摘要：本文首先对转移支付理论、财政资金替代效应以及公共服务需求理论进行阐述，然后构建面板门槛效应模型，以此分析得出老龄化、转移支付和基本公共服务供给之间的作用机理，最后得出相关结论与启示。
关键词：人口老龄化；基本公共服务；转移支付
一、引言
进入21 世纪以来，中国人口老龄化速度逐渐加快，随之而来的是社会养老成本的上升和养老服务类支出的增加。虽然目前国家已经将人口年龄结构转变和老年人公共服务供给列为重点问题，但是基本公共服务供给不均衡的问题尚未得到有效解决。
二、老龄化背景下转移支付与基本公共服务
基本公共服务供给可以从两方面来进行衡量，即支出规模与支出偏好。从支出规模指标来看，转移支付资金存在“粘蝇纸效应”。这种效应会使政府公共支出规模产生膨胀。因此，基本公共服务支出会因为转移支付的作用而得到扩大，从而推进基本公共服务供给。从支出偏好方面来看，转移支付资金会影响政府支出的选择，但并不会完全决定政府支出，政府支出偏好仍然由许多其他方面的因素共同决定。因此，我们可以这样认为，即转移支付并不能使政府支出在很大程度上偏好于基本公共服务支出，这种作用结果也会导致政府支出仍倾向于非福利支出，下面将用一些实证方法对上述结论进行验证。
三、转移支付对基本公共服务供给影响的模型构建
(一)模型构建
本文旨在分析老龄化、转移支付和基本公共服务供给之间的作用机理，为了便于分析，本文首先建立如下面板模型：
其中，Q 表示基本公共服务供给水平，G 表示转移支付状况，Ag 为财政自给能力状况，N 表示外生控制变量。在实证过程中，由于μit的存在，可能会产生过固定效应，为应对此效应可以进行组内平均，以式(1)减去组内平均得到：
要想求得最优门槛值，就要计算残差平方和，符合最优门槛值的条件就是要使S1(γ)满足：
通过一系列的理论机制探讨与实证分析检验，本文得到如下结论：首先，央地的转移支付可以对地方基本公共服务支出规模产生影响，使其呈不断扩大趋势，但是政府支出偏好并不会受到转移支付的影响；其次，人口老龄化的程度与地方基本公共服务支出规模与比重呈正相关；最后，地方政府支出偏好受到人口老龄化的影响，且通过门槛值检验发现，只有老龄化程度高于门槛值时，转移支付水平才与公共服务供给成呈正相关水平。因此，本文得出如下启示：
中东地区油气资源丰富，战略地理位置特殊，长期以来是大国博弈的重点地区。中东地区民族内外部、宗教派系间矛盾丛生，历史渊源复杂，更加剧了地缘政治格局的复杂性。因此，油气投资者既要识别该地区油气资源风险，更要重点应对投资环境风险。中国石油企业要为未来可能出现的动荡甚至乱局提前做好应对准备。
(二)变量说明
1.被解释变量：包括公共基本服务供给支出规模和支出偏好。用教育、社会保障和就业、医疗卫生与计划生育、环境保护和城乡社区五种指标的人均财政支出总量来衡量支出规模，采用上述五种指标的财政支出总和占地方政府全部财政支出的比重来衡量支出偏好。
首先，选项结果的意义及价值往往会因人而异。在价值哲学研究领域中，主观价值论流派对价值的基本观点是：价值由作为主体的“人”本身所赋予，取决于人本身的欲望、需求、情感、兴趣等主观元素。［9］然而，每个人在这些主观元素上都有着很大的差异。因此，对于失地农民而言，“参与”再就业培训这一选项的价值有多高，以及相对于“不参与”再就业培训这一选项是否更有价值，都会因人而异。
F2 中反映的是人均转移支付与基本公共服务支出比重两者之间的关系。同样，F-1 表示核心解释变量对被解释变量的影响，F-2 表示在F-1 的基础上加入了外生控制变量。可以看出G 在F-1中并没有通过显著性检验，G 在F-2 中的系数为-0.020，显著为负，表明转移支付并不能促进公共服务支出比重的增加。相反地，Ag 指标通过了1%的显著性检验，对基本公共服务的支出比重产生争相影响。
3.外生控制变量：人均收入分权指标和人均支出分权指标。地区的经济情况用人均第二产业增量和人均第三产业增量来反映。
四、老龄化背景下转移制度对基本公共服务供给影响的实证分析
(一)数据来源及统计特征
本文数据选取2009—2017 年全国31 个省(区)的面板数据进行实证分析。本文数据来源于《中国统计年鉴》、《中国财政年鉴》、国家统计局官网等公布的数据。
(二)面板模型结果分析
对于固定效应模型与随机效应模型的选取，本文利用豪斯曼检验进行判断，检验结果对应的P 值为0.0014，说明随机效应模型原假设的检验结果被拒绝，因此，应该建立固定效应回归模型，如表1 所示。
表1 面板回归结果
注：(1)“***”、“**”和“*”分别对应1%、5%和10%显著性水平。
变量 D-人均基本公共服务支出(PS.per) F-基本公共服务支出比重(PS.ratio)D-1 D-2 F-1 F-2 G 0.587*** 0.413*** 0.000 -0.020**Ag 3.218*** 2.098*** 0.910*** 0.610***FD.rev 0.329** 0.205**FD.exp 0.447** -0.665***Ind.per 0.011 0.005***Ser.per 0.162*** 0.025***Urban -0.603*** 0.298***PopD 0.080*** -0.010**个体效应 控制 控制 控制 控制时间效应 控制 控制 控制 控制F 统计量 176.88*** 786.89*** 11.86*** 15.91***R2 0.59 0.96 0.09 0.35
表1 反映了转移支付与地方基本公共服务供给规模的面板回归结果，其中D 部分反映了人均转移支付对人均基本公共服务支出的影响大小，代表央地人均转移支付对地方人均基本公共服务支出规模的影响，D-1 表示核心解释变量对被解释变量的影响，D-2 表示在D-1 的基础上加入了外生控制变量。可以看出，无论D-1 还是D-2，其结果都通过了1%显著性水平检验，即转移支付会促进公共服务供给。且D-2 中G 的系数为0.413，Ind.per 和Ser.per 的系数分别为0.011 和0.162，说明每增加1 单位的人均转移支付就会增加0.413 单位的地方人均基本公共服务支出，同理，每有一单位二产总值和三产总值的增加，就会造成0.011 和0.162 单位基本公共服务供给的增加，而人均第二产业生产总值和第三产业生产总值每增加1 个单位，地方基本公共服务支出分别增加0.011 和0.162 个单位。因此，可以看出，相比于经济增长的影响，转移支付对政府公共服务支出的推进作用更大。其次，可以看出Ag 系数为2.098，显著为正，且通过了1%的显著性检验，说明老年人口比例越高，对公共服务支出的提升作用越大，无论从老年公共服务设施还是社会养老服务机构，人口老化均促进了居民对公共服务的进一步需求。此外，Urban、PopD 两个指标的均通过了1%的显著性检验，说明这两个指标也与公共服务支出规模有显著的相关性。
例2 “平面外一条直线与此平面内的一条直线平行，则该直线与此平面平行”是一个复合命题，其正确的命题网络表征如图1所示.
(三)门槛模型结果分析
基于以上转移支付对公共服务供给支出规模和支出比重的影响，接下来将进行门槛效应检验。人口老龄化程度是影响公共服务供给的重要因素，为了检验这一结论，本文将人口老化程度设为门槛变量。通过对F 进行检验可以发现单门槛效应的存在，门槛1 估计值为9.5623，但是双门槛检验的效果并不明显，估计值仅为0.11，说明只存在单门槛效应(表2)。
表2 门槛效应检验和门槛值估计
门槛模型(F) 单门槛检验 双门槛检验F 值 18.28 12.30 P 值 0.04 0.11门槛变量(Aged) 门槛1 门槛2估计值 9.5623 7.0754 95%置信区间 (9.5043，9.7437) (6.6396，7.0974)
3.自动驾驶功能驾驶员有不当适用，但不违背道路交通安全法律法规，不是造成严重交通事故的直接原因，这种情况下也只能采用“过错推定”制，由驾驶员承担交通肇事的法律责任；
面板门槛模型研究方法分为两步，即首先研究确定门槛效应是否存在，若存在的话，要确定其门槛值的置信区间，此时，原假设与似然比统计量如下：
从以上分析可以发现，地方政府的支出偏好会受到人口老龄化的影响，老年人口比例越大，地方政府越倾向于将资金投入福利性支出。因此，人口老龄化会使得基本公共服务支出的比重逐渐上升，并使政府转移支付资金使用偏好发生改变，使其更倾向与公共服务供给侧。
2.核心解释变量：核心解释变量为转移支付水平，本文用人均一般性转移支付、人均专项转移支付和人均税收返还来反映。老龄化水平=65 岁及以上人口/总人口数量。
经过上面的门槛效应检验，再对F 进行单门槛下进行固定效应模型回归。可以发现，当人口老龄化程度未达到门槛值时，虽然通过了显著性检验，但是转移支付的增加或促使基本公共服务支出比重降低，两者呈负相关趋势。当人口老龄化从程度超过9.5623 时，人均转移支付与基本公共服务支出占比呈现出正相关趋势，且相关系数为0.045，及1 单位转移支付的增加会带来0.045 单位公共服务供给支出比重的增加。(见表3)
五、结论与启示
随后检验门槛效应是否显著，构造F 统计量：
罗邦尧等[3]用镁治疗心绞痛34例，方法是25%硫酸镁5ml加入25%葡萄糖溶液40ml中静注，每日1次，12次为1疗程。结果病人症状均有所改善。灌注镁溶液可刺激前列腺环素的释放，对冠状动脉疾病患者产生的作用与灌注前列腺环素作用是相似的。这类作用包括使冠状血管阻力下降，静息时冠状动脉血流量增加，心肌乳酸产生减少，快速心房起搏诱发心绞痛所需的时间延长。
表3 单门槛面板模型回归结果
注：“***”、“**”和“*”分别对应1%、5%和10%显著性水平。
变量 M2-地方基本公共服务支出比重(PS.ratio)FD,rev 0.228***FD.exp -0.704***Ind.per -0.111*Ser.per 0.029***Urban 0.318***PopD -0.015***解释变量 Ag ≤9.7428 -0.021***Ag ＞ 9.7428 0.045**控制变量
(一)促进基本公共服务供给，实现基本公共服务均等化
目前，公共服务供给准则存在一定失调性，人口老龄化作为社会人口结构转变必经的发展过程，若持续忽略则会对经济与社会产生不利影响。因此，对于这类社会问题的解决要求政府精确衡量支出的正确方向，制定相关考核机制与政策，以问题的根本出发判断政府支出偏好，实现基本公共服务有效供给。积极利用转移支付缩小地区间磁力差距，重点针对专项拨款立项准则，建立严格准入制度，充分挖掘项目潜力，提高项目效率。
(二)规范转移支付资金，提高利用效率
政府专项转移支付资金更多依赖于政府偏好，而政府不可能将资金投入到每个方面，因此必然会导致政府支出在某个方面产生偏向，且专项转移支付资金冗多复杂，使用不当反而会拉大地方间财政差距。因此对于未来的转移支付制度，应着重提高一般性转移支付比重，适当减少专项转移支付比重，从而提高资金使用效率，缩小地区间财政差距。
从国际经验看，许多国家设有专门机构负责财政转移支付工作，而我国在这方面则相对欠缺。对此，应当设立专业机构，一方面对地区间的差异机制进行分析，针对不同地区间财政差异与经济社会发展情况制定不同转移支付政策；另一方面，建立合理的审批分配机制，优化分配流程。
(三)针对不同地区老龄化程度制定相应转移支付政策
人口老龄化程度越严重的地区对公共服务供给的需求越高，因此可以人口年龄结构变化为指标，对于老龄化程度较低的地区，可以适当将财政支付分配于经济发展项目，而对于老龄化程度较高地区，可将转移支付资金侧重于公共服务供给，从而缩小地区间差异水平。
总之，在建筑建设中质量和安全是两个至关重要的方面，对质量安全展开严格的监督，让建筑的建设符合各方面的要求，促进建筑业的整体发展，需要监管人员明确自身的责任，做好各方面的检查和监督工作，保证监督的高质量运行。
参考文献：
[1]付文林,沈坤荣.均等化转移支付与地方财政支出结构[J].经济研究,2012(5).
[2]宋小宁,陈斌,梁若冰.一般性转移支付：能否促进基本公共服务供给?[J].数量经济技术经济研究,2012(7).
[3]郭世芹,邹杰.我国农村居民非生产性公共品消费影响因素研究——基于转移支付、地方政府供给与公共产品价格的实证分析[J].价格理论与实践,2015(10).
中图分类号：C924.24
文献识别码：A
文章编号：1001-828X(2019)024-0003-02
作者简介：高 莹(1994-)，女，汉族，辽宁铁岭人，广西师范大学经济管理学院硕士研究生，主要从事区域与城市经济研究。
标签：公共服务论文; 支出论文; 转移支付论文; 门槛论文; 变量论文; 社会科学总论论文; 人口学论文; 世界各国人口调查及其研究论文; 《现代经济信息》2019年第24期论文; 广西师范大学经济管理学院论文;