呂承超，張學(xué)民

(青島科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，山東 青島 266061)

一、引言與文獻(xiàn)綜述

社會保險是由法律規(guī)定通過向勞動者及雇主籌措資金，并用于勞動者以保障其一旦失去勞動收入后而獲得一定補(bǔ)償?shù)闹贫取３擎?zhèn)社會保險是專門針對城鎮(zhèn)居民所設(shè)立的社會保險，主要包括養(yǎng)老、醫(yī)療、失業(yè)、生育、工傷五個方面。城鎮(zhèn)社會保險制度的建立有利于社會穩(wěn)定，有利于實現(xiàn)社會公平，有利于推動社會進(jìn)步，對社會經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

國內(nèi)外學(xué)者對中國城鎮(zhèn)社會保險進(jìn)行了廣泛研究，主要涉及以下內(nèi)容:第一，關(guān)于養(yǎng)老保險研究。有學(xué)者在測度中國城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險支出水平基礎(chǔ)上分析了制約因素［1］，其中城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險融資問題是影響?zhàn)B老保險的重要因素，建議引進(jìn)名義賬戶融資模式［2］。部分學(xué)者探討了養(yǎng)老制度設(shè)置問題，建議采取靈活的繳費形式，建立動態(tài)調(diào)整機(jī)制［3］。由于人口老齡化可能對養(yǎng)老保險制度產(chǎn)生影響，從而提出了應(yīng)對人口老齡化的政策［4］。第二，關(guān)于醫(yī)療保險研究。醫(yī)療保險基金籌資和支出受多因素影響［5］，需要構(gòu)建社會和商業(yè)醫(yī)療保險互補(bǔ)、共同發(fā)展的多層次城鎮(zhèn)醫(yī)療保險體系［6］。黃楓(2010)利用調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究，提出了醫(yī)療改革政策和路徑［7］。李文沛(2010)通過分析城鎮(zhèn)基本醫(yī)療保險籌資問題，提出了制度層面的解決措施［8］。第三，關(guān)于失業(yè)保險研究。我國失業(yè)保險政策還存在缺陷［9］，且失業(yè)保險制度覆蓋率過低［10］，因此，有學(xué)者構(gòu)建評價指標(biāo)體系以監(jiān)測我國城鎮(zhèn)失業(yè)保險制度［11］，并給出了完善失業(yè)保險的對策建議。

現(xiàn)有研究存在以下不足:多集中于社會保險制度研究，而欠缺對中國城鎮(zhèn)社會保險發(fā)展態(tài)勢研究;多關(guān)注單一保險問題，而忽視對五大保險項目綜合研究;多傾向于社會保險統(tǒng)籌協(xié)調(diào)發(fā)展研究，而缺乏對中國城鎮(zhèn)社會保險發(fā)展非均衡及影響因素的研究。針對目前研究不足，本文借鑒以往研究，以省域和五大城鎮(zhèn)社會保險為研究對象，分析城鎮(zhèn)社會保險空間和項目發(fā)展非均衡，探討影響非均衡發(fā)展因素，驗證其影響程度和顯著性水平。

二、研究方法與數(shù)據(jù)

(一)非均衡研究方法

1．基尼系數(shù)測算及分解方法。Yao提出了分解不均等分組數(shù)據(jù)的基尼系數(shù)測算方法［12］。由于本文中各省參加城鎮(zhèn)社會保險人次不相等，屬于不均等分組數(shù)據(jù)，因此采用Yao的方法來測算和分解基尼系數(shù)。

(1)基尼系數(shù)測算公式。將中國按省份分成n組，Si代表第i省保險①下文不做特殊說明，保險均表示城鎮(zhèn)社會保險?？偸杖?總支出)②本文從社會保險基金收入和社會保險基金支出兩個角度測算和分解基尼系數(shù)。份額，Di代表第i省保險人均收入(人均支出)③城鎮(zhèn)社會保險人均收入(人均支出)=社會保險基金收入(支出)/參加城鎮(zhèn)社會保險人次。，Pi代表第i省參加保險人次④城鎮(zhèn)社會保險參保人次=城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險參保人數(shù)+城鎮(zhèn)基本醫(yī)療保險參保人數(shù)+失業(yè)保險參保人數(shù)+工傷保險參保人數(shù)+生育保險參保人數(shù)。頻數(shù)，i=1，2，…，n。按保險人均收入(人均支出)Di從小到大排序后，基尼系數(shù)G公式如下:

(2)分項目的基尼系數(shù)分解方法。每個省保險可以按照保險項目不同分為K種分項目(k=1，2，…，K)，令Ck為第k種分項目收入(支出)集中率，vk和v分別為各分項目人均收入(支出)和總保險人均收入(支出)，rk=vk/v表示項目k收入(支出)在總收入(支出)中的比重，則:

其中，Qki是項目k從1到i累積收入(支出)比重。令lki為第i省項目k人均收入(支出)，則rki=Pi*lki/vk是第i省項目k收入(支出)在全國項目k總收入(支出)中比重。各省按人均收入(支出)Di由小到大排序，則各省保險收入(支出)基尼系數(shù)可表示為:

shGk表示項目k收入(支出)對總收入(總支出)不均等貢獻(xiàn)率。若shGk為負(fù)，表示該保險項目起到了均衡收入(支出)的作用;反之，則沒有起到均衡收入(支出)的作用，反而拉大了收入(支出)差距。

2．Theil指數(shù)測算及分解方法。泰爾指數(shù)(Theil)利用信息理論熵概念計算個人或地區(qū)收入差距，泰爾指數(shù)值越大，差距越大。

其中，T為泰爾指數(shù)，Yij為i地區(qū)j省保險總收入(總支出)，Y為保險總收入(總支出)，Nij為i地區(qū)j省參加保險人次，N為參加保險總?cè)舜?。Ti為i地區(qū)內(nèi)各省之間差異，Yi和Ni分別是i地區(qū)保險總收入(總支出)和參加保險人次。

其中，TBR和TWR分別為地區(qū)之間的差異和地區(qū)內(nèi)的差異，適用于對兩次分組數(shù)據(jù)加以處理，即某一收入(支出)單元又分為若干亞收入(支出)單元。T為整體收入(支出)泰爾指數(shù)，Ti為每個收入(支出)單元內(nèi)泰爾指數(shù)，TBR為組間泰爾指數(shù)，TWR為組內(nèi)泰爾指數(shù)。

(二)系統(tǒng)GMM估計

為了克服解釋變量內(nèi)生性問題，以便將內(nèi)生解釋變量水平值和差分值作為工具變量而不需要再尋求其他工具變量，本文采用系統(tǒng)GMM估計處理動態(tài)面板數(shù)據(jù)。系統(tǒng)GMM具有更好的有限樣本性質(zhì)，在很大程度上可以解決差分GMM由于工具變量不足而導(dǎo)致的弱工具變量問題，并降低差分GMM估計偏誤，同時提高估計效率①Arellano和Bond(1991)提出“差分GMM”估計法雖較好地解決了內(nèi)生解釋變量導(dǎo)致的估計有偏和非一致性問題，但可能引起由于工具變量不足而導(dǎo)致的弱工具變量問題。Arellano和Bover(1995)重新回到了差分之前的水平方程，通過增加新的有效工具變量來解決工具變量較弱問題，提出了“水平GMM”。Blundell和Bond(1998)將差分和水平方程作為一個方程系統(tǒng)進(jìn)行GMM估計，實現(xiàn)了差分和水平GMM的結(jié)合，稱為“系統(tǒng)GMM”。。

(三)數(shù)據(jù)來源及處理

本文將城鎮(zhèn)社會保險基金收入、支出及參保人次作為衡量中國城鎮(zhèn)社會保險發(fā)展水平指標(biāo)，包括養(yǎng)老、醫(yī)療、失業(yè)、工傷、生育保險等。城鎮(zhèn)社會保險基金收支情況及參保人次數(shù)據(jù)取自2001年至2012年《中國勞動統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》。

三、中國城鎮(zhèn)社會保險發(fā)展非均衡測算及分解

(一)中國城鎮(zhèn)社會保險發(fā)展非均衡現(xiàn)狀

考察期內(nèi)，保險基金收入和支出年均分別增長22.50%和20.91%，都保持兩位數(shù)增長。參加保險人次年均增長13.16%，其中2004年和2009年增長幅度較大。基金人均收入和支出年均分別增長8.25%和6.85%，其中2004年和2009年由于參保人次增長較多，導(dǎo)致人均支出負(fù)增長。

中國城鎮(zhèn)社會保險基金收入和支出均呈現(xiàn)出東、中、西部②本文東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、山東、江蘇、浙江、上海、廣東、廣西、福建、海南，西部地區(qū)包括陜西、甘肅、四川、貴州、重慶、云南、新疆、寧夏、青海、西藏，中部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、黑龍江、吉林、山西、河南、安徽、湖北、湖南、江西。依次遞減趨勢。如表1所示，東部地區(qū)基金收入、支出均處于絕對優(yōu)勢，但從2001年到2012年東部地區(qū)基金收入占全國比重從60.98%下降到58.71%，基金支出占比從59.74%下降到56.77%，優(yōu)勢在逐年下降。中部和西部地區(qū)保險處于弱勢，但保險基金收入和支出占全國比重逐年增加。

表1 中國城鎮(zhèn)社會保險的地區(qū)分布 單位:%

(二)中國城鎮(zhèn)社會保險發(fā)展非均衡測算——基于基尼系數(shù)和Teil指數(shù)

如表2所示，保險支出均大于收入的基尼系數(shù)值和Theil值，說明支出大于收入的非均衡程度。收入和支出非均衡均呈現(xiàn)先下降后上升的“U”型趨勢?？疾炱趦?nèi)可分為兩個階段:第一階段從2001至2006年，收入基尼系數(shù)由0.1632下降到0.0822，年均下降14.07%，Theil指數(shù)由0.0209下降到0.0048，年均下降34.28%;支出基尼系數(shù)由0.1943下降為0.1195，年均下降10.22%，Theil指數(shù)由0.0300下降到0.0107，年均下降22.83%。第二階段2007至2012年，收入基尼系數(shù)由0.0910上升到0.1531，年均上升10.97%，Theil指數(shù)由0.0058上升到0.0166，年均上升23.57%;支出基尼系數(shù)由0.1325上升到0.1856，年均上升6.98%，Theil指數(shù)由0.0130上升到0.0249，年均上升13.97%。

表2 中國城鎮(zhèn)社會保險的基尼系數(shù)和Theil指數(shù)

(三)中國城鎮(zhèn)社會保險發(fā)展非均衡分解

1．分項目非均衡分解——基于基尼系數(shù)分解。分項目收入(支出)對總收入(支出)基尼系數(shù)貢獻(xiàn)主要受兩個變量影響:一是分項目收入(支出)占總收入(支出)比重;二是分項目收入(支出)集中率，即分項目收入(支出)自身存在非均衡。

(1)收入基尼系數(shù)分解。如表3所示，2003－2008年城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險、失業(yè)保險和醫(yī)療保險的收入集中率Ck＞G，說明這三項保險擴(kuò)大了城鎮(zhèn)社會保險收入非均衡。這種趨勢在2008年出現(xiàn)轉(zhuǎn)折，養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險收入集中率Ck＜G，而失業(yè)保險收入集中率Ck＞G，說明從2008年后失業(yè)保險成為拉大非均衡的主要因素。此外，2001－2012年工傷保險收入集中率Ck＜G，說明工傷保險一直起到了抑制社會保險發(fā)展非均衡的作用。

表3 城鎮(zhèn)社會保險基金收入非均衡的基尼系數(shù)分解

(2)支出基尼系數(shù)分解。表4所示，2002－2008年醫(yī)療和生育保險支出集中率Ck＞G，說明二者提高了保險總支出非均衡程度。2008年發(fā)生逆轉(zhuǎn)，醫(yī)療和生育保險支出集中率Ck＜G。自2003年后失業(yè)保險支出集中率Ck＞G，說明失業(yè)保險擴(kuò)大了保險支出非均衡。2001－2012年工傷保險支出集中率Ck＜G，說明工傷保險阻礙了保險非均衡發(fā)展。

表4 城鎮(zhèn)社會保險基金支出非均衡的基尼系數(shù)分解

2．區(qū)域非均衡分解——基于Theil指數(shù)分解。表5所示，保險基金收入和支出區(qū)域內(nèi)部大于區(qū)域之間非均衡對總體非均衡的貢獻(xiàn)度，支出大于收入的區(qū)域內(nèi)貢獻(xiàn)率。區(qū)域內(nèi)部非均衡呈現(xiàn)先降后升的“V”型趨勢。2001－2006年，收入?yún)^(qū)域內(nèi)部差異由0.0173降到0.0044，此后逐漸上升，直至2012年的0.0163。區(qū)域內(nèi)部非均衡對總體非均衡貢獻(xiàn)度呈持續(xù)上升趨勢，收入?yún)^(qū)域內(nèi)貢獻(xiàn)率從2001年82.67%上升到2012年98.13%，支出區(qū)域間貢獻(xiàn)率從2001年92.33%上升到2012年98.93%，說明保險區(qū)域內(nèi)部非均衡在逐漸增大。區(qū)域之間非均衡也呈先降后升的“V”型態(tài)勢。2001－2006年，收入?yún)^(qū)域之間差異由0.0036下將到0.0004，此后逐漸上升，直至2011年0.0013，和支出區(qū)域之間差異態(tài)勢基本一致。區(qū)域之間非均衡對總體非均衡貢獻(xiàn)度呈持續(xù)下降趨勢，收入?yún)^(qū)域間貢獻(xiàn)率從2001年17.33%下降到2012年1.87%，支出區(qū)域間貢獻(xiàn)率從2001年7.67%降到2012年1.07%，說明區(qū)域之間非均衡有所收斂。

表5 城鎮(zhèn)社會保險發(fā)展非均衡的Theil指數(shù)分解

表6表示2001－2012年地區(qū)內(nèi)部非均衡發(fā)展水平。橫向比較，東部地區(qū)內(nèi)部非均衡程度高于中、西部地區(qū)?？v向比較，東、西、中地區(qū)均呈“V”型變化趨勢，收入和支出內(nèi)部非均衡發(fā)展均呈先降后升趨勢。以東部為例，收入地區(qū)內(nèi)部非均衡程度從2001年0.0223下降至2006年0.0048后，在2012年上升到0.0227，基本恢復(fù)到2001年的水平。

表6 2001－2012年城鎮(zhèn)社會保險三大地區(qū)內(nèi)部非均衡

四、中國城鎮(zhèn)社會保險發(fā)展非均衡影響因素分析

(一)影響因素設(shè)計

我國社會保險呈現(xiàn)非均衡發(fā)展態(tài)勢，影響因素分析如下:第一，人均地區(qū)生產(chǎn)總值。社會保險發(fā)展水平與一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相適應(yīng)，人均地區(qū)生產(chǎn)總值作為一項重要的宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)反映了各地區(qū)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行情況，對社會保險發(fā)展產(chǎn)生重要作用。第二，總撫養(yǎng)比。人口年齡結(jié)構(gòu)對社會保險支出會產(chǎn)生一定影響。第三，6歲及以上人口受大專及以上教育人數(shù)。受教育水平越高的地區(qū)，用人單位和勞動者更傾向于依法參加社會保險，繳納社會保險費。第四，城鎮(zhèn)就業(yè)人員工資總額。社會保險基金的重要來源是參保人按其工資收入一定比例繳納的保險費，所以地區(qū)工資水平直接影響社會保險發(fā)展水平。第五，城鎮(zhèn)居民人均收入。社會保險對收入起到了再分配作用，當(dāng)社會保險收入增加時對勞動者個人當(dāng)期可支配收入增加起到了抑制作用，而社會保險以支出方式再次流入到勞動者時，有助于提高勞動者收入。第六，地方財政一般預(yù)算支出。社會保險基金來源的另一途徑是政府對社會保險的財政補(bǔ)貼。第七，循環(huán)累積效應(yīng)①在動態(tài)社會發(fā)展過程中，繆爾達(dá)爾(1957)認(rèn)為社會經(jīng)濟(jì)因素之間存在循環(huán)累積因果關(guān)系，某個偶然因素變化會引發(fā)另一因素的改變，并對前一因素的變化產(chǎn)生強(qiáng)化作用，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)沿最初的因素變化方向發(fā)展，形成循環(huán)累積效應(yīng)。。由于社會保險的來源之一是銀行利息或投資回報，因此不可避免的受到前期保險基金的影響。

(二)計量模型設(shè)定與變量描述

本文構(gòu)建模型式(12)和(13)，其中，SSFIit和SSFEit分別表示第i省第t年城鎮(zhèn)社會保險基金收入和支出，代表城鎮(zhèn)社會保險發(fā)展水平。滯后一期SSFIi，t－1和SSFEi，t－1表示循環(huán)累積效應(yīng)，代表城鎮(zhèn)社會保險的初始發(fā)展水平。GDP表示人均地區(qū)生產(chǎn)總值，反映當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展水平。DR表示總撫養(yǎng)比，代表人口年齡結(jié)構(gòu)對社會保險發(fā)展影響。EDU表示6歲及以上人口受大專及以上教育人數(shù)，反映各地教育水平，由于教育具有明顯的滯后效應(yīng)，在模型構(gòu)建過程中對教育采取滯后若干期處理。SAL和INC分別表示城鎮(zhèn)就業(yè)人員工資總額和城鎮(zhèn)居民人均收入，代表工資和收入水平。LFE為地方財政一般預(yù)算支出，表示地方財政對城鎮(zhèn)保險的影響。對各變量取自然對數(shù)，α是常數(shù)項，μ是個體效應(yīng)，ε是隨機(jī)擾動項。

(三)回歸結(jié)果分析

表7回歸結(jié)果顯示，盡管Arellano-Bond AR(2)說明殘差的二階差分是序列相關(guān)的，但是Arellano-Bond AR(1)說明一階差分不存在序列相關(guān)，所以原殘差序列也是不相關(guān)的。同時，系統(tǒng)GMM估計Sargan過度識別檢驗可以接受“所有工具變量都有效”的原假設(shè)，表明模型所選取的工具變量是恰當(dāng)?shù)模虼?，本文所設(shè)定的模型是恰當(dāng)?shù)摹４送?，被解釋變量的滯后一期在估計模型中均通過1%的顯著性水平檢驗，說明社會保險基金收入和支出循環(huán)累積效應(yīng)顯著，其他變量的顯著性水平則各不相同。

以lnSSFI為被解釋變量估計結(jié)果中，除總撫養(yǎng)比外，其他解釋變量均通過了1%的顯著性水平檢驗。其中，基金收入滯后一期、人均地區(qū)生產(chǎn)總值、地區(qū)教育水平、工資水平和地方財政支出的回歸系數(shù)均顯著大于零，說明這些因素對保險收入具有正向影響。城鎮(zhèn)居民人均總收入系數(shù)為負(fù)的原因可能是由于工資性收入在國民收入中的比例不斷降低，而社會保險繳納方式是以保險人工資收入的比例來計收保險費，所以雖然工資對保險收入具有正向作用，但人均收入?yún)s對保險收入產(chǎn)生負(fù)向影響。其次，以lnSSFE為被解釋變量的估計結(jié)果中，除城鎮(zhèn)就業(yè)人員工資總額不顯著外，其他解釋變量均通過了10%的顯著性水平檢驗。其中，基金支出滯后一期、教育滯后三期和財政支出的回歸系數(shù)均顯著大于零，說明保險支出也存在循環(huán)累積效應(yīng)，且教育、地方財政對保險支出具有正向作用。人均地區(qū)生產(chǎn)總值滯后一期和人均總收入當(dāng)期通過了5%的顯著性水平檢驗，總撫養(yǎng)比滯后一期通過了10%的顯著性檢驗，表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、當(dāng)期收入水平、新出生和老齡人口的增加對保險支出起到了一定的促進(jìn)作用，而人均收入滯后一期卻對社會基金支出產(chǎn)生抑制作用。

表7 模型估計結(jié)果

五、結(jié) 論

本文利用2001－2012年中國城鎮(zhèn)社會保險基金收入和支出數(shù)據(jù)，從養(yǎng)老、醫(yī)療、失業(yè)、工傷、生育五個方面分析中國城鎮(zhèn)社會保險發(fā)展非均衡及影響因素。實證結(jié)果表明:第一，中國城鎮(zhèn)社會保險基金呈現(xiàn)快速增長的勢頭，但是，東部地區(qū)城鎮(zhèn)社會保險發(fā)展處于強(qiáng)勢地位，中部和西部地區(qū)發(fā)展較為落后。第二，保險基金收入和支出的基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)呈現(xiàn)先降后升趨勢，且支出要大于收入的非均衡程度。第三，2008年之前，養(yǎng)老、失業(yè)和醫(yī)療保險擴(kuò)大了社會保險收入非均衡，2008年之后擴(kuò)大社會保險非均衡的因素是失業(yè)保險，而工傷保險自始至終都起到了抑制非均衡的作用。醫(yī)療和生育保險在2008年前后分別對社會保險支出非均衡具有促進(jìn)和抑制作用，工傷保險一直對抑制社會保險支出非均衡具有正向意義。收入和支出區(qū)域內(nèi)部均大于區(qū)域之間非均衡對總體非均衡貢獻(xiàn)度，支出大于收入的區(qū)域內(nèi)貢獻(xiàn)率。東部地區(qū)大于西部和中部地區(qū)的內(nèi)部非均衡程度。第四，循環(huán)累積效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、教育和工資水平以及地方財政對社會保險收入增加具有正向作用。循環(huán)累積效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、當(dāng)期收入水平、新出生和老齡人口的增加、教育、地方財政對社會保險支出提高具有正向作用。

上述結(jié)論對中國城鎮(zhèn)社會保險統(tǒng)籌發(fā)展具有重要的政策含義:第一，要逐步完善、統(tǒng)籌發(fā)展城鎮(zhèn)社會保險制度，逐漸縮小東中西部城鎮(zhèn)社會保險差距，將城鎮(zhèn)社會保險建設(shè)作為新型城鎮(zhèn)化發(fā)展的重要工作。第二，要更加合理分配城鎮(zhèn)社會保險基金支出，多渠道充實社會保障基金收入，統(tǒng)籌全國養(yǎng)老基金，擴(kuò)大工傷保險覆蓋面，完善失業(yè)、生育保險制度，提高保障水平。第三，在統(tǒng)籌全國城鎮(zhèn)社會保險基礎(chǔ)上，各省、自治區(qū)、直轄市要不斷縮小區(qū)域內(nèi)部城鎮(zhèn)社會保險非均衡，做好省級統(tǒng)籌，完善各自社會保險配套措施。第四，要加大教育投資力度，提高城鎮(zhèn)居民工資水平，加大財政支持力度，發(fā)揮商業(yè)保險的補(bǔ)充性作用，并保證相關(guān)政策的穩(wěn)定性和持久性。

［1］張文憲．我國城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險融資問題研究［D］．廈門:廈門大學(xué)博士學(xué)位論文，2006．

［2］黃瑞．人口老齡化趨勢下的中國城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險制度研究［D］．武漢:華中科技大學(xué)博士學(xué)位論文，2008．

［3］楊勇剛，姜澤許．中國城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險支出水平測量模型分析——以城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險的可持續(xù)發(fā)展為視角［J］．河北大學(xué)學(xué)報(哲學(xué)社會科學(xué)版)，2010，(4):58－62．

［4］陳永杰，李偉?。鞘欣夏曦毨丝谂c養(yǎng)老保險制度——以廣州城鎮(zhèn)老年居民養(yǎng)老保險制度為例［J］．學(xué)術(shù)研究，2012，(4):41－46．

［5］王正斌，劉慧俠．多層次城鎮(zhèn)醫(yī)療保險體系發(fā)展研究［J］．中國軟科學(xué)，2003，(2):25－30．

［6］田國棟．城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險基金平衡的影響因素及對策研究［D］．上海:復(fù)旦大學(xué)博士學(xué)位論文，2006．

［7］黃楓．中國城鎮(zhèn)健康需求和醫(yī)療保險改革研究［D］．成都:西南財經(jīng)大學(xué)博士學(xué)位論文，2010．

［8］李文沛．關(guān)于城鎮(zhèn)基本醫(yī)療保險的籌資問題［J］．理論探索，2010，(1):55－63．

［9］張鳳涼．轉(zhuǎn)型期我國城鎮(zhèn)失業(yè)保險政策的缺陷與完善［J］．華南理工大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版)，2001，(3):23－26．

［10］顧昕．通向普遍主義的艱難之路:中國城鎮(zhèn)失業(yè)保險制度的覆蓋面分析［J］．東岳論壇，2006，(3):27－32．

［11］黎民，盧敏．我國城鎮(zhèn)失業(yè)保險制度評估體系設(shè)計探究［J］．福建論壇(人文社會科學(xué)版)，2012，(3):26－30．

［12］Yao，S．On the decomposition of Gini coefficients by population class and income source:a spread sheet approach and application［J］．Applied Economics，1999，(31):1249－1264．