鄧大松，賀 薇

（武漢大學 社會保障研究中心，武漢 430072）

0 引言

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，對于維護經(jīng)濟社會協(xié)調(diào)發(fā)展與構(gòu)建和諧社會具有十分重要的意義。目前，我國收入分配差距過大與社會保障制度不健全已經(jīng)引發(fā)了許多社會問題，不利于經(jīng)濟社會的可持續(xù)發(fā)展。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?！苯鉀Q好收入分配和轉(zhuǎn)移支付這兩大問題，不僅能夠從根本上解決國民的基本民生問題，還將為國家長期穩(wěn)定、健康、持續(xù)發(fā)展奠定堅實的基石。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。

理清現(xiàn)行政府轉(zhuǎn)移支付對收入分配發(fā)揮著怎樣的調(diào)節(jié)作用，估計財政社會保障轉(zhuǎn)移支付對貧富差距的改善程度，特別是老年人口的再分配效應(yīng)，在老齡化和精準扶貧問題日益嚴峻的今天，既是學術(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，中國的財政社會保障支出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，財政社會保障支出的轉(zhuǎn)移支付效應(yīng)是否存在明顯差異？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)有財政社會社會保障支出對城鄉(xiāng)不同收入水平、社會保障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和研究目的。

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。本文主要創(chuàng)新點在于：（1）本文嘗試通過全國各省份轉(zhuǎn)移支付收入占比家庭可支配收入的比較分析，利用對政府轉(zhuǎn)移支付收入再分配效應(yīng)的分解，找出財政社會保障支出對于不同人群內(nèi)部收入再分配效應(yīng)的縱向作用；以及對不同收入組之間收入再分配效應(yīng)的橫向作用。（2）引入財政社會保障支出的邊際效應(yīng)，借助不同社會保障項目差異，研究財政社會保障支出變化對家庭收入差距的增量變化影響，即基尼系數(shù)差距的變化。

1 研究基礎(chǔ)和數(shù)據(jù)來源

1.1 研究基礎(chǔ)和方法

在測度再分配政策的公平性效應(yīng)時，可以從兩各視角進行把握，一個是從再分配是否對同一水平的人們提供相同的轉(zhuǎn)移性支出，體現(xiàn)橫向公平；另一個視角是看分配政策是否使得窮人、低收入者受益程度高于高收入者，體現(xiàn)縱向公平性。為分析政府轉(zhuǎn)移性支出的雙向效應(yīng)，本文嘗試從橫向和縱向兩個視角進行研究。關(guān)于度量轉(zhuǎn)移性支出的再分配效應(yīng)模型主要由稅收的累進性度量方法發(fā)展而來，政府的轉(zhuǎn)移性支出可以被視為負的所得稅，目前研究方法主要有RE指數(shù)、Kakwani指數(shù)及其改進方法。由于RE指數(shù)的缺點在于它無法顯示個人或住戶轉(zhuǎn)移后收入的排序變化，或者根據(jù)人們的稅前收入將人群劃分為不同的相同收入組，但是現(xiàn)實中的微觀數(shù)據(jù)基本不存在完全相同收入組的情況；其次，模型中的再排序效應(yīng)并沒有完全包括組內(nèi)和組間的再排序效應(yīng)。因而，本文借鑒郭慶旺（2016）、Urban和Lambert（2008）等研究經(jīng)驗，選用改進后的UL模型測度收入再分配效應(yīng)方法。其公式如下：

其中，HUL表示凈橫向效應(yīng)，VUL表示凈縱向效應(yīng)，RUL表示再排序效應(yīng)。如果VUL＜0，表示縱向不平等效應(yīng)；HUL＞0，表示橫向不平等效應(yīng)；RUL＞0，表示再排序不平等效應(yīng)，反之，則表示平等效應(yīng)。居民初次分配收入排序反映了市場機制的作用效果，如果RUL比較大，說明政府再分配政策較大程度地改變了居民初次分配收入排序，這意味著政府再分配政策存在對市場機制的過度糾正傾向。VA表示若每個相同收入組的每個成員得到相同比例轉(zhuǎn)移收入時，可減少的縱向收入不平等大??；GB為轉(zhuǎn)移前的居民收入基尼系數(shù),GC是按轉(zhuǎn)移后收入排序的組間基尼系數(shù)。HA測度的是橫向不公平效應(yīng)，即組內(nèi)實際轉(zhuǎn)移收入占總收入比重的差異導致的不平等效應(yīng)；RAJL表示再排序效應(yīng)，GA為轉(zhuǎn)移后收入的基尼系數(shù)，CA為組間先按轉(zhuǎn)移前收入排序，組內(nèi)再按轉(zhuǎn)移后收入排序得到的轉(zhuǎn)移后收入集中度指數(shù)。RWG表示組內(nèi)再排序效應(yīng)，REG表示組間的再排序效應(yīng)。

政府轉(zhuǎn)移性支出的收入分配效應(yīng)，既包含總量效應(yīng)，也內(nèi)含邊際效應(yīng)。邊際效應(yīng)能夠更好地體現(xiàn)出政府轉(zhuǎn)移性支出單位變化量引起的居民收入不平等變化量。為分析政府轉(zhuǎn)移性支出收入分配的邊際效應(yīng)，本文采用Lerman和Yitzhaki（1985）提出的收入分解方法，具體公式如下：

其中，G表示總收入的基尼系數(shù)；SK表示總收入中分項收入K所占的比重；GK表示分項收入K的基尼系數(shù)；RK表示總收入和分項收入K排序的相關(guān)性，其值越大，表明該項收入越傾向于分配給富人。

1.2 數(shù)據(jù)來源及說明

本文數(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)，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?。ㄊ?、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，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。

2 老年人口政府轉(zhuǎn)移性收入地區(qū)差異比較

2.1 居民政府轉(zhuǎn)移性收入的地區(qū)差異

對于城鄉(xiāng)居民而言，家庭收入主要包括工資性收入、財產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入以及經(jīng)營性收入等。其中家庭獲得轉(zhuǎn)移性收入包括家庭獲得的政府性轉(zhuǎn)移支付收入和私人轉(zhuǎn)移支付收入，其中政府性轉(zhuǎn)移支付收入主要包括養(yǎng)老金收入、社會救濟收入等，私人轉(zhuǎn)移支付收入主要包括來自工作單位給予的非工資性收入待遇、親戚朋友給予的資金等。本文主要考慮家庭獲得的政府性支付收入對家庭收入的影響，私人轉(zhuǎn)移支付由于存在較大不確定性，因而未考慮。

居民家庭獲得政府轉(zhuǎn)移性收入對家庭可支配收入的影響到底有多大？或者說在家庭政府性轉(zhuǎn)移支付收入占可支配收入的區(qū)域差異如何？本文將引入全國不同省市在2015年的政府轉(zhuǎn)移性收入對家庭可支配收入比例情況進行分析。圖1是對全國31個省市的統(tǒng)計結(jié)果，其中左縱軸表示農(nóng)村家庭的占比情況，右縱軸表示城市家庭的占比情況。結(jié)果顯示，2015年全國大部分省市的農(nóng)村家庭政府轉(zhuǎn)移支付收入占可支配收入的比例均值在0.17以上；而城鎮(zhèn)家庭政府轉(zhuǎn)移支付收入占可支配收入的比例均值在0.18以上。其次，從各地城鄉(xiāng)政府轉(zhuǎn)移支付收入占比情況來看，大部分省份的城鎮(zhèn)均要高于農(nóng)村政府轉(zhuǎn)移支付收入占家庭可支配收入的比例；但也有一些地區(qū)例外，如西藏、青海、甘肅、河南、廣西、安徽、廣東等地，其中農(nóng)村地區(qū)占比與城鎮(zhèn)差值最大的為廣東地區(qū)，差值近0.18。相反，城鎮(zhèn)家庭獲得政府轉(zhuǎn)移支付收入占可支配收入比例相較于當?shù)剞r(nóng)村差異最大的為東北三省的吉林省，達到0.14，其次東北三省的城鎮(zhèn)家庭政府轉(zhuǎn)移支付收入占比與農(nóng)村差異均為全國前列。遼寧城鎮(zhèn)家庭政府性轉(zhuǎn)移支付收入占可支配收入比全國之最高，達到0.26，最低為廣東的0.03；農(nóng)村政府轉(zhuǎn)移支付收入占家庭可支配收入比最高為青海省的0.29；最低為北京的0.09。以上分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村家庭政府轉(zhuǎn)移性收入占家庭可支配收入比例有呈現(xiàn)地理位置上的“自西向東”逐漸降低的趨勢，這也與我國中西部地區(qū)農(nóng)村家庭貧困較多有較大關(guān)聯(lián)；而城鎮(zhèn)家庭占比情況卻并未呈現(xiàn)明顯的趨勢，整體較為平穩(wěn)，除了廣東省極低外。

圖1 分省市家庭政府轉(zhuǎn)移性收入占可支配收入比重的城鄉(xiāng)比較

2.2 老年人口轉(zhuǎn)移性收入的地區(qū)差異

家庭獲得政府轉(zhuǎn)移性支出占家庭可支配收入收入比例情況，可以較好地說明政府轉(zhuǎn)移支付對家庭收入或者直接的經(jīng)濟貧困的重要性。家庭養(yǎng)老金收入則是反映和體現(xiàn)對老年人口收入再分配的公平性，是緩解老年貧困的重要支撐，其對老年人口可支配收入存在怎樣的影響？本文引入家庭養(yǎng)老金收入占家庭可支配收入的比例進行分析，如下頁圖2所示，分別列出了全國省市2015年的養(yǎng)老金收入占家庭可支配收入比重的城鄉(xiāng)比較圖。由圖2可知，從農(nóng)村養(yǎng)老金占家庭可支配收入比例來看，上海的農(nóng)村養(yǎng)老金收入占比最高，達到0.43，黑龍江為最低，僅為0.09；在城鎮(zhèn)家庭養(yǎng)老金待遇占家庭可支配收入比例方面，占比最高的為山西省，達到0.86，最低則為青海的0.11。在各省內(nèi)部中城鄉(xiāng)養(yǎng)老金收益占家庭可支配收入比例最大的為山西省，達到0.73；最低的為浙江省，僅為0.02。全國2015年僅有三個省的城鎮(zhèn)養(yǎng)老金待遇水平占家庭可支配收入比例要低于農(nóng)村，主要有上海和青海，其中上海主要由于是中國經(jīng)濟中心等原因造成的城鄉(xiāng)差異并不是太大，而青海地區(qū)地處西北，主要是農(nóng)村地區(qū)存在較多貧困，養(yǎng)老金收入對其家庭可支配收入占比相較于城市地區(qū)的差異性較小，對城鄉(xiāng)居民收入，特別是老年收入存在同樣的重要程度，其次無論是青海城鎮(zhèn)還是農(nóng)村，其養(yǎng)老保險參保率都較低，使得老年人口養(yǎng)老金收入占家庭可支配收入比例比城鄉(xiāng)占比均較低。

圖2 分省市家庭養(yǎng)老金收入占可支配收入比重的城鄉(xiāng)比較

2.3 政府轉(zhuǎn)移性收入的核密度圖分析

前文分別以全國2015年城鄉(xiāng)居民家庭獲得的政府轉(zhuǎn)移性支付收入占家庭可支配收入的比重進行、養(yǎng)老金收入占家庭可支配收入比重為基礎(chǔ)，主要從占比最值、最大城鄉(xiāng)差距等視角進行的考慮，而對于全國性城鄉(xiāng)家庭轉(zhuǎn)移性政府收入及家庭養(yǎng)老收入占可支配收入比重的具體分布情況，可以通過家庭通過核密度圖進行更清晰的分析。

如圖3所示，構(gòu)造家庭核密度圖，其中圖3（a）和（b）分別表示城鎮(zhèn)居民家庭政府轉(zhuǎn)移性收入占家庭可支配收入比重、城鎮(zhèn)居民家庭養(yǎng)老金收入占家庭可支配收入的比重；圖3（c）和（d）則表示的是農(nóng)村地區(qū)獲得的政府轉(zhuǎn)移性支付收入、養(yǎng)老金收入占家庭可支配收入的比重分布情況。圖3（a）和（b）比較發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)家庭獲得的政府轉(zhuǎn)移支付收入占可支配收入比重相較于其養(yǎng)老金收入占可支配收入比，養(yǎng)老金收入的分布更不均勻，顯得更加陡峭，但城鎮(zhèn)養(yǎng)老金占比曲線相對靠右，說明養(yǎng)老金收入在多數(shù)省城鎮(zhèn)內(nèi)都具有較高水平，如圖3（d）的陡峭程度比圖3（a）更大且偏右，陡峭的原因是這里考慮的為享受老年群體為主，養(yǎng)老金收入在其收入中占主要作用，而各省的待遇差異使得其全國分布情況存在較大的差異。圖3（b）和（c）比較發(fā)現(xiàn)，相較于農(nóng)村家庭獲得政府轉(zhuǎn)移性支付收入占家庭可支配收入比而言，城鎮(zhèn)分布情況更加陡峭，占比情況分布差異更大，而農(nóng)村地區(qū)則呈現(xiàn)較好的公平性，各地差異不大，處于較高水平的分布也較多，這與農(nóng)村地區(qū)對于除養(yǎng)老金發(fā)放等其他政府性轉(zhuǎn)移支付群體的較易識別度有關(guān)聯(lián)。圖3（b）和（d）比較發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村地區(qū)家庭養(yǎng)老金收入占可支配收入比重相較于城鎮(zhèn)家庭，其全國分布更不均勻，表現(xiàn)在圖形上就是倒“U”型曲線更加陡峭，且分布主要集中于左側(cè)，說明對于全國大多數(shù)農(nóng)村地區(qū)，養(yǎng)老金占可支配收入的比重都處于較低狀態(tài)和低水平。圖3（c）和（d）的比較可以更清晰的發(fā)現(xiàn)，對于全國農(nóng)村家庭獲得政府轉(zhuǎn)移性支付收入占可支配收入比重而言，養(yǎng)老金收入占比分布顯得更加不均勻，且集中靠左，說明農(nóng)村地區(qū)在獲得政府性轉(zhuǎn)移支付收入的公平性存在較大差異，其中養(yǎng)老金在全國農(nóng)村家庭基本呈現(xiàn)出較低的占比水平，而政府轉(zhuǎn)移性支付收入中的社會救濟（政府轉(zhuǎn)移性支付收入減去養(yǎng)老金收入）在全國各省市都有較均勻的分布，且各省市的差異并不是特別大，如最低保證水平的政策，在全國就沒有較大的差異性。養(yǎng)老金占比水平低，一個原因是參保率低，另一個就是待遇水平在全國農(nóng)村地區(qū)也普遍較低。

圖3 政府轉(zhuǎn)移性收入的核密度圖分析

3 老年家庭政府轉(zhuǎn)移支付收入的再分配效應(yīng)測算

3.1 城鎮(zhèn)老年家庭政府轉(zhuǎn)移性支付收入再分配效應(yīng)

根據(jù)國家統(tǒng)計局對家庭收入水平的五等份統(tǒng)計，本文嘗試建立以五等份分組樣本，各樣本占比20%，進而考察不同收入水平下的政府轉(zhuǎn)移性收入對老年人口的再分配效應(yīng)。根據(jù)城鎮(zhèn)和農(nóng)村人口樣本權(quán)重可推算出整體基尼系數(shù)，以分組均值差異計算組間基尼系數(shù)，計算公式為：

其中，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。

表1 城鎮(zhèn)戶口老年家庭政府轉(zhuǎn)移支付收入的再分配效應(yīng)（五等份分組）

以城鎮(zhèn)家庭收入五等份分組測算家庭轉(zhuǎn)移性支付收入的再分配效應(yīng)，表1為測算結(jié)果。結(jié)果顯示，城鎮(zhèn)老年家庭在獲得轉(zhuǎn)移性支付收入前，家庭內(nèi)部基尼系數(shù)最大的為低收入戶樣本，最低為中等收入戶樣本；獲得政府轉(zhuǎn)移性收入后家庭基尼系數(shù)最大的仍為低收入戶樣本，最小的為偏高收入戶樣本，政府轉(zhuǎn)移性支付收入RE值最大的為偏低收入戶，占比62.86%，最低為高收入戶樣本的0.0818，僅為27.43%，說明政府轉(zhuǎn)移性支付收入對偏低收入戶的再分配效應(yīng)最大。對各樣本下的收入再分配效應(yīng)的分解來看，以低收入樣本為例，縱向效應(yīng)為0.1164，貢獻124.23%，改善了城鎮(zhèn)老年家庭收入分配；橫向效應(yīng)為0.0109，惡化了家庭收入分配，占比11.63%，再排序效應(yīng)為0.0118，占比12.59%。在所有樣本下，對家庭獲得政府轉(zhuǎn)移性支付收入進行分解得到的縱向效應(yīng)占比最高的為中等收入樣本下，占比達到180.56%，有效改善老年家庭收入分配；橫向效應(yīng)中，占比最高的為低收入樣本下的11.63%，有惡化家庭收入分配，最小為高收入家庭的-5.62%，說明對高收入家庭內(nèi)部分組而言，有改善家庭收入差距的作用；再排序效應(yīng)占比最高的為中等收入樣本下的72.27%，最低為偏低收入下的6.64%。

3.2 農(nóng)村老年家庭政府轉(zhuǎn)移性支付收入再分配效應(yīng)

引入農(nóng)村家庭作為分析組，也劃分為五等份收入組，各個收入組占比20%。如表2所示，各收入組在獲得家庭轉(zhuǎn)移性支付收入前，家庭基尼系數(shù)在各收入組內(nèi)部的最大值為低收入戶樣本下的0.2644，最低為中等收入戶樣本下的0.1107,；政府性轉(zhuǎn)移支付收入轉(zhuǎn)入收入后，各分組內(nèi)部基尼系數(shù)最大的為高收入組內(nèi)部的0.1732，最低為中等收入戶樣本下的0.0713，再分配系數(shù)最大為偏低收入戶樣本下的0.1583，再分配效應(yīng)達到62.84%，再分配效應(yīng)最低為高收入樣本下的27.41%，對低收入樣本下的再分配效應(yīng)達到47.77%，也較高。對再分配系數(shù)進行分組比較發(fā)現(xiàn)，縱向效應(yīng)最大的為偏低收入戶下的0.1932，占比最高的為低收入戶樣本下的147.59%，說明在農(nóng)村低收入、偏低收入戶樣本下，政府轉(zhuǎn)移性支付收入能有效改善老年收入分配；橫向效應(yīng)方面，最大值出現(xiàn)在低收入樣本下的0.0054，且偏低收入戶樣本下的橫向效應(yīng)也為正，說明政府轉(zhuǎn)移支付收入在橫向上拉大了不同收入組之間的收入差距；而中等收入、偏高收入、高收入組下的橫向效應(yīng)系數(shù)為負，占比最高的為中等收入樣本下的-5.84%，說明中等收入組下的政府轉(zhuǎn)移支付收入使得其減小與其他收入組的收入差距，改善了收入分配?？紤]再排序效應(yīng)，在各樣本組內(nèi)部，再排序效應(yīng)系數(shù)最大的為低收入組下的0.0547，占比43.31%也是所有分組樣本最高，說明獲得政府轉(zhuǎn)移性支付收入對農(nóng)村低收入家庭的收入再排序效應(yīng)最高。

3.3 不同政府性轉(zhuǎn)移支付項目收入的再分配效應(yīng)

以上分析從城鄉(xiāng)不同視角對樣本分別進行五等份劃分，家庭獲得政府轉(zhuǎn)移性支付收入的再分配效應(yīng)及其分解，但考慮到養(yǎng)老金、社會救濟等政府轉(zhuǎn)移支付收入具體項目對不同老人的重要程度，需要進一步對老年家庭獲得政府轉(zhuǎn)移支付收入的具體項目與家庭收入再分配的關(guān)聯(lián)性進行研究。表3分別列出了養(yǎng)老金對家庭收入再分配的影響以及社會救濟對家庭收入再分配的影響的測算結(jié)果。

表2 農(nóng)村戶口老年家庭政府轉(zhuǎn)移支付收入的再分配效應(yīng)（五等份分組）

首先，考慮養(yǎng)老金對老年家庭收入再分配的影響，如表3所示，在城鎮(zhèn)方面，養(yǎng)老金轉(zhuǎn)入前，城鎮(zhèn)家庭內(nèi)部基尼系數(shù)為0.4268，養(yǎng)老金收入轉(zhuǎn)入后，家庭基尼系數(shù)變?yōu)?.3974，再分配系數(shù)為0.0294，一定程度上改善了家庭收入差距，再分配效應(yīng)為6.88%；對再分配系數(shù)進行分解發(fā)現(xiàn)，縱向效應(yīng)為0.0376，占比127.89%，較好改善收入分配；橫向效應(yīng)為0.0012，占比4.08%，一定程度上拉大了收入分配差距；再排序效應(yīng)為0.0070，占比為23.81%；邊際效應(yīng)為-0.00074，說明養(yǎng)老金收入對城鎮(zhèn)老年人口收入差距有較好的縮小作用，且每增加養(yǎng)老金收入1個單位，會使城鎮(zhèn)居民收入差距減少0.074%。在農(nóng)村方面，養(yǎng)老金收入轉(zhuǎn)入家庭收入前的基尼系數(shù)為0.4785，養(yǎng)老金轉(zhuǎn)入后家庭收入基尼系數(shù)變?yōu)?.4236，再分配系數(shù)為0.0549，再分配效應(yīng)為11.47%，比城鎮(zhèn)的養(yǎng)老金收入再分配效應(yīng)要高；對其分解發(fā)現(xiàn)，縱向效應(yīng)為0.0631，占比114.94%，比城鎮(zhèn)縱向效應(yīng)要小，但也一定程度上改善了農(nóng)村分組內(nèi)部的收入差距；橫向效應(yīng)為0.0076，比城鎮(zhèn)橫向效應(yīng)要大，占比為13.84%，說明養(yǎng)老金收入拉大了農(nóng)村居民與其他非農(nóng)村居民的收入差距；再分配效應(yīng)僅為1.09%。農(nóng)村家庭獲得養(yǎng)老金收入的邊際效應(yīng)為-0.00026，說明每增加農(nóng)村居民一單位的養(yǎng)老金收入，能夠縮小收入差距0.026%。

表3 城鄉(xiāng)政府轉(zhuǎn)移支付收入不同項目的再分配效應(yīng)差異

其次，以社會救濟作為主要轉(zhuǎn)移支付收入再分配效應(yīng)分析。由表3可知，在城鎮(zhèn)樣本下，以社會救濟作為主要老年家庭的政府支付收入時，轉(zhuǎn)移前家庭間基尼系數(shù)為0.4456，比獲得養(yǎng)老金家庭的要高，轉(zhuǎn)移后家庭基尼系數(shù)降為0.4316，再分配系數(shù)為0.0140，再分配效應(yīng)僅為3.14%，明顯低于養(yǎng)老金待遇的再分配效應(yīng)。對城鎮(zhèn)社會救濟收入再分配效應(yīng)進行分解發(fā)現(xiàn)，縱向效應(yīng)為0.0250，占比178.57%，有效改善了內(nèi)部收入分配；橫向效應(yīng)為0.0018，大于零，說明橫向上拉大了收入差距，占比12.86%，比較高；再排序效應(yīng)為0.0092，占比65.71%，說明再排序效應(yīng)較高；最后是城鎮(zhèn)社會救濟收入的邊際效應(yīng)為-0.00013，說明社會救濟金每增加一個單位，城鎮(zhèn)收入差距將縮小0.013%，這個邊際值要明顯小于城鎮(zhèn)養(yǎng)老金的邊際效應(yīng)，說明養(yǎng)老金對城鎮(zhèn)居民有更重要的作用。在農(nóng)村樣本下，社會救濟轉(zhuǎn)入收入前家庭基尼系數(shù)為0.4832，社會救濟轉(zhuǎn)入后，家庭基尼系數(shù)變?yōu)?.4037，再分配系數(shù)為0.0795，再分配效應(yīng)高達16.45%，比同等情況下的城鎮(zhèn)社會救濟要高得多，也比農(nóng)村養(yǎng)老金的再分配效應(yīng)高，說明社會救濟對于農(nóng)村老年人口的重要程度甚至高于養(yǎng)老金，這與農(nóng)村養(yǎng)老金享受人口較少有關(guān)聯(lián)性。對農(nóng)村社會救濟再分配系數(shù)進行分解發(fā)現(xiàn)，縱向效應(yīng)為0.1373，達到172.70%，較大程度上縮小了農(nóng)村居民內(nèi)部的收入差距；橫向效應(yīng)為0.0044，占比5.53%，說明一定程度上拉大了橫向不同戶口類型的收入差距；再排序效應(yīng)為0.0534，占比67.17%，再排序效應(yīng)較高；邊際效應(yīng)為-0.00037，即社會救濟收入每提升一個單位，農(nóng)村家庭收入基尼系數(shù)減少0.037%，這比城鎮(zhèn)社會救濟的邊際效應(yīng)要高，比農(nóng)村養(yǎng)老金收入的邊際效應(yīng)也要高。

4 結(jié)論

本文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，利用財政社會保障支出中養(yǎng)老金、社會救濟的具體項目，分析老年家庭社會保障轉(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)以及財政轉(zhuǎn)移支付收入的邊際效應(yīng)。得到如下結(jié)論：

（1）地區(qū)差異比較。城鎮(zhèn)家庭獲得的政府轉(zhuǎn)移支付收入占可支配收入比重相較于其養(yǎng)老金收入占可支配收入比，養(yǎng)老金收入占比的全國分布更不均勻；農(nóng)村地區(qū)政府轉(zhuǎn)移支付收入占比全國各地區(qū)差異更小；而養(yǎng)老金方面，農(nóng)村地區(qū)的養(yǎng)老金占家庭可支配收入比重的全國各地區(qū)差異明顯；而政府轉(zhuǎn)移性支付收入中的社會救濟在全國各省市都有較均勻的分布，且各省市的差異并不大。

（2）政府轉(zhuǎn)移支付收入的城鄉(xiāng)差異。對財政社會保障支出的再分配效應(yīng)測算發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)老人家庭中政府轉(zhuǎn)移性支付收入再分配效應(yīng)最大的為偏低收入戶家庭；對再分配效應(yīng)分解結(jié)果顯示，縱向效應(yīng)最高的為中等收入樣本，橫向效應(yīng)最高的為低收入樣本；再排序效應(yīng)最高的為中等收入樣本。農(nóng)村老人家庭政府轉(zhuǎn)移性支付收入再分配效應(yīng)最大的偏低收入戶樣本；縱向效應(yīng)最高的為低收入戶；橫向效應(yīng)最低為中等收入樣本，中等收入家庭的收入差距削減效應(yīng)最大；再排序效應(yīng)最大的為低收入戶樣本。

（3）政府轉(zhuǎn)移支付收入具體項目差異的城鄉(xiāng)比較。分項目城鄉(xiāng)比較分析發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老金收入對城鎮(zhèn)老年人口收入差距有較好的縮小作用，且每增加養(yǎng)老金收入1個單位，會使城鎮(zhèn)居民收入差距減少0.074%；農(nóng)村養(yǎng)老金再分配效應(yīng)比城鎮(zhèn)的養(yǎng)老金收入再分配效應(yīng)要高，農(nóng)村家庭獲得養(yǎng)老金收入的邊際效應(yīng)為-0.00026，說明每增加農(nóng)村居民一單位的養(yǎng)老金收入，能夠縮小收入差距0.026%。其次，以社會救濟作為主要轉(zhuǎn)移支付收入再分配效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)老年家庭社會救濟再分配效應(yīng)明顯低于養(yǎng)老金待遇的再分配效應(yīng)；城鎮(zhèn)社會救濟再分配的邊際效應(yīng)為-0.00013，說明社會救濟金每增加一個單位，城鎮(zhèn)收入差距將縮小0.013%，這個邊際值要明顯小于城鎮(zhèn)養(yǎng)老金的邊際效應(yīng)。在農(nóng)村樣本下，社會救濟再分配效應(yīng)比同等情況下的城鎮(zhèn)社會救濟要高得多，也比農(nóng)村養(yǎng)老金的再分配效應(yīng)高。農(nóng)村社會救濟再分配邊際效應(yīng)為-0.00037，即社會救濟收入每提升一個單位，農(nóng)村家庭收入基尼系數(shù)減少0.037%，這比城鎮(zhèn)社會救濟的邊際效應(yīng)要高，比農(nóng)村養(yǎng)老金收入的邊際效應(yīng)也要高。