劉　歡

(武漢大學(xué)社會保障研究中心，湖北　武漢　430072)

一、引言與文獻回顧

收入分配和社會保障都是事關(guān)國民切身利益的基本民生問題，是維護經(jīng)濟社會協(xié)調(diào)發(fā)展與構(gòu)建和諧社會的重要部分。長期以來的經(jīng)濟快速發(fā)展以及由于社會保障制度不健全引起的收入分配不公，已經(jīng)引發(fā)了許多社會問題。黨的十八屆三中全會提出的《關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》指出，“形成合理有序的收入分配格局，完善以稅收、社會保障、轉(zhuǎn)移支付為主要手段的再分配調(diào)節(jié)機制。”合理對待政府收入分配以及轉(zhuǎn)移支付，是切實改善民生問題的關(guān)鍵，也是保障經(jīng)濟健康有序發(fā)展的前提。從目前來看，諸多社會問題的根源是收入分配差距過大，這與全體國民未能合理地分享到國家發(fā)展的成果有著直接或間接的關(guān)系，為此必須大力調(diào)節(jié)收入分配。

從現(xiàn)有文獻來看，對中國社會保障支出的收入再分配效應(yīng)研究較多，如Gustafsson et al.(2008)等學(xué)者從財政社會保障支出視角對中國收入分配結(jié)構(gòu)的變化，城鄉(xiāng)間和地區(qū)間的收入差距以及收入差距的流動性等問題都有研究，不同地區(qū)財政社會保障支出明顯與地方投資行為、政府行為以及財政能力等因素有關(guān)，而與經(jīng)濟增長率、經(jīng)濟發(fā)展水平和老齡化水平關(guān)系不大，在控制了財政社會保障支出水平以后，隨著財政社會保障支出的城鎮(zhèn)偏好程度上升，城鄉(xiāng)差距也將顯著擴大[1][2][3][4][5]。

現(xiàn)有研究觀點主要可歸納為兩類：一種觀點是認(rèn)為社會保障非但沒有縮小城鎮(zhèn)居民收入分配差距，反而進一步擴大了呈現(xiàn)居民收入分配差距。從政府轉(zhuǎn)移支付的性質(zhì)來看，不同轉(zhuǎn)移支付項目效果存在較大的差異性，如社會救助與社會福利政策在救助對象上存在較大不同，而社會保險是以權(quán)利和義務(wù)對等的方式實現(xiàn)，這也造成對于居民收入差距調(diào)節(jié)的逆向作用。如Immervoll等(2011)認(rèn)為轉(zhuǎn)移性支出對改善由市場機制導(dǎo)致的收入不平等方面作用逐步減弱，其中社會保障繳費和部分社會福利支出反而對居民收入分配差距起了擴大的作用[6]。社會保障支出作為政府轉(zhuǎn)移支出的重要內(nèi)容，也有一定的局限性，從而導(dǎo)致對居民收入差距的逆向調(diào)節(jié)，這一局限性表現(xiàn)在社會保障總支出水平、覆蓋面以及群體識別等方面，未被養(yǎng)老保險覆蓋群體由于繳費壓力或者享受條件的制約，進一步的拉大其與可享受群體的收入差距；而社會救助方面存在享受群體上的錯位，亦或是“精英捕獲”等現(xiàn)象，導(dǎo)致分配錯位，拉大收入差距。如胡寶娣等(2011)認(rèn)為社會保障支出的提高導(dǎo)致了城鄉(xiāng)居民收入差距的擴大[7]；Kathy 等(2006)也認(rèn)為轉(zhuǎn)移性支出對縮小居民收入差距的作用十分有限，社會保障的覆蓋范圍僅限于正式勞動力市場，這將大部分貧困人口排除在外[8]；謝勇才(2015)、徐倩等(2012)等認(rèn)為由于財政社會保障支出總量不足、社會保障覆蓋面偏低、社會保障重點人群錯位以及社會保障目標(biāo)瞄準(zhǔn)存在偏差等原因，使得社會保障進一步拉大了城鎮(zhèn)居民收入分配的差距[9][5][10]。另一種觀點是認(rèn)為社會保障對收入差距縮小有顯著正向作用。社會保障支出能夠減少因市場機制引起的收入不平等，降低相對貧困率，具有較好的收入再分配效應(yīng)，如高文書(2012)、Kim等(2009)、何立新等(2008)的研究均證實這一結(jié)果[11][12][13]；但也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，雖然社會保障支出總體上能雖小居民間收入差距，但在不同年份或者不同地區(qū)，社會保障支出的收入再分配效應(yīng)存在差異，如鄭舒文等(2015)認(rèn)為社會保障性收入總體上對農(nóng)村居民收入分配具有正向調(diào)節(jié)功能，縮小了農(nóng)村居民收入差距，但在不同年份具體效應(yīng)有所差異[14]；余菊等(2014)研究發(fā)現(xiàn)半數(shù)以上的地區(qū)其社會保障支出對城鄉(xiāng)收入差距的縮小有一定促進作用，但不同地區(qū)其影響呈現(xiàn)一定的差異性[15]。

厘清現(xiàn)行社會保障制度對收入分配發(fā)揮著怎樣的調(diào)節(jié)作用，估計社會保障對貧富差距的改善程度，特別是老年人口的再分配效應(yīng)，在老齡化和精準(zhǔn)扶貧、脫貧問題日益嚴(yán)峻的今天，既是學(xué)術(shù)研究的一個必要課題，也是為制定再分配政策、優(yōu)化社會保障政策的重要基礎(chǔ)。那么，中國的社會保障制度是拉大還是減小了老年貧富差距呢？對不同社會保險參保項目及類型的老年人群的作用有何不同呢？是否改善了低收入人群的收入，降低了老年相對貧困率呢？從宏觀整體上把握現(xiàn)有社會保障制度對不同收入水平、戶口類型、亦或是社會養(yǎng)老保險及醫(yī)療保險不同項目類型待遇水平與家庭收入再分配、收入差距減小之間的關(guān)聯(lián)性，是本文要研究的主要問題，而微觀上，考察社會保險具體項目類型與家庭社會保障轉(zhuǎn)入后收入再分配之間的關(guān)聯(lián)性水平，是對主要受益群體老齡家庭收入公平性研究的重要基礎(chǔ)。以上研究，在現(xiàn)有文獻研究中較少涉及到，因而是本文的主要研究內(nèi)容。此外，本文通過比較分析，給出政府再分配政策的主要著力點和調(diào)整方向的政策建議，比較不同社會保險項目轉(zhuǎn)入收入后的家庭基尼系數(shù)、再分配效應(yīng)的變化，對老年貧困研究有著重要的意義。

二、理論基礎(chǔ)及數(shù)據(jù)來源

(一)核心概念、理論基礎(chǔ)分析

研究老年人口收入再分配政策的效應(yīng)首先會界定老年人口；其次，厘清初始收入以及再分配收入。老年人口是指年齡在60歲及以上人口，為方便分析，文章對當(dāng)前女性退休年齡實際為50歲、女干部為55歲的情況，進行研究性假定，設(shè)置為60歲。社會保障未分配前的初始收入是指未實施再分配時的收入，即社會保障待遇未被列入收入，初始收入是實施再分配之前由個人的勞動及資產(chǎn)帶來的各種收入的總和，老年收入主要包括利息收入(從工作時期收入存入銀行或者購買有償債券等利息收入)、商業(yè)保險收入等。另外作為初步的估算，本文不考慮實物收入和實物給付。在我們的分析中，初次收入由以下內(nèi)容構(gòu)成：它們分別是財產(chǎn)收入、贍養(yǎng)收入、商業(yè)保險金等雜收入；再分配收入，我們考慮了包括養(yǎng)老保險與醫(yī)療保險制度、社會救助的收入。文章借鑒何立新等(2008)的定義，將文章再分配收入的具體定義內(nèi)容界定如下：

再分配收入=初始收入+社會保障給付(養(yǎng)老金；醫(yī)療保障金；社會救助金)

因為養(yǎng)老金是多數(shù)老年人的主要收入來源，所以我們把它單獨抽取出來，估計其對老年人群的再分配作用。養(yǎng)老保險是在個人的一生中都發(fā)揮收入分配作用的制度，評價養(yǎng)老制度 的再分配效應(yīng)可以很好地實現(xiàn)對老年人口收入水平的分配公平性考量；而醫(yī)療保險對于大多數(shù)人口都有重要的影響，將其作為收入再分配效應(yīng)的重要指標(biāo)，可以進一步提升醫(yī)療保障對老年人口或者貧困家庭收入公平性評價的有效性；而社會救助是更為直接的提高貧困群體收入的方式，應(yīng)當(dāng)作為再分配的重要內(nèi)容之一。估算初次收入和再分配收入還存在著是以個人為單位還是家庭為單位的問題。根據(jù)經(jīng)濟學(xué)理論主要構(gòu)建在個人效用之上，以個人為分析單位更能反映經(jīng)濟學(xué)意義上的收入所帶來的個人效用的含義，而且我國養(yǎng)老、醫(yī)療、社會救助制度等社會保障制度均都是以個人或家庭為單位征收費用和發(fā)放給付的，所以本文主要以個人或家庭為分析單位；在宏觀上分析整體再分配系數(shù)時，再分配效應(yīng)以家庭為分析單位。估算社會保障再分配效應(yīng)的基本方法是比較初始收入和再分配收入的不平等程度。文章首先是通過構(gòu)造個人和家庭基尼系數(shù)為第一指標(biāo)：

(1)

公式中Wi是按收入分組后的各組人口數(shù)占總?cè)丝跀?shù)的比重；Yi是按收入分組后各組人口所擁有的收入占總收入的比重；Vi是Yi從i=1到i的累計數(shù)，Vi=Y1+Y2+...+Yi。

其次，我們使用計算不平等程度絕對變化的經(jīng)典方法馬斯格雷夫-辛恩指數(shù)(MT)這一指標(biāo)，MT由下式計算：

MT=G-G1

(2)

式中G代表初次收入的基尼系數(shù)，G1代表再分配收入的基尼系數(shù)。MT為正值時表示社會保障改善了收入不平等程度，具有正的再分配效應(yīng)；MT為負(fù)值時表示社會保障加大了收入不平等，具有負(fù)的再分配效應(yīng)。

同時我們用再分配系數(shù)R來測量不平等程度的相對變化，計算方式如式(3)：

R=MT/G*100

(3)

(二)數(shù)據(jù)來源

文章數(shù)據(jù)選自中國居民收入調(diào)查數(shù)據(jù)庫(CHIP)2014年調(diào)查數(shù)據(jù)(于2014年統(tǒng)計的2013年的全年結(jié)果)，樣本來自國家統(tǒng)計局2013年城鄉(xiāng)一體化常規(guī)住戶調(diào)查大樣本庫。后者覆蓋全部31個省(市、自治區(qū))的16萬戶居民。CHIP項目組按照東、中、西分層，根據(jù)系統(tǒng)抽樣方法抽取得到CHIP樣本。樣本覆蓋了從15個省份126城市234個縣區(qū)抽選出的18948個住戶樣本和64777個個體樣本，其中包括7175戶城鎮(zhèn)住戶樣本、11013戶農(nóng)村住戶樣本和760戶外來務(wù)工住戶樣本，為分析研究的需要，文章選用家庭有年齡在60歲及以上人口的家庭，對數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)進行了合并，合并通過stata13.0進行，最終得到有效樣本數(shù)為1779份。

三、社會保障支出的再分配效應(yīng)測度

(一)社會保障支出規(guī)模

文章選取中國社會保障支出中關(guān)于養(yǎng)老金支出及醫(yī)療保險支出作為老年人收入再分配的重要考量指標(biāo)。伴隨社會保障體系的不斷完善，養(yǎng)老保障、醫(yī)療保障、教育保障等社會保障制度對于老年人口間以及代際之間的收入再分配有著積極的作用。從我國社會保障支出占財政支出比重來看，以狹義的社會保險作為社會保障統(tǒng)計口徑，如表1所示，從2000年到2015年的十五年間，我國社會保障支出占財政支出的比例始終保持在15.0%以上，2015年這一比例已經(jīng)達(dá)到了22.2%，雖然在2008年這一比例出現(xiàn)小幅下降，原因首先是2008年受全球金融危機的影響，我國雖然總體經(jīng)濟形勢表現(xiàn)為上漲，但“四萬億救市政策”增加了非社會保障類財政支出；其次，2008年中國發(fā)生較多自然災(zāi)害，如年初發(fā)生的“南方雪災(zāi)”以及“汶川地震”等突發(fā)災(zāi)害事件，使得當(dāng)年度的社會救助支出資金增多，而文章選用社會保險作為社會保障支出的計算口徑，所以以上兩點原因使得2008年社會保障占財政支出比下降，但總體趨勢仍呈現(xiàn)為上漲。從社會保障支出占GDP比重來看，2000年時僅為2.4%，到了2015年這一比例已經(jīng)達(dá)到5.7%，總趨勢呈現(xiàn)上升趨勢，且增幅較大，從2011年到2015年間平均增幅超過10%。從養(yǎng)老金和醫(yī)療保障支出來看，養(yǎng)老金支出從2000年度2115.5億元上升到2015年的27929.4億元，絕對數(shù)額增長巨大，但實際占社會保障支出比例卻從88.68%下降到了71.64%；醫(yī)療保障支出從2000年的124.5億元上升到2015年的9312.1億元，絕對數(shù)額增長也很大，但其占社會保障支出比例增加相對更高，由2000年的5.22%上漲到2015年的23.88%比例；社會救助金雖然也有較大幅度的提升，但總量仍遠(yuǎn)低于養(yǎng)老金和醫(yī)療保障支出額。

表1　中國社會保障支出的總體情況

注：社會保障總支出為窄口徑的統(tǒng)計方式，包含基本養(yǎng)老保險、失業(yè)保險、城鎮(zhèn)基本醫(yī)療保險、工傷保險、生育保險；其中2007年及以后城鎮(zhèn)基本醫(yī)療保險包括城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險和城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險；2010年及以后基本養(yǎng)老保險金包括城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險和城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險。表中統(tǒng)計數(shù)據(jù)根據(jù)歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國財政統(tǒng)計年鑒》、民政部社會發(fā)展服務(wù)統(tǒng)計公報公布的統(tǒng)計數(shù)據(jù)整理得到。

基于以上分析，我國在過去十幾年，無論社會保障總支出，還是養(yǎng)老金、醫(yī)療保障支出、社會救助等具體項目，其絕對額都出現(xiàn)了大幅增加，而社會保障中養(yǎng)老金支出及醫(yī)療保障支出對老齡人口都有重要的影響，其對老年人口的現(xiàn)實收入再分配效應(yīng)如何，是否發(fā)揮社會保障“正向調(diào)節(jié)”收入分配作用，都需進一步的分析。

(二)社會保障對老年收入再分配效應(yīng)的測量

以同時參保養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險的家庭作為樣本，即在社會收入轉(zhuǎn)入前的初始收入表現(xiàn)為一致。如表2所示，在全樣本(剔除45歲～60歲的樣本)下，初始收入為25451.10元，養(yǎng)老金轉(zhuǎn)入后收入為34523.63元，再分配系數(shù)達(dá)到35.65%，而醫(yī)療保險轉(zhuǎn)入后收入為25470.66元，再分配系數(shù)為2.86%，在全樣本下的養(yǎng)老金再分配效應(yīng)明顯高于醫(yī)療保險的分配效應(yīng)。從分戶口類型樣本來看，農(nóng)業(yè)戶口類型下家庭初始收入為25012.68元，養(yǎng)老金轉(zhuǎn)入后收入為33605.37元，再分配系數(shù)為34.35%，比農(nóng)業(yè)戶口樣本下的醫(yī)療保險收入再分配效應(yīng)3.71%高很多；而非農(nóng)戶口樣本下的養(yǎng)老金收入再分配系數(shù)達(dá)到37.92%，醫(yī)療保險收入再分配效應(yīng)為7.16%，均要高于農(nóng)業(yè)戶口下的收入再分配效應(yīng)。可以看出，養(yǎng)老金及醫(yī)療保險的收入再分配效應(yīng)存在明顯的城鄉(xiāng)差異，其中對城鎮(zhèn)戶口家庭的再分配效應(yīng)更大，同時，養(yǎng)老保險的再分配效應(yīng)要遠(yuǎn)高于醫(yī)療保險的再分配效應(yīng)。而考慮社會救助金的影響后，全部樣本下的社會救助金再分配效應(yīng)為29.54%，雖然低于養(yǎng)老金的再分配效應(yīng)，但也遠(yuǎn)高于醫(yī)療保險的再分配效應(yīng)；分城鄉(xiāng)比較發(fā)現(xiàn)，社會救助金的城鄉(xiāng)再分配效應(yīng)差異較小，分別達(dá)到了30.27%、28.26%，較為接近；社會救助金更大的特征是使得家庭現(xiàn)金收入增加明顯，表2統(tǒng)計結(jié)果說明了這點，相較于養(yǎng)老金和醫(yī)療保險的轉(zhuǎn)入收入作用，社會救助金轉(zhuǎn)入收入后的家庭收入要遠(yuǎn)高于其他兩類社會保障項目下的收入增加量。

表2　社會保障再分配對改善老年收入差距的效應(yīng)

注：在CHIP數(shù)據(jù)庫中給出家庭社會救助的的內(nèi)容主要包括城鄉(xiāng)最低生活保障、五保供養(yǎng)、老齡補貼、醫(yī)療救助以及其他社會救濟等內(nèi)容，因此，這里家庭獲得其中有一項時便記為獲得社會救助金家庭，以獲得社會救助家庭為樣本收入計算社會救助金的再分配情況。

(三)養(yǎng)老金、醫(yī)療保險轉(zhuǎn)入收入與五等分老年收入再分配

為分析不同收入水平下老年人口享受老年待遇的公平性，以下是借鑒國家統(tǒng)計局關(guān)于收入五等份法，將樣本分為五種收入水平，每種收入水平下的樣本數(shù)占總樣本20%的比例。由于受樣本數(shù)據(jù)的影響，在調(diào)查結(jié)果統(tǒng)計中發(fā)現(xiàn)高等收入家庭與低收入家庭的收入差距并不是太大，原因是對于富裕家庭的調(diào)查樣本偏少(調(diào)查中存在富裕人口的規(guī)避，不愿參與調(diào)查；或者提供不太真實的數(shù)據(jù))，這對分收入下的樣本基尼系數(shù)有一定影響，但對再分配系數(shù)的計算結(jié)果影響較小，因而在分析時并未考慮這一因素的影響。如表3所示，低收入戶樣本下的初始家庭基尼系數(shù)為0.1775，養(yǎng)老金收入轉(zhuǎn)入后的基尼系數(shù)為0.1330，收入不平等被縮小了，再分配系數(shù)達(dá)到了25.07%；醫(yī)療保險轉(zhuǎn)入后的基尼系數(shù)達(dá)到0.2619，收入差距擴大了，再分配系數(shù)僅為-47.55%，這與低收入戶老年人存在醫(yī)療保險的“逆向選擇”有關(guān)，即當(dāng)家庭人口健康水平更低時，其參與基本醫(yī)療保險的傾向更高，而家庭健康水平更高時，選擇基本醫(yī)療保險的傾向相對較低；社會救助金轉(zhuǎn)入后再分配效應(yīng)為25.30%。從偏低收入戶樣本看，老齡家庭初始收入為22139.21元，基尼系數(shù)為0.1814，養(yǎng)老金轉(zhuǎn)入后家庭收入為35173.51元，基尼系數(shù)降為0.1137，再分配系數(shù)達(dá)到37.32%，這與許多學(xué)者的關(guān)于收入再分配對偏低收入家庭的效應(yīng)的結(jié)果一致；而醫(yī)療保險轉(zhuǎn)入后家庭收入基尼系數(shù)變?yōu)?.1732，再分配系數(shù)為4.52%，也呈現(xiàn)出的社會保障收入對收入差距的縮小作用；而社會救助的再分配效應(yīng)也僅為8.82%。從中等收入戶樣本看，代表老齡家庭初始收入差距的基尼系數(shù)為0.1725，當(dāng)養(yǎng)老金收入轉(zhuǎn)入后，基尼系數(shù)降為0.1572，再分配系數(shù)為8.87%；而當(dāng)醫(yī)療保障轉(zhuǎn)入收入后使得基尼系數(shù)降為0.1632，再分配系數(shù)為5.39%；社會救助的再分配效應(yīng)達(dá)到11.48%。從偏高收入戶、高收入戶來看，初始基尼系數(shù)分別為0.4107、0.6618，均較高，說明在偏高收入戶、高收入戶家庭間存在較大收入差距，當(dāng)養(yǎng)老金轉(zhuǎn)入收入后，基尼系數(shù)分別降為0.3054、0.4911，再分配系數(shù)分別為25.64%、25.79%；而當(dāng)醫(yī)療保障轉(zhuǎn)入收入后，家庭基尼系數(shù)分別降為0.3278和0.4503，再分配系數(shù)分別為20.19%、31.96%，對于偏高收入、高收入家庭老人而言，醫(yī)療保險的收入再分配效應(yīng)更高；社會救助再分配效應(yīng)在偏高收入家庭樣本中達(dá)到最高的45.68%。

表3　按收入五等份分組的老年收入再分配情況

橫向比較發(fā)現(xiàn)，五等份家庭樣本中，初始基尼系數(shù)最大的為高收入戶樣本，最低的為中等收入戶樣本；養(yǎng)老金轉(zhuǎn)入收入后的基尼系數(shù)最大依然為高收入戶樣本，其次為偏高收入戶，最小為偏低收入戶樣本，而再分配系數(shù)最大也為偏低收入戶樣本，最小為中等收入戶樣本，以上結(jié)果說明養(yǎng)老金收入對低收入、偏低收入戶老齡家庭的再分配效應(yīng)更大，能夠更好的促進對此類家庭的收入公平性分配，而對高收入家庭的再分配效應(yīng)相對較弱。醫(yī)療保障轉(zhuǎn)入家庭收入后，基尼系數(shù)最大的仍是高收入家庭，最低為中等收入家庭，而再分配系數(shù)表現(xiàn)為高收入家庭的再分配系數(shù)更大，低收入戶家庭的再分配效應(yīng)為最小，甚至有拉大收入差距的現(xiàn)象。醫(yī)療保障對于低收入戶家庭的影響正如前文分析，存在著“逆向選擇”的悖論，能夠享受此類待遇的家庭多存在較大醫(yī)療支出，而這恰恰表現(xiàn)為與醫(yī)療花費較少家庭的收入差距；而在高收入家庭方面，通常對于健康的關(guān)注程度更高，在醫(yī)療花費上，特別是健康保持、定時體檢等方面的花費更高，因而醫(yī)療保障對于此類家庭的再分配效應(yīng)更大。社會救助金轉(zhuǎn)入家庭收入后，再分配效應(yīng)最高的為偏高收入家庭，其次為低收入家庭和高收入家庭，說明社會救助存在對低收入及較高收入者的良好再分配效應(yīng)，一方面是社會救助性質(zhì)決定的，另一方面是由于在識別群體上存在錯位及“精英捕獲”現(xiàn)象等。

(四)不同社會保險轉(zhuǎn)入收入與老年收入再分配

不同收入分組下的社會保障收入再分配存在差異，同樣，在引入社會保障不同保險項目類型下的老年收入再分配效應(yīng)是否也存在較大差異，這需要做進一步的分析，如表4所示，統(tǒng)計了養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險不同類別下老年收入再分配系數(shù)、基尼系數(shù)變化的結(jié)果。

養(yǎng)老金待遇方面，城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險社會保障待遇轉(zhuǎn)入前收入水平為26421.33元，基尼系數(shù)為0.6423，社會保障收入轉(zhuǎn)入后收入為36707.00元，基尼系數(shù)卻變?yōu)?.7872，再分配系數(shù)為-22.56%，明顯存在拉大收入差距效應(yīng)，原因是城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險參保率及不同職業(yè)類型對養(yǎng)老金待遇水平有較大影響，有研究表明是否簽訂合同、單位性質(zhì)、職業(yè)特征等變量均與其是否參與企業(yè)養(yǎng)老保險存在顯著的關(guān)系(劉歡，2017)[16]；城鎮(zhèn)職工居民養(yǎng)老保險方面，在社保收入轉(zhuǎn)入前，基尼系數(shù)為0.1517，轉(zhuǎn)入后收入的基尼系數(shù)降為0.1063，再分配系數(shù)為33.67%，存在較強的再分配效應(yīng)，使得老年收入水平差距縮??；從“老農(nóng)保”和“新農(nóng)?！钡谋容^來看，社保轉(zhuǎn)入后收入的基尼系數(shù)均要高于未轉(zhuǎn)入前，而且兩者的再分配系數(shù)非常接近，對于農(nóng)村老人而言，參加養(yǎng)老保險以及享受養(yǎng)老金待遇有明顯的收入替代作用，拉大與未享受待遇老人的差距；“城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險”作為城鎮(zhèn)居民社會養(yǎng)老保險和新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險統(tǒng)籌安排、合并實施的養(yǎng)老金待遇，在養(yǎng)老金收入轉(zhuǎn)入后的基尼系數(shù)0.2717，明顯低于養(yǎng)老金轉(zhuǎn)入前的基尼系數(shù)0.3841，再分配系數(shù)為29.26%，有較好的的收入差距縮小效應(yīng)。

表4　不同保險類型待遇的再分配效應(yīng)比較

醫(yī)療保險待遇方面，再分配效應(yīng)最低的為城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險，再分配系數(shù)僅為2.84%，社會保障轉(zhuǎn)入后收入最高的為享受城鎮(zhèn)醫(yī)療保險的老人，達(dá)到了36844.62元，最少的為享受“新農(nóng)合”老人，這是縱向比較而言。橫向比較來看，醫(yī)療保障轉(zhuǎn)入收入后家庭收入基尼系數(shù)變化最大的為城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險待遇享受者，MT值達(dá)到0.1348；社會保障轉(zhuǎn)入后收入基尼系數(shù)值最小的為城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(0.1534)，最大的為城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(0.4132)。

以上分析發(fā)現(xiàn)，相對于反應(yīng)收入差距大小的基尼系數(shù)，再分配系數(shù)為反應(yīng)在享受待遇者之間的公平分配程度，當(dāng)社保收入轉(zhuǎn)入前后的絕對收入水平存在較大變化，但再分配系數(shù)可能并不一定較高。研究結(jié)果顯示，養(yǎng)老金待遇中，社會保障收入轉(zhuǎn)入后，家庭基尼系數(shù)變化最大，收入差距縮小效應(yīng)和再分配效應(yīng)最明顯的為城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老保險，再分配效應(yīng)最大為33.67%；醫(yī)療保險方面，城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險的收入差距縮小效應(yīng)最大，再分配系數(shù)最高，城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險在社保轉(zhuǎn)入收入前后的基尼系數(shù)相比均為最小，保障公平性最好。

(五)不同社會救助項目下的再分配效應(yīng)

表5所示的為不同社會救助項目下收入再分配效應(yīng)計算結(jié)果，在這里，樣本是以同時獲得各類補助的家庭作為樣本，在這類情況下可以更好的比較不同救助項目的再分配效應(yīng)，收入均值以樣本均值統(tǒng)計為準(zhǔn)，故初始收入及基尼系數(shù)相同?？疾煸俜峙湫?yīng)，如表5中所示，無保障老人生活補貼再分配效應(yīng)最高，達(dá)到13.23%，而獨生子女的再分配效應(yīng)也達(dá)到了10.76%；相較于前兩種社會救助項目，醫(yī)療救助的再分配效應(yīng)較低，為8.30%；同時，作為收入提升效應(yīng)最大的其他政府補助，使得轉(zhuǎn)入后的家庭收入提高到29159.7元，但其再分配效應(yīng)也僅為9.19%，說明絕對數(shù)額的增加并未促使社會分配的平等提升，更多屬于傾向性的救助體系，如救災(zāi)等救助。

表5　不同社會救助項目待遇的再分配效應(yīng)比較

四、研究結(jié)論與啟示

文章基于中國居民收入調(diào)查數(shù)據(jù)庫(CHIP)2014年居民收入調(diào)查數(shù)據(jù)，從宏觀整體和微觀個體兩個層面進行比較，利用老年家庭社會保障中養(yǎng)老金、醫(yī)療保障和社會救助金轉(zhuǎn)入收入前后家庭基尼系數(shù)變化和社會保障的再分配系數(shù)。結(jié)果顯示，以戶口類型進行比較發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)戶口家庭在養(yǎng)老金和醫(yī)療保險轉(zhuǎn)入收入后的再分配系數(shù)均要低于同等情況下的非農(nóng)戶口家庭，其中非農(nóng)戶口家庭養(yǎng)老金轉(zhuǎn)入收入后的再分配系數(shù)系數(shù)為最大，社會救助的再分配效應(yīng)城鄉(xiāng)差異不大。將老齡家庭按收入五等份之后比較發(fā)現(xiàn)，社會保障轉(zhuǎn)入收入前家庭基尼系數(shù)最大的為高收入家庭收入間，最低為中等收入；養(yǎng)老金轉(zhuǎn)入老年家庭收入后，家庭間基尼系數(shù)最大的仍為高收入家庭，最低的為偏低收入家庭，再分配系數(shù)最大的也為偏低收入戶家庭，達(dá)到了37.32；醫(yī)療保險轉(zhuǎn)入收入后，家庭間基尼系數(shù)最大的是高收入家庭，最低的為中等收入家庭，再分配效應(yīng)最大的為高收入家庭的31.96%，而低收入家庭醫(yī)療保險再分配系數(shù)甚至為負(fù)數(shù)，存在拉大收入差距的作用，前文已分析，“逆向選擇”影響較大；社會救助金的轉(zhuǎn)入對低收入及較高、高收入家庭的再分配效應(yīng)影響較大。不同社會救助項目中，無保障老齡人口補貼再分配效應(yīng)最大，其次是其他政府救助項目，如災(zāi)害救助等，而獨生子女老齡人口補助及醫(yī)療救助的再分配效應(yīng)較小。

目前中國城鎮(zhèn)社會保障的再分配主要依賴于代際間的收入再分配，在人口少子老齡化的趨勢下，社會保障發(fā)揮對老齡人口，特別是貧困老人更大的收入再分配作用，在制定政策時有必要綜合考慮當(dāng)期再分配效應(yīng)和長期再分配效應(yīng)。建立城鎮(zhèn)就業(yè)人員統(tǒng)一的養(yǎng)老保險制度將有助于提高養(yǎng)老保險的長期公平效應(yīng)，如前文分析發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險待遇對微觀老齡人口收入再分配有最高效應(yīng)。其次，打破戶籍壁壘，推進社會保障的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌與制度整合。未來應(yīng)該提升基本社會保障的統(tǒng)一性，加強制度整合，縮小群體差距。強化基本社會保障制度的公平屬性。實證統(tǒng)計測算發(fā)現(xiàn)當(dāng)前社會保險制度的緩解收入差距的效果總體較低，說明我國社會保險制度的待遇不公平性仍需進一步優(yōu)化，緩解老齡貧困需要注重基本社會保障制度的公平性與公正性。當(dāng)前階段的經(jīng)濟社會背景，積極穩(wěn)妥地推進社會保障制度改革，處理好不同老齡人群之間的利益關(guān)系，在促進社會保障制度公平發(fā)展的同時，激發(fā)經(jīng)濟社會活力，保障低收入老齡人口養(yǎng)老經(jīng)濟權(quán)益。

文章在研究中雖然測算了社會保障支出對老年人口收入差距的調(diào)節(jié)效應(yīng)，但是考慮到MT方法存在一定的缺陷，即忽略了個體對社會保障的行為反應(yīng)。文章并未使用基尼系數(shù)分解或回歸分解檢驗進行穩(wěn)健性分析，是因為根據(jù)基尼系數(shù)計算特征，這一分解結(jié)果并不能完全表現(xiàn)出個體行為特征的影響，而是某個群體的對應(yīng)關(guān)系；其次，從基尼系數(shù)分解來看，需要分別計算組內(nèi)基尼系數(shù)、組間基尼系數(shù)差異以及再分配效應(yīng)等，從而計算出社會保障支出的邊際效應(yīng)，但其根本依然是未反應(yīng)個體行為反應(yīng)，且需要對不同收入群體進行分類研究，在未來研究中這一部分依然值得進一步細(xì)化分析。

參考文獻:

[1] B. Gustafsson，Shi Li and Sicular T.Inequality and Public Policy in China[M]. New York Cambridge University Press，2008．

[2] Khan A. and C. Riskin. China’s Household Income and its Distribution，1995 and 2002[J]. The China Quarterly.2005，182，365-384．

[3] Sicular T.，Ximing Yue， and B. Gustafsson, et al.The Urban-Rural Income Gap and Inequality in China[J]. Review of Income and Wealth.2007，53(1)，93-126．

[4] 李佳，趙建國.財政社會保障支出經(jīng)濟增長效應(yīng)區(qū)域差異——來自中國省級面板數(shù)據(jù)的實證[J]. 社會保障研究，2016，(3)：61-65．

[5] 徐倩，李放.財政社會保障支出與中國城鄉(xiāng)收入差距——理論分析與計量檢驗[J]. 上海經(jīng)濟研究，2012，(11)：81-88．

[6] Immervoll H. and Richardson L.Redistribution Policy and Inequality Reduction in OECD Countries: What Has Changed in Two Decades？[Z]. LIS Working Paper，No. 571，2011．

[7] 胡寶娣，劉偉，劉新.社會保障支出對城鄉(xiāng)居民收入差距影響的實證分析——來自中國的經(jīng)驗證據(jù)(1978-2008)[J]. 江西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2011，(2)：49-54．

[8] Kathy L.，Skoufias E. and Shapiro S..Redistributing Income to the Poor and the Rich: Public Transfers in Latin America and the Caribbean[Z]. World Bank SP Discussion Paper，No.0605，2006．

[9] 謝勇才.社會保障對城鎮(zhèn)居民收入分配的調(diào)節(jié)效應(yīng)——以安徽省為例[J]. 城市問題，2015，(6)：88-94．

[10] 劉歡.外出務(wù)工、家庭老人特征及農(nóng)村家庭貧困的關(guān)聯(lián)研究[J]. 人口與經(jīng)濟，2017，(1)：63-74．

[11] 高文書.社會保障對收入分配差距的調(diào)節(jié)效應(yīng)——基于陜西省寶雞市住戶調(diào)查數(shù)據(jù)的實證研究[J]. 社會保障研究，2012，(4)：61-68．

[12] Kim K.and Lambert P. J. Redistributive Effect of U.S. Taxes and Public Transfers， 1994-2004[J]. Public Finance Review. 2009，37(1)，3-26．

[13] 何立新，佐藤宏.不同視角下的中國城鎮(zhèn)社會保障制度與收入再分配——基于年度收入和終生收入的經(jīng)驗分析[J]. 世界經(jīng)濟文匯，2008，(5)：45-57．

[14] 鄭舒文，杜興端，陳成.社會保障對農(nóng)村居民收入分配的調(diào)節(jié)效應(yīng)研究——以四川省為例[J]. 農(nóng)村經(jīng)濟，2015，(7)：80-84．

[15] 余菊，劉新.城市化、社會保障支出與城鄉(xiāng)收入差距——來自中國省級面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗證據(jù)[J]. 經(jīng)濟地理，2014，(3)：79-84．

[16] 劉歡.企業(yè)養(yǎng)老保險參保決策影響因素實證研究——基于湖北棗陽市企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)分析[J]. 社會保障研究，2017，(1)：23-32．