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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（责任编辑 焦德武）
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