楊天宇

(中國人民大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京 100872)

一、引言

近年來我國居民收入差距不斷擴(kuò)大，收入再分配正是緩解這一問題的重要工具。然而，目前我國的收入再分配還難以發(fā)揮促進(jìn)社會(huì)公平的作用。若以轉(zhuǎn)移性收入來代表收入再分配，轉(zhuǎn)移性收入雖然縮小了城鎮(zhèn)內(nèi)部收入差距，卻擴(kuò)大了農(nóng)村內(nèi)部和城鄉(xiāng)收入差距，總的效果是擴(kuò)大了居民總體收入差距[1]。出現(xiàn)這種結(jié)果其實(shí)并不奇怪，因?yàn)檗D(zhuǎn)移性收入分配本身就是不平等的[2]。本文的主要目的，就是要弄清楚我國居民轉(zhuǎn)移性收入不平等的形成原因，并以此為基礎(chǔ)探討如何縮小居民轉(zhuǎn)移性收入不平等。

眾所周知，轉(zhuǎn)移性收入是收入再分配反映在居民收入上的載體，這種收入本身的分配不平等，顯然無法促進(jìn)社會(huì)公平。轉(zhuǎn)移性收入分配的不平等，必定是由于轉(zhuǎn)移性收入的各組成部分出現(xiàn)了分配不平等。根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)定義，轉(zhuǎn)移性收入是指國家、單位、社會(huì)團(tuán)體對居民家庭的各種轉(zhuǎn)移支付，以及居民家庭間的收入轉(zhuǎn)移，具體來說包括養(yǎng)老金或離退休金、價(jià)格補(bǔ)貼、撫恤和社會(huì)福利救濟(jì)、贍養(yǎng)收入、親友贈(zèng)送、搭伙費(fèi)和記賬補(bǔ)貼等。從《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》公布的人均轉(zhuǎn)移性收入數(shù)據(jù)來看，具有收入再分配功能的政府轉(zhuǎn)移性支付，即養(yǎng)老金或離退休金、價(jià)格補(bǔ)貼、撫恤和社會(huì)福利救濟(jì)等，在全部人均轉(zhuǎn)移性收入中占據(jù)主導(dǎo)地位。換句話說，轉(zhuǎn)移性收入的不平等，意味著上述各分項(xiàng)收入，尤其是屬于政府轉(zhuǎn)移性支付的各分項(xiàng)收入出現(xiàn)了分配不平等。

黨的十九大報(bào)告提出“履行好政府再分配調(diào)節(jié)職能，加快推進(jìn)基本公共服務(wù)均等化，縮小收入分配差距”，這就要求我們通過收入分配制度改革，努力縮小轉(zhuǎn)移性收入的不平等。而要達(dá)到這個(gè)目的，我們就需要清楚轉(zhuǎn)移性收入不平等的大小及其形成原因。例如，從分項(xiàng)收入看，哪種類型轉(zhuǎn)移性收入的分配增加了轉(zhuǎn)移性收入不平等？從影響因素看，哪些家庭特征因素影響了轉(zhuǎn)移性收入不平等？如何通過調(diào)整轉(zhuǎn)移性收入分配來緩解轉(zhuǎn)移性收入不平等？現(xiàn)有研究轉(zhuǎn)移性收入的文獻(xiàn)，主要分析了轉(zhuǎn)移性收入不平等對居民總體收入不平等的影響，但這種分析很少涉及轉(zhuǎn)移性收入不平等本身的形成原因，因此難以回答上述問題。本文試圖從轉(zhuǎn)移性收入的收入來源和影響因素的角度，考察我國居民轉(zhuǎn)移性收入不平等的形成原因，期望可以為有關(guān)部門履行政府再分配調(diào)節(jié)職能提供經(jīng)驗(yàn)支持和政策參考。

二、關(guān)于轉(zhuǎn)移性收入不平等的文獻(xiàn)評論

已有研究轉(zhuǎn)移性收入不平等的文獻(xiàn)，可以分為三個(gè)方面：轉(zhuǎn)移性收入不平等與總收入不平等的關(guān)系；轉(zhuǎn)移性收入不平等的測算；轉(zhuǎn)移性收入不平等的影響因素分析。

學(xué)術(shù)界對中國轉(zhuǎn)移性收入不平等的研究，主要集中在轉(zhuǎn)移性收入不平等與總收入不平等的關(guān)系上。黃祖輝等人的論文是這方面比較早的文獻(xiàn)[1]。他們運(yùn)用GE指數(shù)分解法，發(fā)現(xiàn)1993～2001年的轉(zhuǎn)移性收入縮小了城鎮(zhèn)內(nèi)部居民收入差距，但同時(shí)擴(kuò)大了農(nóng)村內(nèi)部和城鄉(xiāng)居民收入差距，即存在逆向調(diào)節(jié)的情況。此后楊穗等人利用基尼系數(shù)得出了相同的結(jié)論[3]。此外，還有許多文獻(xiàn)對轉(zhuǎn)移性收入的重要組成部分(如政府轉(zhuǎn)移性支出或社會(huì)保障)進(jìn)行了分析，如朱國才運(yùn)用計(jì)量分析方法研究了政府轉(zhuǎn)移性支出對收入差距的影響[4]，高文書用基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)測算了收入差距并研究了社會(huì)保障對收入差距的影響等[5]。他們得出的結(jié)論也都認(rèn)為，政府的轉(zhuǎn)移性支出或社會(huì)保障缺乏再分配效應(yīng)。但也有學(xué)者提出了相反的觀點(diǎn)，如郭慶旺利用UL模型和2007年住戶調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)政府轉(zhuǎn)移性支出對全國、城鎮(zhèn)和農(nóng)村的收入差距都有縮小的作用[6]。產(chǎn)生分歧的原因可能與數(shù)據(jù)來源不同和計(jì)算誤差有關(guān)。郭慶旺只計(jì)算了居民得自政府的轉(zhuǎn)移性收入，而由此測算出轉(zhuǎn)移性收入僅導(dǎo)致農(nóng)村內(nèi)部基尼系數(shù)下降了0.0093，這樣微弱的作用很可能就是由于數(shù)據(jù)來源不同和計(jì)算誤差導(dǎo)致的。但它至少說明，即使轉(zhuǎn)移性收入在農(nóng)村內(nèi)部真的存在再分配效應(yīng)，也是十分微弱的，而這其實(shí)與黃祖輝論文的結(jié)論并無本質(zhì)差別。

與上述研究相比，學(xué)術(shù)界對中國轉(zhuǎn)移性收入不平等本身的測算相對較少。田衛(wèi)民利用宏觀數(shù)據(jù)計(jì)算了城鄉(xiāng)居民的轉(zhuǎn)移性收入基尼系數(shù)，發(fā)現(xiàn)在2002～2010年間，城鎮(zhèn)居民轉(zhuǎn)移性收入基尼系數(shù)由0.349下降到0.306，農(nóng)村居民轉(zhuǎn)移性收入基尼系數(shù)由0.456下降到0.308[7]。楊天宇和曹志楠同樣利用宏觀數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)2002～2011年全國居民的轉(zhuǎn)移性收入基尼系數(shù)由0.684下降到0.554[2]。這兩項(xiàng)研究都是采用宏觀數(shù)據(jù)，而宏觀數(shù)據(jù)只能觀察到組間影響，無法觀察到組內(nèi)影響，因此容易低估不平等程度。

關(guān)于中國轉(zhuǎn)移性收入不平等的影響因素分析，相關(guān)文獻(xiàn)還很少，其中從收入來源和家庭特征角度分析轉(zhuǎn)移性收入不平等成因的文獻(xiàn)，筆者還未發(fā)現(xiàn)。從影響因素來看，鄒杰利用2000～2013年省級面板數(shù)據(jù)，實(shí)證研究了財(cái)政支農(nóng)支出對城鄉(xiāng)轉(zhuǎn)移性收入不平等的影響，但該項(xiàng)研究沒有涉及收入來源和家庭特征的影響，而這可能是我們理解轉(zhuǎn)移性收入不平等的關(guān)鍵[8]。一些文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，我國轉(zhuǎn)移性收入的不平等與政府轉(zhuǎn)移性支出的瞄準(zhǔn)機(jī)制失靈有很大關(guān)系[9]，而瞄準(zhǔn)機(jī)制的失靈很有可能反映在家庭特征上，即政府的轉(zhuǎn)移性支出可能并沒有使最需要幫助的家庭受益。這就需要我們關(guān)注家庭特征對轉(zhuǎn)移性收入不平等的影響。

從文獻(xiàn)的梳理可以看出，已有文獻(xiàn)對轉(zhuǎn)移性收入不平等的形成原因缺乏深入分析。本文利用CHFS2011的微觀數(shù)據(jù)，首先依據(jù)Lerman 和Yitzhaki提出的基尼系數(shù)分解法，分析收入來源對轉(zhuǎn)移性收入不平等的影響[10]，然后利用基于回歸的收入差距指數(shù)分解法，從家庭特征角度分析轉(zhuǎn)移性收入不平等的形成原因，最后利用分位數(shù)回歸分析不同收入分位點(diǎn)上的家庭特征對轉(zhuǎn)移性收入不平等的影響。其中，家庭特征角度分析和分位數(shù)回歸可以讓我們看清楚，轉(zhuǎn)移性收入的瞄準(zhǔn)機(jī)制出現(xiàn)了哪些偏誤。例如，如果高收入分位點(diǎn)上的家庭獲得的轉(zhuǎn)移性收入顯著高于低收入分位點(diǎn)上的家庭，則說明轉(zhuǎn)移性收入未能向低收入階層傾斜，需要改善相應(yīng)的瞄準(zhǔn)機(jī)制，而不僅僅是增加轉(zhuǎn)移性收入。通過以上過程，本文試圖找到轉(zhuǎn)移性收入不平等的具體成因，并給出有針對性的政策建議。

與以往研究不同，本文的創(chuàng)新之處主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面：第一，利用大型微觀數(shù)據(jù)庫測算了中國居民轉(zhuǎn)移性收入不平等的程度；第二，具體研究了各項(xiàng)收入來源和家庭特征對轉(zhuǎn)移性收入不平等的影響，這大大擴(kuò)展了我們對轉(zhuǎn)移性收入不平等形成原因的理解，有助于提出更合理的政策建議。

三、理論分析、研究方法和數(shù)據(jù)來源

(一)理論分析

黨的十九大報(bào)告指出，我國社會(huì)主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾。本文研究的居民轉(zhuǎn)移性收入不平等，正是不平衡不充分發(fā)展的體現(xiàn)。具體來說，有以下方面：

1.我國長期以來存在著區(qū)域之間、城鄉(xiāng)之間的發(fā)展差距，由此造成了區(qū)域之間和城鄉(xiāng)之間政府財(cái)力的差距。轉(zhuǎn)移性收入的主要來源是政府的轉(zhuǎn)移支付，若政府財(cái)力存在差距，則必然導(dǎo)致離退休金、養(yǎng)老金、政府補(bǔ)貼、失業(yè)保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)等方面的社會(huì)保障標(biāo)準(zhǔn)差距，從而造成區(qū)域和城鄉(xiāng)戶籍居民之間轉(zhuǎn)移性收入的不平等。

2.不同所有制企業(yè)之間的社會(huì)保障標(biāo)準(zhǔn)差別很大，非國有企業(yè)普遍沒有建立與國有企業(yè)一致的分享機(jī)制。例如，企業(yè)年金制度在國有企業(yè)中已普遍建立，在非國有企業(yè)中卻很罕見，這就形成了轉(zhuǎn)移性收入不平等。

3.雖然我國社會(huì)生產(chǎn)力水平已經(jīng)顯著提高，但讓人民共享經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果的制度建設(shè)還很不完善。例如，教育程度越高的家庭就越有可能享有更高的轉(zhuǎn)移性收入，而低學(xué)歷的家庭卻缺乏獲得轉(zhuǎn)移性收入的渠道；住房公積金、政府補(bǔ)貼和失業(yè)保險(xiǎn)只能由企事業(yè)和政府機(jī)關(guān)的工作人員享有，而農(nóng)村貧困家庭卻沒有渠道享有這幾項(xiàng)收入，這也造成了轉(zhuǎn)移性收入不平等。

上述不平衡不充分發(fā)展的問題，都指向了我國居民轉(zhuǎn)移性收入的來源和家庭特征問題，因此，本文準(zhǔn)備從這兩個(gè)方面入手，研究居民轉(zhuǎn)移性收入不平等形成的原因。

(二)研究方法

基尼系數(shù)是衡量居民收入差距的常用指標(biāo)，本文采用按照收入來源測算和分解基尼系數(shù)的方法，考察轉(zhuǎn)移性收入各組成部分對轉(zhuǎn)移性收入不平等的影響。總體基尼系數(shù)以及偽基尼系數(shù)(即基尼系數(shù)集中率)的計(jì)算方法主要參考Yao的論文[11]。該方法的主要原理如下：

將總?cè)丝诜譃閚個(gè)收入組(每個(gè)收入組可以包含1個(gè)人，1個(gè)家庭，或者多個(gè)人)。本文將1個(gè)家庭看作1個(gè)收入組。設(shè)pi為第i個(gè)收入組人數(shù)占總調(diào)查人數(shù)的比重，mi為第i個(gè)收入組的平均收入，并按照mi的大小對這n個(gè)收入組進(jìn)行升序排列。

(1)

(2)

其中，Sk表示第k種收入來源占總收入的比重。

為進(jìn)一步分析各分項(xiàng)收入來源對總收入不平等的影響程度，本文采用Lerman和Yizhaki提出的方法，用Vk表示第k種收入對總收入差距的貢獻(xiàn)程度[10]：

(3)

我們用ηk表示基尼彈性系數(shù)，即第k種收入對總收入不平等的邊際影響，若第k種收入增加1%，則總基尼系數(shù)增加ηk?；釓椥韵禂?shù)可由式(4)表示：

(4)

我們還需要考察家庭特征對轉(zhuǎn)移性收入不平等的影響，本文采用Fields和Yoo提出的基于回歸方程的基尼系數(shù)分解方法[12]。首先構(gòu)造轉(zhuǎn)移性收入的回歸方程InYi= α′Z，其中Yi為轉(zhuǎn)移性收入，Z為轉(zhuǎn)移性收入的影響因素矩陣，α為系數(shù)矩陣，α=[0,1…j,1]，Z=[1,x1… xj,]。根據(jù)回歸結(jié)果，可以利用以下公式測算各項(xiàng)家庭特征對轉(zhuǎn)移性收入不平等的貢獻(xiàn)率：

(5)

其中，sj是j因素對轉(zhuǎn)移性收入不平等的貢獻(xiàn)率。cor(Zj,InY)是Z與InY的相關(guān)系數(shù)。

(三)數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)主要來自西南財(cái)經(jīng)大學(xué)2011年中國家庭金融調(diào)查(CHFS)，該數(shù)據(jù)庫提供了比較詳細(xì)的轉(zhuǎn)移性收入來源數(shù)據(jù)。目前學(xué)術(shù)界應(yīng)用的許多微觀數(shù)據(jù)庫，雖然樣本量和時(shí)間長度均優(yōu)于CHFS數(shù)據(jù)庫，但難以提供詳細(xì)的轉(zhuǎn)移性收入來源數(shù)據(jù)，無法適應(yīng)本文的研究。CHFS數(shù)據(jù)庫從中國25個(gè)省份，選取了8438個(gè)家庭作為樣本。調(diào)查內(nèi)容主要涉及家庭資產(chǎn)與負(fù)債、保險(xiǎn)與保障、收入與支出三部分。本文按照CHFS2011數(shù)據(jù)庫對家庭可支配收入來源的分類，將家庭可支配收入分為工資性收入、經(jīng)營性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入四大類。根據(jù)2016年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》的界定，轉(zhuǎn)移性收入是指國家、單位或個(gè)體之間經(jīng)常性的收入轉(zhuǎn)移。本文根據(jù)轉(zhuǎn)移性收入的來源，將轉(zhuǎn)移性收入分為養(yǎng)老金或離退休金、失業(yè)保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)、政府補(bǔ)貼、企業(yè)年金、住房公積金和家庭間轉(zhuǎn)移性收入。其中政府補(bǔ)貼包括救濟(jì)金、撫恤金、五保戶補(bǔ)助、特困戶補(bǔ)助和食物補(bǔ)貼，家庭間轉(zhuǎn)移性收入包括贍養(yǎng)費(fèi)、親友贈(zèng)送、節(jié)假日禮金收入。

調(diào)查問卷中有部分調(diào)查值為0。這可能有兩種情況，一種是該項(xiàng)收入確實(shí)為0，另一種是存在該項(xiàng)收入，但是住戶不愿意回答而造成數(shù)據(jù)缺失。以下統(tǒng)計(jì)性描述各項(xiàng)數(shù)值只計(jì)算有該項(xiàng)收入的家庭，剔除了調(diào)查值為0的家庭，因此可能存在一些誤差。處理后保留6067個(gè)家庭樣本。具體統(tǒng)計(jì)描述見表1。

表1 家庭人均轉(zhuǎn)移性收入的統(tǒng)計(jì)描述 (單位：元)

由表1可以看出，6067個(gè)家庭擁有轉(zhuǎn)移性收入，占樣本家庭總數(shù)的71.9%，這表明居民轉(zhuǎn)移性收入的覆蓋范圍還是比較廣泛的。在轉(zhuǎn)移性收入的各個(gè)分項(xiàng)中，養(yǎng)老金和離退休金、政府補(bǔ)貼、醫(yī)療保險(xiǎn)和家庭間轉(zhuǎn)移性收入覆蓋范圍比較廣泛，擁有上述各項(xiàng)收入的家庭均超過了1000個(gè)；企業(yè)年金、住房公積金和失業(yè)保險(xiǎn)樣本數(shù)量明顯偏低，其中享有企業(yè)年金和失業(yè)保險(xiǎn)的家庭分別只有32個(gè)和12個(gè)。

四、轉(zhuǎn)移性收入不平等成因的實(shí)證分析

(一)收入來源對轉(zhuǎn)移性收入不平等的影響

為了考察收入來源對轉(zhuǎn)移性收入不平等的影響，我們首先剔除了CHFS2011數(shù)據(jù)中沒有轉(zhuǎn)移性收入的家庭，只保留存在轉(zhuǎn)移性收入的家庭，這樣做的原因是為了防止某些不愿提供轉(zhuǎn)移性收入信息的家庭對估計(jì)結(jié)果造成影響，處理后的樣本總量為6067個(gè)家庭。根據(jù)公式(2)，我們計(jì)算出2011年全國轉(zhuǎn)移性收入基尼系數(shù)(G0)為0.73，這個(gè)結(jié)果明顯高于利用宏觀數(shù)據(jù)測算的轉(zhuǎn)移性收入基尼系數(shù)。這有可能是因?yàn)楹暧^數(shù)據(jù)的測算低估了組內(nèi)收入差距，也有可能是因?yàn)闃颖敬笮『徒y(tǒng)計(jì)口徑的不同，不過本文更加關(guān)心的是各項(xiàng)收入來源和家庭特征因素對轉(zhuǎn)移性收入基尼系數(shù)的貢獻(xiàn)率，因此基尼系數(shù)本身的大小似乎影響不大。轉(zhuǎn)移性收入基尼系數(shù)的分解結(jié)果見表2。

表2 居民家庭人均轉(zhuǎn)移性收入不平等程度的分解結(jié)果(樣本量為6067)

由表2可知，家庭養(yǎng)老金和離退休金是中國居民轉(zhuǎn)移性收入的最主要來源，占轉(zhuǎn)移性收入的52.3%，而且其集中率大于轉(zhuǎn)移性收入的基尼系數(shù)，這說明養(yǎng)老金和離退休金的增加會(huì)擴(kuò)大轉(zhuǎn)移性收入差距。根據(jù)基尼彈性系數(shù)可知，養(yǎng)老金和離退休金收入每增加1%，轉(zhuǎn)移性收入基尼系數(shù)將增加2.4%?？梢?，養(yǎng)老金和離退休金并沒有起到緩解轉(zhuǎn)移性收入不平等的作用。目前我國仍處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期，計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)期遺留下來的城鄉(xiāng)、區(qū)域、單位之間的社會(huì)福利制度和標(biāo)準(zhǔn)差別仍然存在，這造成不同群體之間養(yǎng)老金和離退休金的分配不均衡，城市家庭大部分可以獲得養(yǎng)老金和離退休金，但是農(nóng)村家庭幾乎無法享受到該項(xiàng)轉(zhuǎn)移收入，并且發(fā)達(dá)地區(qū)家庭獲得的養(yǎng)老金和離退休金要高于欠發(fā)達(dá)地區(qū)。同時(shí)，在養(yǎng)老金并軌之前，機(jī)關(guān)事業(yè)單位的養(yǎng)老金和離退休金標(biāo)準(zhǔn)也要高于企業(yè)退休人員。上述原因?qū)е吗B(yǎng)老金和離退休金收入出現(xiàn)了嚴(yán)重的不平等。從Vk可以看出，養(yǎng)老金和離退休金的不平等解釋了轉(zhuǎn)移性收入不平等的54.70%，說明其已成為轉(zhuǎn)移性收入不平等的主要形成原因。

家庭間轉(zhuǎn)移性收入占總體轉(zhuǎn)移性收入的20.65%，是僅次于養(yǎng)老金和離退休金的轉(zhuǎn)移性收入第二大來源。得益于中國傳統(tǒng)的家庭觀念，贍養(yǎng)收入、親友贈(zèng)送、節(jié)假日禮金等已成為家庭收入的重要組成部分。家庭間轉(zhuǎn)移性收入的基尼彈性系數(shù)為-0.0284，說明家庭間轉(zhuǎn)移性收入的增加可以縮小轉(zhuǎn)移性收入不平等。在現(xiàn)實(shí)中，往往是相對貧困或者難以享受政府和企業(yè)轉(zhuǎn)移性收入的家庭，子女的贍養(yǎng)費(fèi)或親友的贈(zèng)送收入更多，這部分收入在一定程度上緩解了轉(zhuǎn)移性收入差距。

醫(yī)療保險(xiǎn)收入占轉(zhuǎn)移性收入的17.53%，是轉(zhuǎn)移性收入的第三大收入來源。醫(yī)療保險(xiǎn)的基尼彈性系數(shù)為0.0102，說明醫(yī)療保險(xiǎn)收入擴(kuò)大了轉(zhuǎn)移性收入的不平等。該項(xiàng)收入對轉(zhuǎn)移性收入不平等的貢獻(xiàn)率為18.55%，是除養(yǎng)老金和離退休金之外對轉(zhuǎn)移性收入不平等貢獻(xiàn)最大的因素。這很可能是因?yàn)?，我國醫(yī)療保險(xiǎn)還存在著巨大的城鄉(xiāng)差異，農(nóng)村居民的醫(yī)療保險(xiǎn)水平普遍低于城鎮(zhèn)居民。城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)包括基本醫(yī)療保險(xiǎn)、特殊人群醫(yī)療補(bǔ)助和特殊人群醫(yī)療保險(xiǎn)；而農(nóng)村居民醫(yī)療保險(xiǎn)僅包括新型農(nóng)合和社會(huì)醫(yī)療救助兩項(xiàng)，模式相對簡單。根據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》提供的數(shù)據(jù)，雖然新農(nóng)合基金支出已從2005年的61.8億元增至2011年的1710.2億元，但是2011年新農(nóng)合基金支出僅占政府衛(wèi)生支出的23.18%，與農(nóng)村人口占總?cè)丝诘谋戎?8.73%相差很遠(yuǎn)。

住房公積金收入占家庭轉(zhuǎn)移性收入的5.31%，基尼彈性系數(shù)為0.0011，收入集中率為0.847，高于轉(zhuǎn)移性收入的基尼系數(shù)，這些都說明住房公積金擴(kuò)大了轉(zhuǎn)移性收入不平等。出現(xiàn)這種情況的主要原因是，只有國家機(jī)關(guān)、國有企業(yè)、城鎮(zhèn)集體企業(yè)、外商投資企業(yè)、城鎮(zhèn)私營企業(yè)等設(shè)有住房公積金，而農(nóng)村家庭幾乎沒有該項(xiàng)收入。

其他三項(xiàng)轉(zhuǎn)移性收入，包括政府補(bǔ)貼、失業(yè)保險(xiǎn)和企業(yè)年金，在轉(zhuǎn)移性收入中占的比重不大，三者之和不足5%。其中，政府補(bǔ)貼和失業(yè)保險(xiǎn)主要是政府對低收入人群和失業(yè)人群的轉(zhuǎn)移支付，二者的基尼彈性系數(shù)分別為-0.0086以及-0.0002，因此都有緩解轉(zhuǎn)移性收入不平等的作用，但由于所占比重較低，對縮小轉(zhuǎn)移性收入差距的作用并不明顯。這兩項(xiàng)收入的比重較低，原因在于其覆蓋面較小。根據(jù)西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查與研究中心的《中國家庭收入差距報(bào)告》，2010年約70.8%的貧困家庭沒有獲得任何政府補(bǔ)貼，失業(yè)保險(xiǎn)參保率僅為30%，保障程度也僅為平均工資的17%。

企業(yè)年金作為基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的補(bǔ)充，是城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險(xiǎn)體系的第二支柱。但表2的結(jié)果表明，企業(yè)年金的基尼彈性系數(shù)為0.0019，收入集中率高達(dá)0.9572，具有惡化轉(zhuǎn)移性收入不平等的負(fù)面作用。這可能是由于企業(yè)年金的享受者大多在國有企業(yè)工作，其他群體沒有這項(xiàng)收入。不過，企業(yè)年金收入在轉(zhuǎn)移性收入中所占比重較低(僅1.22%)，因此該項(xiàng)收入對轉(zhuǎn)移性收入不平等的貢獻(xiàn)率也較低(僅1.4%)。

綜上，從轉(zhuǎn)移性收入內(nèi)部構(gòu)成的角度來看，養(yǎng)老金和離退休金是居民轉(zhuǎn)移性收入差距的主要來源，可以解釋54.70%的轉(zhuǎn)移性收入不平等。在轉(zhuǎn)移性收入的各個(gè)來源中，養(yǎng)老金、離退休金、醫(yī)療保險(xiǎn)、住房公積金和企業(yè)年金的增加會(huì)擴(kuò)大轉(zhuǎn)移性收入差距，政府補(bǔ)貼、失業(yè)保險(xiǎn)以及家庭間轉(zhuǎn)移性收入在一定程度上可以改善轉(zhuǎn)移性收入差距。如果再分配政策能夠有針對性地向低收入家庭、欠發(fā)達(dá)地區(qū)和弱勢群體傾斜，增加對貧困家庭的轉(zhuǎn)移支付力度，將起到降低轉(zhuǎn)移性收入不平等的作用。

(二)家庭特征對轉(zhuǎn)移性收入不平等的影響

在研究了收入來源對轉(zhuǎn)移性收入不平等的影響之后，本部分將研究家庭特征對轉(zhuǎn)移性收入不平等的影響。本文所考察的家庭特征，包括戶主戶籍類型、家庭所在地區(qū)、戶主的年齡以及戶主的學(xué)歷。剔除沒有轉(zhuǎn)移性收入和存在缺失值的家庭，本文使用6040個(gè)家庭的數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)研究。限于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文考察的家庭特征變量大多為離散變量。

我們將家庭轉(zhuǎn)移性收入作為因變量，記為lntran。設(shè)置戶主戶籍的虛擬變量記為huk，如果戶籍類型為城市，那么huk=1；農(nóng)村戶籍為對照組，huk=0。類似地，我們設(shè)置家庭所在地區(qū)的虛擬變量：east(若所在地區(qū)為東部，east=1)、northeast(若所在地區(qū)為東北地區(qū)，northeast=1)、middle(若所在地區(qū)為中部地區(qū)，middle=1)，西部地區(qū)為對照組?？紤]到戶主的年齡可能對轉(zhuǎn)移性收入產(chǎn)生影響，我們將戶主的年齡age作為自變量。設(shè)置戶主學(xué)歷的虛擬變量edu1和edu2，若戶主的學(xué)歷為大學(xué)本科及以上則edu1=1；若戶主的學(xué)歷為高中及高中以上，大學(xué)本科以下，edu2=1；初中以及初中以下學(xué)歷為對照組?；灸Ｐ驮O(shè)定如下：

lntrani=β0+δ1huki+δ2easti+δ3northeasti+δ4middlei+δ5agei+

δ6edu1i+δ7edu2i+ui

(6)

表3 家庭人均轉(zhuǎn)移性收入回歸結(jié)果

注：括號里面為robust標(biāo)準(zhǔn)誤；*、**、***分別表示在10%、5%和1%的水平下顯著。

我們使用固定效應(yīng)模型和stata11.0軟件對式(6)進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見表3。其中表3第(1)列是不考慮城鄉(xiāng)購買力差異的回歸結(jié)果，第(2)列是考慮城鄉(xiāng)購買力差異的回歸結(jié)果。根據(jù)李實(shí)等人的估算，2007年城鄉(xiāng)實(shí)際貨幣購買力為1.3∶1，我們在此基礎(chǔ)上根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局提供的2008～2010年城鄉(xiāng)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，可計(jì)算出2010年城鄉(xiāng)實(shí)際貨幣購買力為1.276∶1[13]。從表3可以看出，除了戶籍變量之外，第(1)列和第(2)列各變量的估計(jì)結(jié)果基本一致。

從回歸結(jié)果可以看出：戶籍虛擬變量的回歸系數(shù)為1.5225，城市戶籍家庭的平均轉(zhuǎn)移性收入是農(nóng)村戶籍家庭平均轉(zhuǎn)移性收入的1.52倍，說明轉(zhuǎn)移性收入存在嚴(yán)重的城鄉(xiāng)差異。這主要是因?yàn)槌青l(xiāng)分割的收入分配制度。城鎮(zhèn)居民能夠享受更多的來自政府和企業(yè)的轉(zhuǎn)移性收入，比如養(yǎng)老金和離退休金、住房公積金、企業(yè)年金，以及價(jià)格暗補(bǔ)、最低生活保障等政府補(bǔ)貼；而絕大多數(shù)農(nóng)村居民享受不到城鎮(zhèn)居民住房、教育、醫(yī)療、就業(yè)等方面的待遇[1]。

地區(qū)虛擬變量east、northeast、middle的回歸系數(shù)均為正，說明與對照組(即西部地區(qū))相比，東部地區(qū)家庭轉(zhuǎn)移性收入高出50.67%，東北地區(qū)家庭轉(zhuǎn)移性收入高出33.18%，中部地區(qū)家庭轉(zhuǎn)移性收入高出12.92%。各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與家庭轉(zhuǎn)移性收入密切相關(guān)。首先，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高，財(cái)政相對充裕，政府轉(zhuǎn)移性支出力度就會(huì)比較大，居民家庭轉(zhuǎn)移性收入就比較多。其次，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的地區(qū)，企業(yè)數(shù)量多，企業(yè)經(jīng)濟(jì)效益好，相關(guān)的職工福利和養(yǎng)老保障就會(huì)優(yōu)厚，因此來自企業(yè)的轉(zhuǎn)移性收入就會(huì)高于經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)。最后，從家庭內(nèi)部轉(zhuǎn)移性收入來看，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的居民往往生活更加富裕，因此來自親友的贍養(yǎng)、禮金贈(zèng)送的數(shù)額也會(huì)較大，家庭間轉(zhuǎn)移性收入也會(huì)高于經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)的地區(qū)。由于上述原因，欠發(fā)達(dá)地區(qū)的家庭轉(zhuǎn)移性收入反而少于發(fā)達(dá)地區(qū)。

學(xué)歷水平虛擬變量edu1和edu2的系數(shù)均為正，表明戶主是大學(xué)本科及以上學(xué)歷的家庭，轉(zhuǎn)移性收入比戶主學(xué)歷是初中及初中以下家庭高77.35%；戶主學(xué)歷是高中以上大學(xué)本科以下的家庭，轉(zhuǎn)移性收入比戶主學(xué)歷是初中及初中以下家庭高46.88%?？梢?，學(xué)歷越高的人就越有可能獲得更高的轉(zhuǎn)移性收入。但與此同時(shí)，更需要轉(zhuǎn)移性收入的人群卻是低學(xué)歷人群，因?yàn)閷W(xué)歷越低的人就越有可能陷入貧困[14]，這也意味著轉(zhuǎn)移性收入的瞄準(zhǔn)機(jī)制存在偏誤。

年齡的回歸系數(shù)為0.0497，說明戶主年齡每增加1歲，家庭轉(zhuǎn)移性收入就增加4.97%，年齡大的人群獲得的轉(zhuǎn)移性收入要大于年輕人群。這個(gè)結(jié)果符合預(yù)期，因?yàn)楦啐g人口更有可能獲得養(yǎng)老金和離退休金、醫(yī)療保險(xiǎn)等轉(zhuǎn)移性收入。

為深入考察家庭特征對轉(zhuǎn)移性收入的影響程度，本文采用Fields和Yoo提出的基于回歸方程的收入不平等因素分解方法，根據(jù)表3的回歸結(jié)果，對影響轉(zhuǎn)移性收入不平等的家庭特征因素做進(jìn)一步分析[12]。具體的計(jì)量結(jié)果見表4。

表4 家庭人均轉(zhuǎn)移性收入不平等的因素分解結(jié)果

在表4中，sj的符號表示解釋變量對轉(zhuǎn)移性收入不平等的作用方向。若sj> 0，那么解釋變量對轉(zhuǎn)移性收入不平等是正向的影響，該解釋變量會(huì)擴(kuò)大轉(zhuǎn)移性收入差距；反之，該解釋變量會(huì)縮小轉(zhuǎn)移性收入差距。j是解釋變量的回歸系數(shù)，j>0說明在其他條件不變的情況下，該解釋變量對轉(zhuǎn)移性收入的影響是正向的。cor(Zj,InY)表示解釋變量與被解釋變量的相關(guān)系數(shù)，若cor(Zj,InY) > 0，說明解釋變量與被解釋變量是正相關(guān)關(guān)系。總的來看，表4中所有影響因素對轉(zhuǎn)移性收入不平等的貢獻(xiàn)率之和為35.53%，其他因素對轉(zhuǎn)移性收入不平等的貢獻(xiàn)都體現(xiàn)在誤差項(xiàng)u中。

表4的估計(jì)結(jié)果表明：(1)戶籍變量的回歸系數(shù)和相關(guān)系數(shù)都為正，戶籍對轉(zhuǎn)移性收入不平等的貢獻(xiàn)率為17.87%，是7個(gè)因素中對轉(zhuǎn)移性收入不平等貢獻(xiàn)率最大的因素，這說明城鄉(xiāng)之間轉(zhuǎn)移性收入的制度性差距，已成為轉(zhuǎn)移性收入不平等的重要原因。(2)地區(qū)因素解釋了轉(zhuǎn)移性收入不平等的2.13%。其中中部地區(qū)回歸系數(shù)為正，但是相關(guān)系數(shù)和貢獻(xiàn)率都為負(fù)，說明雖然中部地區(qū)的轉(zhuǎn)移性收入高于西部地區(qū)，但該地區(qū)還是有很多低轉(zhuǎn)移性收入的家庭。東部地區(qū)變量對轉(zhuǎn)移性收入不平等的貢獻(xiàn)率最高，達(dá)到了1.89%，說明東部地區(qū)是高轉(zhuǎn)移性收入家庭的聚集地。(3)年齡變量能夠解釋轉(zhuǎn)移性收入不平等的12.53%，是僅次于戶籍變量的第二大因素。同時(shí)，年齡變量的回歸系數(shù)與相關(guān)系數(shù)均為正，說明年齡大的人群轉(zhuǎn)移性收入大于年輕人群，這可能是因?yàn)槔夏耆四軌虻玫金B(yǎng)老金或離退休金等年輕人無法得到的轉(zhuǎn)移性收入。(4)edu1和edu2的回歸系數(shù)和相關(guān)系數(shù)都為正，說明學(xué)歷高的家庭多為轉(zhuǎn)移性收入高的家庭。edu1和edu2一共可以解釋轉(zhuǎn)移性收入不平等的3%。上述結(jié)果與表3的估計(jì)結(jié)果差別不大，再次說明轉(zhuǎn)移性收入在戶籍、區(qū)域和教育水平方面存在瞄準(zhǔn)機(jī)制的偏誤。表4的最后一列是使用城鎮(zhèn)樣本計(jì)算出的回歸結(jié)果分解情況。與全樣本的區(qū)別在于，地區(qū)虛擬變量和教育虛擬變量的貢獻(xiàn)率都為負(fù)，但是數(shù)值都非常小，對轉(zhuǎn)移性收入不平等的影響非常?。淮送?，年齡因素在城鎮(zhèn)地區(qū)成為對轉(zhuǎn)移性收入不平等貢獻(xiàn)最大的因素。

(三)轉(zhuǎn)移性收入不平等的分位數(shù)回歸

為了反映不同收入群體的差異，我們還利用stata11.0軟件進(jìn)行了分位數(shù)回歸。選取的分位點(diǎn)為25%、50%和75% ，回歸結(jié)果見表5。

表5 家庭人均轉(zhuǎn)移性收入分位數(shù)回歸結(jié)果(全樣本)

注：括號里面為標(biāo)準(zhǔn)誤；*、**、***分別表示在10%、5%和1%的水平下顯著。

根據(jù)表5的回歸結(jié)果，25%、50%和75%分位點(diǎn)上的回歸系數(shù)全都顯著。戶籍因素對中低收入家庭的影響大于高收入家庭，這說明，在25%和50%分位點(diǎn)上，城鎮(zhèn)戶籍家庭比農(nóng)村戶籍家庭多獲得的轉(zhuǎn)移性收入，要高于75%分位點(diǎn)。也就是說，收入越低的階層，城鄉(xiāng)轉(zhuǎn)移性收入差距越大。如果能夠逐步消除城鄉(xiāng)分割的社會(huì)保障體制，將使農(nóng)村低收入家庭的轉(zhuǎn)移性收入獲得更快的增長，這在一定程度上可以縮小家庭人均轉(zhuǎn)移性收入差距。此外，地區(qū)因素和教育因素都對高收入家庭產(chǎn)生更大的影響，也就是說，越是位于發(fā)達(dá)地區(qū)的家庭或?qū)W歷越高的家庭，就越有可能獲得更高的轉(zhuǎn)移性收入，這樣反而會(huì)拉大全社會(huì)的轉(zhuǎn)移性收入差距。這些都說明轉(zhuǎn)移性收入在區(qū)域和教育因素上可能存在瞄準(zhǔn)機(jī)制偏誤。上述結(jié)果再次表明，提高居民轉(zhuǎn)移性收入的措施應(yīng)該更加有針對性地向低收入群體傾斜。

五、結(jié)論和政策含義

本文利用CHFS2011的微觀數(shù)據(jù)，基于基尼系數(shù)分解法、收入差距指數(shù)分解法和分位數(shù)回歸方法，從收入來源和家庭特征的角度，考察了我國轉(zhuǎn)移性收入不平等的形成原因。根據(jù)以上分解和回歸結(jié)果，本文得到以下幾點(diǎn)結(jié)論：

第一，養(yǎng)老金和離退休金是中國居民轉(zhuǎn)移性收入的主要來源，也是形成轉(zhuǎn)移性收入不平等的主要原因?；嵯禂?shù)的分解結(jié)果表明，養(yǎng)老金和離退休金的分配不平等，可以解釋居民轉(zhuǎn)移性收入不平等的54.70%。

第二，家庭間轉(zhuǎn)移性收入、政府補(bǔ)貼和失業(yè)保險(xiǎn)可以緩解轉(zhuǎn)移性收入不平等，其中家庭間轉(zhuǎn)移性收入的改善作用更加明顯，而政府補(bǔ)貼和失業(yè)保險(xiǎn)因?yàn)楦采w面有限，作用并不明顯；醫(yī)療保險(xiǎn)、住房公積金和企業(yè)年金等收入，不僅沒有縮小轉(zhuǎn)移性收入差距，反而擴(kuò)大了轉(zhuǎn)移性收入差距。

第三，從家庭特征來看，城市戶籍、發(fā)達(dá)地區(qū)、高學(xué)歷的家庭可以獲得更高的轉(zhuǎn)移性收入，其中戶籍對轉(zhuǎn)移性收入不平等的貢獻(xiàn)率達(dá)到17.87%，是所有家庭特征中貢獻(xiàn)最大的因素。分位數(shù)回歸的結(jié)果也表明，發(fā)達(dá)地區(qū)和高學(xué)歷的家庭可以獲得更高的轉(zhuǎn)移性收入。這些結(jié)果意味著，某些弱勢群體，如農(nóng)村戶籍、欠發(fā)達(dá)地區(qū)和低學(xué)歷家庭反而難以獲得更高的轉(zhuǎn)移性收入，這不但惡化了轉(zhuǎn)移性收入不平等，也說明轉(zhuǎn)移性收入的分配機(jī)制存在偏誤。

“履行好政府再分配調(diào)節(jié)職能”的政策主張，不僅要求增加居民的轉(zhuǎn)移性收入，而且要求居民轉(zhuǎn)移性收入本身的分配應(yīng)該向以低收入階層為主的弱勢群體傾斜。然而正如本文研究所發(fā)現(xiàn)的那樣，目前我國轉(zhuǎn)移性收入的組成部分還存在分配不平等，轉(zhuǎn)移性收入分配也存在嚴(yán)重的瞄準(zhǔn)機(jī)制偏誤。在這種情況下，要進(jìn)一步健全再分配的調(diào)節(jié)機(jī)制，僅僅增加家庭轉(zhuǎn)移性收入的數(shù)量是不夠的，還需要對轉(zhuǎn)移性收入的內(nèi)部結(jié)構(gòu)和瞄準(zhǔn)機(jī)制進(jìn)行調(diào)整。

首先，由于養(yǎng)老金和離退休金、醫(yī)療保險(xiǎn)等收入的分配不平等是轉(zhuǎn)移性收入不平等的主要來源，因此應(yīng)努力推進(jìn)社會(huì)保障的全國統(tǒng)籌和城鄉(xiāng)統(tǒng)籌，使不同戶籍和地區(qū)的社會(huì)保障標(biāo)準(zhǔn)趨于統(tǒng)一，這將有力地改善轉(zhuǎn)移性收入分配不平等。

其次，政府補(bǔ)貼、失業(yè)保險(xiǎn)和企業(yè)年金等收入的覆蓋面有限，也造成了轉(zhuǎn)移性收入不平等。有關(guān)部門可以通過加大政府投入、改善政府補(bǔ)貼和失業(yè)保險(xiǎn)的瞄準(zhǔn)機(jī)制，使貧困家庭也能獲得政府補(bǔ)貼和失業(yè)保險(xiǎn)。而對于企業(yè)年金的所有制差異，可以通過降低基本養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)率、加大企業(yè)年金的稅收優(yōu)惠力度和降低企業(yè)年金門檻等措施，鼓勵(lì)更多的非國有企業(yè)建立企業(yè)年金。

最后，為了解決戶籍、地區(qū)和學(xué)歷差別而引起的轉(zhuǎn)移性收入不平等，應(yīng)以農(nóng)村戶籍、欠發(fā)達(dá)地區(qū)和低學(xué)歷家庭等弱勢群體為瞄準(zhǔn)目標(biāo)，設(shè)立對這些群體的專項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付項(xiàng)目和渠道，并建立轉(zhuǎn)移支付過程中的“防火墻”機(jī)制，確保對上述群體的轉(zhuǎn)移支付不被干擾和挪用，以“綠色通道”的形式對上述群體直接進(jìn)行轉(zhuǎn)移支付，這必將大幅縮小由家庭特征引起的轉(zhuǎn)移性收入不平等。

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