張永峰,陳 誠

(南京大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院,江蘇 南京 210000)

一、引言

由于資本的報酬長期大于勞動的報酬,因而經(jīng)濟增長并未如許多經(jīng)濟學(xué)家所預(yù)測的帶來貧富差距的下降,實際上反而加劇了收入的不平等。收入的不平等進一步引發(fā)了不同收入階層的對立,增加了社會的不確定性和不穩(wěn)定性,最終反過來抑制了經(jīng)濟的持續(xù)增長。鑒于此,各國政府相繼采取了一系列舉措以緩和貧富分化帶來的社會矛盾,推動經(jīng)濟的有序增長。其中,社會保障制度效果最為顯著。社會保障制度最初誕生于歐洲。德國是第一個建立社會保險制度的國家,目前則是挪威、瑞典、芬蘭三個北歐國家的社會保障體系最為健全。中國的社會保障制度盡管起步較晚,但由于我們國家的社會主義性質(zhì),因而發(fā)展迅速,目前已基本建立了世界上規(guī)模最大的,同時統(tǒng)籌城鄉(xiāng)、有中國特色的社會保障體系。

人力資源和社會保障部發(fā)布的2019年度人力資源和社會保障事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報顯示,2019年我國基本養(yǎng)老保險、失業(yè)保險、工傷保險參保人數(shù)分別達到9.67億人、2.05億人、2.54億人,三項社會保險基金合計5.45萬億元,其中,養(yǎng)老保險基金支出5.23萬億元、失業(yè)保險基金支出0.13萬億元、工傷保險基金支出0.08萬億元。此外,截至2019年底,我國醫(yī)療保險參保人數(shù)13.54億人,參保覆蓋面超過95%,醫(yī)療保險基金支出1.99萬億元;全年生育保險參保人數(shù)2.14億人,比2018年底增加了997萬人,生育保險基金支出792.07億元。另一方面,2019年社會消費品零售總額為41.16萬億元,占2019年GDP的41.54%,不僅遠低于發(fā)達國家的水平,同時低于世界平均水平;此外,基尼系數(shù)雖然在2008—2014年間整體緩慢下降,但在2015年后轉(zhuǎn)而上升,表明近年來收入差距仍在擴大。由此看來,盡管社保覆蓋面不斷擴大、社保支出不斷提升,但居民消費率依然低下,收入差距也表現(xiàn)出持續(xù)擴大的趨勢。那么,社會保障制度的實施是否平滑了經(jīng)濟活動中各種風(fēng)險帶來的收入波動、提升了最底層居民的收入狀況、促進了社會消費規(guī)模的增加、降低了不同收入階層之間的收入差距?以上是本文研究的重點。

二、文獻回顧與理論基礎(chǔ)

(一)收入效應(yīng)

根據(jù)凱恩斯的假設(shè),家庭對貨幣的需求來源于三個動機:交易需求、預(yù)防需求、投機需求。當(dāng)社會保障制度不健全時,經(jīng)濟不確定性帶來的風(fēng)險由家庭自身承擔(dān)。為了預(yù)防各種突發(fā)事件,家庭不得不儲備一定的貨幣。短期內(nèi),家庭的收入相對固定,用于預(yù)防需求的儲備貨幣越多,用于消費的貨幣則越少。相反,在社會保障制度相對健全的條件下,家庭突遇失業(yè)、疾病等意外事故可獲得政府的財政支持和救濟,可以降低預(yù)防需求的貨幣儲備,預(yù)防需求的貨幣可以進一步轉(zhuǎn)化為社會消費。這也是社會保障制度更加完善的國家居民消費率高的原因。同時,貧困家庭還可以通過社會保障中的社會救助和社會優(yōu)撫獲得政府轉(zhuǎn)移支付,進而提高家庭可支配收入。特別是對于低收入群體,政府通常會以現(xiàn)金或者實物進行轉(zhuǎn)移支付?，F(xiàn)金救助可以直接提高無收入或低收入群體的收入水平,進而提高低收入群體的消費能力。按照邊際消費傾向遞減的規(guī)律,低收入群體的邊際消費傾向往往更高,對低收入群體的現(xiàn)金補助可以很大程度轉(zhuǎn)化為社會消費。除此之外,在跨期消費模型下,以養(yǎng)老保險制度為代表,社會保障制度還可以提高居民未來的預(yù)期收入,進而提高居民當(dāng)期的消費水平,具有顯著的收入效應(yīng)。

早在1920年,著名福利經(jīng)濟學(xué)家庇古從貨幣的邊際效用出發(fā),認為實行社會保障制度有助于提高低收入階層的消費能力和邊際消費傾向,并進一步提高社會消費規(guī)模。與此同時,莫迪利安尼[1](1981)和弗里德曼[2](1957)認為,社會保障制度對居民消費行為具有財富替代效應(yīng),在社會保障制度健全的國家,居民往往對未來持樂觀態(tài)度,因而傾向于減少預(yù)防性儲蓄,增加當(dāng)期消費。此外,不少學(xué)者從實證的角度測算了社會保障制度的收入效應(yīng),比如Feldstein[3](1974)和Hubbard[4](1994)的研究表明,社會保障制度的實施顯著減少了居民的儲蓄行為,促進了社會消費的增加。國內(nèi)學(xué)者對社會保障制度收入效應(yīng)的研究觀點與國外學(xué)者類似,即社會保障制度存在收入效應(yīng),有助于提高社會消費水平。張芳芳等[5](2017)基于浙江省“新農(nóng)?！闭叩难芯堪l(fā)現(xiàn),“新農(nóng)?！憋@著增加了非耐用消費品支出和必需品支出。此外,部分學(xué)者從社會保障體系中的醫(yī)療、養(yǎng)老等具體的保險制度出發(fā),分析了社會保障制度的收入效應(yīng)。宋月萍、宋正亮[6](2018)和馬紅鴿、席恒[7](2020)等人分析了醫(yī)療保險對消費的影響,他們的研究表明參加醫(yī)療保險對社會消費具有顯著的促進效應(yīng)。同時,蔣彧、全夢貞[8](2018),李建英等[9](2018)認為,養(yǎng)老保險發(fā)展水平的提高對居民消費水平具有促進作用。張廣勝等[10](2016)針對農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口的研究發(fā)現(xiàn),社會保障顯著促進了農(nóng)民工家庭的生活消費。

(二)再分配效應(yīng)

福利經(jīng)濟學(xué)的開創(chuàng)者庇古在其代表性著作《福利經(jīng)濟學(xué)》一書中指出:在貨幣邊際效用遞減的假設(shè)下,貨幣收入越多,其邊際效用越小;而貨幣收入越少,邊際效用越大。也就是對于貨幣收入不足的窮人而言,其貨幣收入的邊際效用大于富人貨幣收入的邊際效用。那么把貨幣收入由富人轉(zhuǎn)移給窮人,由于富人貨幣收入減少帶來的效用損失低于窮人由于貨幣收入增加帶來的效用收益,因而可以增加社會總效用。通常來講,實現(xiàn)貨幣收入從富人向窮人轉(zhuǎn)移的方式有兩種:一種是富人的自愿轉(zhuǎn)移,另一種是政府的強制轉(zhuǎn)移。市場經(jīng)濟條件下,實現(xiàn)這種可以明顯增加社會福利的收入轉(zhuǎn)移僅僅依靠富人自愿顯然是不夠的。社會保障制度彌補了富人自愿轉(zhuǎn)移的不足,起到了強制轉(zhuǎn)移的作用[11]。社會保險由養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險、失業(yè)保險、工傷保險、生育保險構(gòu)成,在初次分配中按照國家規(guī)定的比例進行繳費,收入越高繳費越多。再分配時則按照風(fēng)險程度來支付,風(fēng)險越高,所獲的轉(zhuǎn)移支付越多。由于風(fēng)險程度與收入負相關(guān),也就是收入越低,風(fēng)險反而越高。對于低收入者而言,社會保險的替代率通常更高,在社會保險中受益的可能性更大。由此來看,社會保障制度按照高收入高繳費、低收入低繳費的繳費原則和高風(fēng)險高支付、低風(fēng)險低支付的支付原則調(diào)整社會不同收入階層之間的分配狀況,進而縮小不同收入群體之間的收入差距,具有顯著的再分配效應(yīng)。

對于社會保障制度的再分配效應(yīng),國外學(xué)者的研究總體表明,社會保障制度有助于降低收入差距,但發(fā)達國家社會保障制度的再分配效應(yīng)優(yōu)于發(fā)展中國家。He L,Sato H[12](2011)對美國、德國等13個發(fā)達國家1980—2000年間社會保障實施效果的研究表明,美國、德國等發(fā)達國家基尼系數(shù)降低,有74.6%的貢獻來源于社會保障制度的實施。Conde-Ruiz,Profeta[13](2007)的研究表明,英國的基尼系數(shù)由0.52下降到再次分配后的0.38,下降幅度達36.8%。Jesuit[14](2004)對拉美國家15個經(jīng)濟體的研究表明,社會保障制度對拉美國家基尼系數(shù)下降的貢獻在15%左右。與國外研究不同的是,國內(nèi)學(xué)者對社會保障制度再分配效應(yīng)的研究尚未形成統(tǒng)一的觀點。王延中等[15](2016)、周堅[16](2019)、耿晉梅等[17](2020)認為,盡管存在一些擴大收入差距的制度安排,但總體來看,社會保障制度縮小了中國的收入差距,具有顯著的再分配效應(yīng);此外,周廣肅等[18](2020)認為,“新農(nóng)?！笨梢杂行p小農(nóng)村消費不平等的程度;鄧大松、卜芳[19](2019)研究發(fā)現(xiàn),社會保障支出不僅降低了農(nóng)村貧困發(fā)生率,而且緩沖了收入不平等對農(nóng)村居民發(fā)生貧困的負向影響。與此同時,部分學(xué)者認為中國社會保障制度由于還存在覆蓋面不全、重點不突出、城鄉(xiāng)支付比例二元化等缺陷,因而對于抑制收入差距擴大的效果有限,甚至起到了逆向調(diào)節(jié)的負作用(彭浩然等[20];李銳等[21];李實等[22];韓克慶[23];馬強等[24])。

三、研究設(shè)計

(一)變量選取與描述性統(tǒng)計分析

本文選取的核心被解釋變量為消費規(guī)模和城鄉(xiāng)收入差距(城鎮(zhèn)人均可支配收入/農(nóng)村人均可支配收入),其中用消費規(guī)模衡量社會保障制度的收入效應(yīng),用城鄉(xiāng)收入差距衡量社會保障制度的再分配效應(yīng)。

解釋變量為代表社保覆蓋面的養(yǎng)老保險人數(shù)占比(養(yǎng)老保險參保人數(shù)/省人口總數(shù))、失業(yè)保險人數(shù)占比(失業(yè)保險參保人數(shù)/省人口總數(shù))、生育保險人數(shù)占比(生育保險參保人數(shù)/省人口總數(shù))、工傷保險人數(shù)占比(工傷保險參保人數(shù)/省人口總數(shù))和醫(yī)療保險人數(shù)占比(醫(yī)療保險參保人數(shù)/省人口總數(shù))和代表社保支出的失業(yè)保險基金支出、工傷保險基金支出、生育保險基金支出、醫(yī)療保險基金支出以及社保和就業(yè)支出等。除此之外,選取GDP增長率、M2、政府購買、投資規(guī)模、出口額、進口額等作為控制變量。各省的M2值由全國總的M2值除以各省GDP得到。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

由表1可以看出,養(yǎng)老保險人數(shù)占比、失業(yè)保險人數(shù)占比、生育保險人數(shù)占比、工傷保險人數(shù)占比和醫(yī)療保險人數(shù)占比的最低值多在1%左右,而最高值大多超過了50%,具體從高到低為養(yǎng)老保險人數(shù)占比84.757%、醫(yī)療保險人數(shù)占比72.251%、失業(yè)保險人數(shù)占比53.915%、工傷保險人數(shù)占比51.473%、生育保險人數(shù)占比47.665%。而代表社保支出的解釋變量最小值為0,最大值為社保和就業(yè)支出1644.17億元,其次為醫(yī)療保險基金支出1059.99億元,最后為失業(yè)保險基金支出123.42億元、生育保險基金支出113.71億元、工傷保險基金支出66.94億元。

(二)模型設(shè)定

在實證方法上,基準回歸采用面板固定效應(yīng)模型檢驗,面板固定效應(yīng)模型可避免不隨時間變化的異質(zhì)性導(dǎo)致的內(nèi)生性問題,使得估計結(jié)果更加可信。固定效應(yīng)模型設(shè)定如公式(1)所示:

(1)

式(1)用來衡量社保制度的收入效應(yīng)。其中l(wèi)n(comi,t)表示社會消費規(guī)模的對數(shù),xi,t是代表社保覆蓋面的解釋變量,yi,t是代表社保支出的解釋變量,zi,t為控制變量,i和t分別為省份和年份,ui,t為誤差項。

為進一步檢驗社會保障制度的再分配效應(yīng),本文以城鄉(xiāng)居民收入差距為被解釋變量,社保覆蓋面和社保支出為核心解釋變量,重新設(shè)定了固定效應(yīng)模型如公式(2)所示:

(2)

式(2)用來衡量社保制度的再分配效應(yīng)。其中disi,t表示城鄉(xiāng)收入差距,xi,t是代表社保覆蓋面的解釋變量,yi,t是代表社保支出的解釋變量,zi,t為控制變量,i和t分別為省份和年份,ui,t為誤差項。

不論是社會保障制度的收入效應(yīng),還是再分配效應(yīng),均由家庭或個人收入的變化而引起。因此,本文構(gòu)建了以城鎮(zhèn)人均可支配收入和農(nóng)村人均可支配收入為中介變量的模型,以厘清社會保障制度的收入效應(yīng)和再分配效應(yīng)的影響機制。并設(shè)定模型如下:

(3)

(4)

(5)

式(3)的系數(shù)α為社保覆蓋面和社保支出對城鄉(xiāng)收入差距的總效應(yīng);式(4)的系數(shù)γ為社保覆蓋面和社保支出對農(nóng)村人均可支配收入、城鎮(zhèn)人均可支配收入的效應(yīng);式(5)的系數(shù)δ是在控制了社保覆蓋面和社保支出的影響后,中介變量農(nóng)村人均可支配收入、城鎮(zhèn)人均可支配收入對城鄉(xiāng)收入差距的效應(yīng);系數(shù)μ是在控制了中介變量農(nóng)村人均可支配收入、城鎮(zhèn)人均可支配收入的影響后,社保覆蓋面和社保支出對城鄉(xiāng)收入差距的直接效應(yīng)。

四、實證分析

(一)基準回歸

表2是社會保障制度收入效應(yīng)的基準回歸估計結(jié)果。其中第1、3列是未添加控制變量情形下的模型估計值,第2、4列是增加政府購買的對數(shù)、投資規(guī)模的對數(shù)、出口額的對數(shù)以及進口額的對數(shù)等控制變量的模型估計值。

從表2可以明顯看出,在第1列中除失業(yè)保險人數(shù)占比外,養(yǎng)老保險人數(shù)占比、生育保險人數(shù)占比、工傷保險人數(shù)占比和醫(yī)療保險人數(shù)占比均對消費規(guī)模有顯著的正向影響。具體來看,在控制其他條件不變的情形下,養(yǎng)老保險人數(shù)占比、生育保險人數(shù)占比、工傷保險人數(shù)占比和醫(yī)療保險人數(shù)占比提高1個百分點,消費規(guī)模將分別增加0.012、0.081、0.075、0.011個百分點。增加控制變量后,養(yǎng)老保險人數(shù)占比、生育保險人數(shù)占比、工傷保險人數(shù)占比提高仍然顯著增加了社會消費規(guī)模,但醫(yī)療保險人數(shù)占比的增加可能抑制了居民的消費行為;同時,失業(yè)保險人數(shù)占比對消費不存在顯著影響。

表2 收入效應(yīng)基準回歸

表2中第3列的模型估計值表明,與社保覆蓋面中的失業(yè)保險人數(shù)占比對社會消費的負向影響不同,在社保支出方面,失業(yè)保險基金支出對社會消費規(guī)模有顯著的正向影響。即醫(yī)療保險基金支出、失業(yè)保險基金支出、工傷保險基金支出、生育保險基金支出的提高均可以顯著增加社會消費規(guī)模。具體來看,在控制其他條件不變的情形下,醫(yī)療保險基金支出、失業(yè)保險基金支出、工傷保險基金支出、生育保險基金支出、社保和就業(yè)支出每提高1個百分點,社會消費規(guī)模將增加0.293、0.052、0.127、0.022、0.140個百分點。進一步對比第3、4列和第1、2列的估計值可以發(fā)現(xiàn),社保支出的收入效應(yīng)明顯高于社保覆蓋面的收入效應(yīng)。

在控制變量中,政府購買和投資規(guī)模以及出口額的增加均能顯著地促進社會消費規(guī)模的增加。進口額的增加在第2列的估計值顯著為正,但在第4列的估計值不顯著,即進口的的增加可能促進了社會消費規(guī)模的增加。同時,人口規(guī)模的增加、貨幣供應(yīng)量的增加、人均GDP的增加均能起到擴大消費的作用。但值得注意的是,GDP增長率的提高可能無助于消費規(guī)模的增加。這并非不能理解,考慮到中國經(jīng)濟從高速增長轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展的新階段,GDP增長速度的下降實際上是大國經(jīng)濟發(fā)展的必然趨勢,也從側(cè)面反映了中國社會消費規(guī)模實際上在增加。總體來看,中國社會保障制度的實施促進了社會消費規(guī)模的增加,因而存在收入效應(yīng)。

表3是社會保障制度再分配效應(yīng)的基準回歸估計結(jié)果。其中第1、3列是未添加控制變量情形下的模型估計值,第2、4列是增加政府購買的對數(shù)、投資規(guī)模的對數(shù)、出口額的對數(shù)以及進口額的對數(shù)等控制變量的模型估計值。

表3 再分配效應(yīng)基準回歸

從表3第1列可以看出,養(yǎng)老保險人數(shù)占比、生育保險人數(shù)占比、工傷保險人數(shù)占比的提高顯著降低了城鄉(xiāng)收入差距,但醫(yī)療保險人數(shù)占比的提高則加劇了城鄉(xiāng)收入差距。在增加控制變量后,失業(yè)保險人數(shù)占比的提高表現(xiàn)出相反的效果,起到了抑制城鄉(xiāng)收入差距擴大的作用。在控制其他條件不變的情形下,醫(yī)療保險人數(shù)占比每提高1個百分點,城鄉(xiāng)收入差距就擴大0.025個單位。也就是說,在社保覆蓋面中,醫(yī)療保險人數(shù)占比的提升可能加劇了中國城鄉(xiāng)收入不平等。

另一方面,在未添加控制變量的情形下,失業(yè)保險基金支出、生育保險基金支出、社保和就業(yè)支出的增加顯著縮小了城鄉(xiāng)收入差距,但醫(yī)療保險基金支出和工傷保險基金支出的增加擴大了城鄉(xiāng)收入差距。增加控制變量后,醫(yī)療保險基金支出的提高仍然顯著擴大了城鄉(xiāng)收入差距。在控制其他條件不變的情形下,醫(yī)療保險基金支出每提高1個百分點,城鄉(xiāng)收入差距擴大0.143個單位,大于未添加控制變量情形下的估計值。此外,失業(yè)保險基金支出、生育保險基金支出、社保和就業(yè)支出仍然表現(xiàn)出對收入差距的抑制作用。總體而言,中國的社會保障制度存在抑制城鄉(xiāng)收入差距擴大的再分配效應(yīng)。但需要指出的是,醫(yī)療保險人數(shù)占比和醫(yī)療保險基金支出對城鄉(xiāng)收入差距存在逆向調(diào)節(jié)作用,也就是目前實施的醫(yī)療保險制度可能加劇了中國城鄉(xiāng)收入不平等。

(二)異質(zhì)性檢驗

從理論上講,基準回歸結(jié)果反映的是社保覆蓋面和社保支出對全部省份收入效應(yīng)和再分配效應(yīng)的平均影響,而這種平均影響顯然會掩蓋不同省份之間的異質(zhì)性問題。實際上,中國不同區(qū)域間經(jīng)濟發(fā)展存在巨大差異,十九大報告中指出我國社會主要矛盾轉(zhuǎn)化為日益增長的美好生活需要和經(jīng)濟不平衡不充分發(fā)展之間的矛盾,突出指明了我國經(jīng)濟發(fā)展不平衡的事實。也就是說,不同區(qū)域社保制度的收入效應(yīng)和再分配效應(yīng)可能存在差異。因此,本文將31個省級行政區(qū)分為東部、中部和西部3個地區(qū),以檢驗不同區(qū)域社保制度的實施效果。表4是不同區(qū)域社保覆蓋面收入效應(yīng)和再分配效應(yīng)的檢驗結(jié)果,其中第1、2、3列是東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)社保覆蓋面的收入效應(yīng)。第4、5、6列是東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)社保覆蓋面的再分配效應(yīng)。

表4 不同地區(qū)社保覆蓋面的收入效應(yīng)和再分配效應(yīng)

表4的檢驗結(jié)果表明,不同區(qū)域社保覆蓋面的收入效應(yīng)和再分配效應(yīng)存在明顯差距?？傮w來看,東部地區(qū)社保覆蓋面的收入效應(yīng)和再分配效應(yīng)優(yōu)于中部地區(qū)和西部地區(qū)。其中,養(yǎng)老保險人數(shù)占比的提高顯著提升了中部地區(qū)和西部地區(qū)的消費規(guī)模,失業(yè)保險人數(shù)占比的提高則擴大了東部地區(qū)的消費規(guī)模。此外,醫(yī)療保險人數(shù)占比的提升對東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)既不存在收入效應(yīng),也不存在再分配效應(yīng),其對東部地區(qū)的收入效應(yīng)和再分配效應(yīng)的抑制程度最低,對西部地區(qū)的收入效應(yīng)和再分配效應(yīng)逆向調(diào)節(jié)作用最大。由此表明,在社保制度收入效應(yīng)效果有限的區(qū)域,再分配效應(yīng)同樣表現(xiàn)欠佳。

從表5來看,醫(yī)療保險基金支出和工傷保險基金支出的增加對東部、中部、西部地區(qū)消費規(guī)模的增加均有促進作用,但對東部地區(qū)和中部地區(qū)的促進作用明顯大于西部地區(qū)。對于再分配效應(yīng),醫(yī)療保險基金支出則表現(xiàn)出了顯著的差異。估計結(jié)果顯示,在控制其他條件不變的情形下,醫(yī)療保險基金支出每提高1個百分點,東部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距減小0.108個單位,而中部地區(qū)和西部地區(qū)分別增加0.082、0.140個單位。也就是醫(yī)療保險基金支出的增加縮小了東部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距,但加劇了中部地區(qū)和西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入的不平等。此外,工傷保險基金支出的提高顯著增加了東部地區(qū)和中部地區(qū)的消費規(guī)模,同時擴大了中部地區(qū),尤其是西部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。因此,從社保支出的角度來看,東部地區(qū)的社會保障制度實施效果可能遠好于中部地區(qū)和西部地區(qū)。

表5 不同地區(qū)社保支出的收入效應(yīng)和再分配效應(yīng)

(三)影響機制

為了進一步厘清醫(yī)療保險制度再分配效應(yīng)為負的原因,本文以城鎮(zhèn)人均可支配收入和農(nóng)村人均可支配收入為中介變量,進行了中介效應(yīng)檢驗,具體檢驗結(jié)果如表6所示。由表6可知,結(jié)果是醫(yī)療保險覆蓋面為解釋變量下城鎮(zhèn)人均可支配收入和農(nóng)村人均可支配收入為中介變量的中介效應(yīng)模型系數(shù)估計值。其中第1、2、3列是以城鎮(zhèn)人均可支配收入為中介變量的模型估計結(jié)果,第4、5、6列是以農(nóng)村人均可支配收入為中介變量的模型估計結(jié)果。

表6 社保覆蓋面為核心解釋變量的收入中介效應(yīng)檢驗

從表6可以看出,以城鎮(zhèn)人均可支配收入為中介變量的模型中,醫(yī)療保險人數(shù)占比的增加對城鎮(zhèn)居民可支配收入并不存在顯著的影響。相反在以農(nóng)村人均可支配收入為中介效應(yīng)的模型中,醫(yī)療保險人數(shù)占比的增加顯著降低了農(nóng)村人均可支配收入,而農(nóng)村人均可支配收入的降低進一步擴大了城鄉(xiāng)收入差距。也就是說醫(yī)療保險人數(shù)占比的提高可能降低了農(nóng)村人均可支配收入,但并未對城鎮(zhèn)人均可支配收入產(chǎn)生顯著影響,這可能是醫(yī)療保險制度加劇城鄉(xiāng)收入不平等的重要原因。

表7是醫(yī)療保險支出為解釋變量下城鎮(zhèn)人均可支配收入和農(nóng)村人均可支配收入為中介變量的中介效應(yīng)系數(shù)估計值。其中第1、2、3列是以城鎮(zhèn)人均可支配收入為中介變量的模型估計結(jié)果,第4、5、6列是以農(nóng)村人均可支配收入為中介變量的模型估計結(jié)果。

表7 社保支出為核心解釋變量的收入中介效應(yīng)檢驗

與表6不同,表7的估計結(jié)果表明,醫(yī)療保險基金支出不僅顯著增加了城鎮(zhèn)人均可支配收入,同時顯著增加了農(nóng)村人均可支配收入。在控制其他條件不變的情形下,醫(yī)療保險基金每提高1個百分點,城鎮(zhèn)人均可支配收入增加0.218個百分點,而農(nóng)村人均可支配收入則增加0.169個百分點,也就是醫(yī)療保險基金支出對城鎮(zhèn)居民收入的邊際影響是其農(nóng)村居民收入邊際影響的1.29倍。因此,城鎮(zhèn)居民在醫(yī)療保險基金支出中的受益程度遠大于農(nóng)村居民,這是醫(yī)療保險制度導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距擴大的重要原因。

(四)內(nèi)生性問題

需要指出來的是,居民的保險市場參與除了和政府的政策制度相關(guān)之外,家庭的收入水平同樣會顯著影響家庭成員的社保決策。以養(yǎng)老保險為例,收入水平更高的家庭更有可能購買更高檔次的養(yǎng)老保險。此外,家庭收入越高也越有可能繳納醫(yī)療保險。也就是說,基準回歸中可能存在反向因果問題。除此之外,基準模型中可能還存在遺漏變量問題。因此,基準回歸中可能存在反向因果和遺漏變量的內(nèi)生性問題從而導(dǎo)致估計偏誤。鑒于此,本文選取中國軍費支出占GDP比重以及日本醫(yī)療支出占GDP比重作為醫(yī)療保險人數(shù)占比和醫(yī)療保險基金支出的工具變量進行了穩(wěn)健性檢驗。一方面,中國軍費支出與醫(yī)保支出同屬國家財政支出,二者存在顯著相關(guān)性;另一方面,日本與中國同屬儒家文化圈,居民行為具有較大的相似性,而作為發(fā)展中國家的中國對作為發(fā)達國家的日本在醫(yī)療保障支出方面存在“學(xué)習(xí)效應(yīng)”,但中國軍費支出占GDP比重以及日本醫(yī)療支出占GDP比重對中國居民消費支出和城鄉(xiāng)收入差距均不存在顯著影響,因為選取中國軍費支出占GDP比重以及日本醫(yī)療支出占GDP比重從理論上來講具有合理性。同時,本文采用Anderson LM統(tǒng)計值來檢驗所選取的工具變量是否存在識別不足的問題;采用Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計值檢驗是否存在弱工具變量問題。表8是收入效應(yīng)和再分配效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗,其中第1、2列是以社保覆蓋面為核心解釋變量的收入效應(yīng)和再分配效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗結(jié)果;第3、4列是以社保支出為核心解釋變量的收入效應(yīng)和再分配效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗結(jié)果。

表8的Anderson LM統(tǒng)計值、Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計值表明選取中國軍費支出占GDP比重以及日本醫(yī)療支出占GDP比重作為工具變量不存在識別不足和弱工具變量問題,具有一定的合理性。同時可以看出,社保支出中除醫(yī)療保險基金支出外,均可以促進消費的增加。因此,穩(wěn)健性估計結(jié)果證實了社保支出的收入效應(yīng)大于社保覆蓋面的收入效應(yīng)。此外,盡管養(yǎng)老、失業(yè)、生育和工傷保險人數(shù)占比的增加以及失業(yè)、生育、工傷和社?；鹬С龅脑黾泳梢杂行б种瞥青l(xiāng)收入差距擴大,但醫(yī)療保險人數(shù)占比的增加和醫(yī)療保險基金支出的增加顯著擴大了城鄉(xiāng)收入差距,也就是除醫(yī)療保險制度外,社會保障制度總體上有助于縮小收入差距。因此,考慮工具變量的穩(wěn)健性檢驗表明基準回歸的估計結(jié)果具有較大的可信度。

表8 收入效應(yīng)與再分配效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗

五、結(jié)論與建議

(一)結(jié)論

本文通過對2000—2018年中國31個省級行政區(qū)社保覆蓋面與社保支出進行研究,檢驗了中國社會保障制度的收入效應(yīng)和再分配效應(yīng),并得出如下結(jié)論:首先,不論是擴大社保覆蓋范圍,還是提高社保支出,均存在顯著的收入效應(yīng),進一步對比發(fā)現(xiàn),社保支出的收入效應(yīng)高于社保覆蓋面的收入效應(yīng)。具體來看,養(yǎng)老保險人數(shù)占比、生育保險人數(shù)占比、工傷保險人數(shù)占比和醫(yī)療保險人數(shù)占比的提升有助于促進社會消費規(guī)模的增加;而在社保支出中,以醫(yī)療保險基金支出、生育保險基金支出、工傷保險基金支出為代表的社保支出的提高均可以顯著增加社會消費規(guī)模。其次,在社保覆蓋面中,養(yǎng)老保險人數(shù)占比、生育保險人數(shù)占比、工傷保險人數(shù)占比的提高可以縮小城鄉(xiāng)收入差距;同時,在社保支出中,失業(yè)保險基金支出、生育保險基金支出、社保和就業(yè)支出的增加可以有效抑制收入差距擴大。即社會保障制度存在縮小城鄉(xiāng)收入差距的再分配效應(yīng)。但需要指出來的是,醫(yī)療保險人數(shù)占比和醫(yī)療保險基金支出對城鄉(xiāng)收入差距存在顯著的逆向調(diào)節(jié)作用,也就是醫(yī)療保險制度可能加劇了中國城鄉(xiāng)收入不平等。再次,東部、中部、西部地區(qū)社保制度的收入效應(yīng)和再分配效應(yīng)存在明顯差異?？傮w來看,東部地區(qū)社保覆蓋面和社保支出的收入效應(yīng)和再分配效應(yīng)均大于中部地區(qū)和西部地區(qū)。在經(jīng)濟發(fā)展程度更高的地區(qū),其社保制度,尤其是醫(yī)療保險制度的實施效果更好,且社保制度的收入效應(yīng)更好的地區(qū)其再分配效應(yīng)同樣更顯著。最后,以城鎮(zhèn)人均可支配收入和農(nóng)村人均可支配收入為中介變量的模型表明,醫(yī)療保險人數(shù)占比的提高可能降低了農(nóng)村人均可支配收入,但并未對城鎮(zhèn)人均可支配收入產(chǎn)生顯著影響,再加上城鎮(zhèn)居民在醫(yī)療保險基金支出中的受益程度遠大于農(nóng)村居民,由此導(dǎo)致醫(yī)療保險制度在實施中出現(xiàn)了對收入分配的逆向調(diào)節(jié)作用。

(二)建議

圍繞如何正確認識我國社會保障制度的實施效果,解決社會保障制度發(fā)展不平衡和發(fā)展不充分的問題、促進社會保障制度高質(zhì)量可持續(xù)發(fā)展,提出如下政策建議:一方面,需要著力解決社會保障制度發(fā)展不充分的問題,充分發(fā)揮社會保障制度的收入效應(yīng)。目前我們國家的社會保障制度發(fā)展還不充分,各個省份之間的社會保障制度碎片化現(xiàn)象十分嚴重,不同地區(qū)之間的保障待遇和報銷標(biāo)準存在差異,跨省報銷仍然存在一定困難,嚴重制約了社保制度收入效應(yīng)的有效發(fā)揮,也進一步制約了人民群眾日益增長的美好生活需要。在這種情形下,必須加快推進社會保障制度改革,建立與經(jīng)濟發(fā)展水平相適應(yīng)的社會保障水平動態(tài)調(diào)整機制,合理提高社會保障水平,簡化醫(yī)療保險報銷程序,加快健全全國統(tǒng)一的社會保障網(wǎng)絡(luò)體系,促進社會保障制度高質(zhì)量可持續(xù)發(fā)展,以健全完善的社會保障制度促進居民消費的增加,以更好地滿足人民日益增長的美好生活需要。另一方面,需要著力解決社會保障制度發(fā)展不平衡的問題,有效發(fā)揮社會保障制度的再分配效應(yīng)。本文的研究表明,社會保障制度中的醫(yī)療保險覆蓋范圍和醫(yī)療保險基金支出加劇了城鄉(xiāng)收入不平等,中西部地區(qū)社會保障制度的實施效果仍然有待進一步提升。因此,為了有效發(fā)揮社會制度調(diào)節(jié)社會收入差距的再分配效應(yīng),必須建立健全多層次的社會保障體系,強化對中西部地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)的社會保障,尤其是中西部地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)醫(yī)療保險建設(shè)的支持力度,進一步擴大中西部地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)社會保障覆蓋范圍,提高中西部地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)社會保障補貼標(biāo)準,建立更加彰顯公平的社會保障制度,通過社會保障制度縮小城鄉(xiāng)收入差距和區(qū)域收入差距,促進城鄉(xiāng)和區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。