易的對象可能是社會中的任一個個體，所以使用社會平均的邊際消費率。

同時，由于高收入者被征收了規模為ΔT的稅收，所以其消費將下降，這使得一系列原本可能的消費過程無法實現，從而導致經濟產出的減少。將對高收入者征稅所導致的經濟產出的下降記為COST，滿足如下方程：

假定高收入者的邊際消費率為0.2，低收入者的邊際消費率為0.9，社會平均邊際消費率為0.6，則最低生活保障乘數為1.75，也就是最低生活保障每轉移支付1單位資金，經濟產出可以提高1.75個單位。利用（12）式，結合不同收入群體的邊際消費率的水平就可以測算出最低生活保障制度支出對經濟產出的貢獻水平。

因為計量經濟學研究證明面板數據分析的結果相比簡單最小二乘法更為有效，下文的測算將建立在面板數據方法的估計結果的基礎上。研究所涉及的變量的描述統計特征見表4，變量間的相關系數情況見表5，消費對收入的散點圖見圖4。

利用北京市的平均消費和平均收入的數據，采用面板數據方法的估計結果如下：

相應地，邊際消費率和平均消費率的估計結果如下：

參照上文對北京市消費方程的估計結果，將分組平均收入的數據代入估計方程，從而可以估計出各分組人均的邊際消費率和平均消費率。并在此基礎上可以對最低生活保障制度的乘數效應進行估計。考慮到不同的最低生活保障制度的資金來源，最低生活保障乘數有呈現水平的差異。如果政府在不提高稅收的條件下直接提高低收入者的收入，此時最低生活保障乘數效應的水平記為θ1，滿足如下方程：

其中βL是低收入者的邊際消費率，β是社會平均的邊際消費率。如果政府通過對高收入者征稅來籌集資金，最低生活保障制度的乘數效應則記為θ2，滿足如下方程：

其中βH是高收入者的邊際消費率。

比較兩種情況可知，由于第二種情況下政府向高收入者征稅將減少高收入者的消費，從而減少了其對產出的貢獻水平，所以第一種情況的乘數水平更高，滿足θ1>θ2。根據面板數據法的估計結果，將八分位組的分組平均收入數據帶入估計方程，從而可以估計出各分組人均的邊際消費率和平均消費率，具體見表6。

計算結果表明，如果最低生活保障制度的資金來源不依賴于對分組人群的稅收收入的增加，那么最低生活保障制度的乘數水平約為1.5，也就是最低生活保障制度每多轉移1單位的資金，社會總產出水平將提高1.5個單位。如果通過提高最高收入群體的稅收來為最低生活保障制度提供資金，則低收入者消費水平的提高是以高收入者消費水平下降為成本的，所以扣除掉高收入者消費下降的負面作用，最低生活保障制度的乘數水平約為0.9，這說明每當最低生活保障制度增加1單位資金的轉移支付，社會總產出會提高0.9個單位。據此，可以計算出不同的最低生活保障標準下對產出的貢獻水平。具體計算結果見表7。

研究結果表明，在2011年的最低生活保障標準下（500元/月），北京市最低生活保障財政支出6.27億元，對經濟增長的貢獻水平在5.6～9.4億元之間。當最低生活保障標準提高到644元時，最低生活保障支出將提高到11.6億元，對經濟增長的貢獻也提高到10.4～17.4億元之間。

三、結 論

本研究利用2011年的北京市的收入分組數據，參考劉黎明等（2013）的研究思路，使用數學軟件Matlab的非線性擬合方法來推導北京市的收入分布的累積密度函數。然后結合給定的最低生活保障標準，利用收入分布的累積密度函數測算出與該最低生活保障標準對應的最低生活保障制度總支出的規模。測算的結果顯示：理論貧困發生率高于實際貧困發生率，同時最低生活保障投入的理論值也高于實際值。以2011年為例，根據測算的理論貧困發生率為2.8%，而實際貧困發生率為1.2%，所以實際貧困發生率占理論貧困發生率的比重為43%。理論最低生活保障總支出為7.38億元，而實際最低生活保障總支出為6.27億元，實際水平占理論最低生活保障總支出的比重為85%。將最低生活保障標準提高到644元后，則實際最低生活保障率將從1.2%提高到1.9%，同時最低生活保障實際投入估計從6.27億元提高到11.60億元，最低生活保障投入將增加5.33億元。對2011—2020年的數據模擬結果顯示，當采用了新的最低生活保障標準后，無論是未來的高增長率情況還是低增長率情況，貧困發生率水平都保持緩慢下降的趨勢，同時最低生活保障支出占財政總支出的比重也不斷下降，預計將從2011年的0.25%的水平下降到2020年的0.14%到0.16%之間。

本研究利用從1997年到2011年的北京市的不同收入個體的可支配收入和消費水平的數據為基礎建立計量經濟學模型，采用最小二乘估計法和面板數據回歸方法對北京市的消費函數進行了估計，然后通過對消費函數求導得出邊際消費率函數。接著將北京市分組平均收入的數據代入估計方程，從而可以估計出各分組人均的邊際消費率和平均消費率，并在此基礎上對最低生活保障制度的乘數效應進行估計。研究結果顯示：如果最低生活保障制度的資金來源不依賴于對分組人群的稅收收入的增加，那么（下轉第154頁）（上接第140頁）最低生活保障制度的乘數水平約為1.5，也就是最低生活保障制度每多轉移1單位的資金，社會總產出水平將提高1.5個單位。如果是通過提高社會上收入最高群體的稅收來為最低生活保障制度提供資金，則低收入者的消費水平的提高是以高收入者消費水平下降為成本的，所以扣除掉高收入者消費下降的負面作用，最低生活保障制度的乘數水平約為0.9，這說明每當最低生活保障制度增加1單位資金的轉移支付，社會總產出會提高0.9個單位。也就是說基于北京市的數據，以當前收入最低的2%的人群為社會救助對象時，最低生活保障制度的乘數效應的規模在0.9～1.5之間，所以由于最低生活保障標準的調整而導致最低生活保障制度每增加1單位資金的轉移支付時，社會總產出將會提高0.9～1.5個單位的水平。將最低生活保障標準從原來的500元提高到644元的時候，最低生活保障總開支從6.27億元提高到11.6億元，其對經濟增長的貢獻也提高到10.4～17.4億元之間。

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（責任編輯 焦德武）