社會(huì)保障支出與城鄉(xiāng)收入差距實(shí)證研究

劉婷娜, 和軍

（1. 中國(guó)人民大學(xué)商學(xué)院，北京 100872；2. 遼寧大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，遼寧沈陽(yáng)110036）

一、引言

國(guó)際經(jīng)驗(yàn)表明，社會(huì)保障對(duì)縮小收入分配差距具有顯著作用，是國(guó)家調(diào)節(jié)收入差距的最重要的手段。一項(xiàng)針對(duì)42個(gè)國(guó)家和地區(qū)的研究表明，經(jīng)過(guò)社會(huì)保障調(diào)節(jié)之后，有17個(gè)經(jīng)濟(jì)體的居民可支配收入的基尼系數(shù)下降了35%以上，基本都降到0.3以下，這種情況主要發(fā)生在一些西歐和北歐國(guó)家；有10個(gè)經(jīng)濟(jì)體的基尼系數(shù)消減了15%至35%，基尼系數(shù)基本控制在0.4以下；有15個(gè)經(jīng)濟(jì)體的基尼系數(shù)下降不足15%，這些國(guó)家主要分布在拉美。[1]在中國(guó)，2009—2011年的社會(huì)保障支出分為7606.68億元、9130.62億元和11109.4億元，增長(zhǎng)率分別為11.79%、20.03%和21.67%。然而，伴隨著社會(huì)保障支出的不斷增加，基尼系數(shù)卻仍然居高不下。2012年底，西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查在京發(fā)布的報(bào)告顯示，2010年中國(guó)家庭的基尼系數(shù)為0.61，大大高于0.44的全球平均水平。2013年國(guó)家統(tǒng)計(jì)局局長(zhǎng)馬建堂公布了過(guò)去十年中國(guó)的基尼系數(shù)，2012年為0.474；盡管此數(shù)據(jù)一經(jīng)公布便引發(fā)爭(zhēng)議，但至少反映了社會(huì)收入差距仍舊較大的事實(shí)。

截至2010年底，我國(guó)城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老、醫(yī)療、失業(yè)、工傷、生育保險(xiǎn)的參保人數(shù)與2009年相比分別增長(zhǎng)了9.16%、8.20%、5.19%、8.49%和13.42%，參保人數(shù)增長(zhǎng)較快。然而，在農(nóng)村社會(huì)保障服務(wù)嚴(yán)重滯后于農(nóng)村居民的需要，不僅社保、醫(yī)保普及面小、額度低，而且社會(huì)保障體系中殘疾人福利、婦女福利、兒童福利還未真正起步。以養(yǎng)老保險(xiǎn)為例，2011年我國(guó)城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率為38.4%，而農(nóng)村居民覆蓋率僅有15.3%，城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率約為農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率的2.5倍，[2]比例嚴(yán)重失衡。同時(shí)，企業(yè)養(yǎng)老金平均值只有事業(yè)單位的一半，公務(wù)員退休的平均待遇是事業(yè)單位的一倍，這被稱為“雙軌制”或“三軌制”。[3]不僅如此，我國(guó)社會(huì)保障制度在其發(fā)展過(guò)程中帶有濃厚的“二元性”：2000年我國(guó)社會(huì)保障總支出為1517.57億元，城市居民享有度是農(nóng)村居民的18.3倍；2005年社會(huì)保障共支出3698.86億元，城市居民享有度是農(nóng)村居民的18.0倍；2010年社會(huì)保障總支出為9130.62億元，城市居民享有度是農(nóng)村居民的11.2倍。雖然隨社會(huì)保障支出總額的增加，我國(guó)城鄉(xiāng)居民享有度的差距在逐漸縮小，但仍然存在著明顯的分配不均，城市居民社會(huì)保障享有度仍在農(nóng)村居民的10倍以上。另外，2000年、2005年和2010年，我國(guó)城鄉(xiāng)居民除去社會(huì)保障收入后的人均收入比分別為2.23、2.52、2.56，加入社會(huì)保障后的人均收入比變?yōu)?.79、3.22、3.23，[2]社會(huì)保障反而使城鄉(xiāng)居民人均收入差距擴(kuò)大了。

我國(guó)社會(huì)保障制度的“二元性”和“多軌制”使其社會(huì)穩(wěn)定器的職能屢遭質(zhì)疑。相關(guān)研究也認(rèn)為，由于我國(guó)當(dāng)前社會(huì)保障制度不完善，因而社會(huì)保障不僅沒(méi)有起到縮小貧富差距的作用，反而使貧富差距擴(kuò)大了，起著“反調(diào)節(jié)”的作用。[3]而城鄉(xiāng)收入差距的縮小主要依賴于我國(guó)的城鎮(zhèn)化進(jìn)程。[5]

目前，以二元經(jīng)濟(jì)為視角，探討社會(huì)保障對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距影響的實(shí)證研究非常少。曾國(guó)安和胡晶晶較早探討了城市偏向的社會(huì)保障制度最終導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民收入差距的擴(kuò)大。[6]胡寶娣等利用中國(guó)1978—2008年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)和協(xié)整估計(jì)方法，發(fā)現(xiàn)社會(huì)保障支出、城鎮(zhèn)化水平和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率均是城鄉(xiāng)居民收入差距的主要影響因素。[7]徐倩、李放利用1998—2010年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，通過(guò)動(dòng)態(tài)系統(tǒng)廣義矩估計(jì)的方法行進(jìn)計(jì)量檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)人均財(cái)政社會(huì)保障支出、社會(huì)保障占財(cái)政支出的比例與我國(guó)的城鄉(xiāng)差距之間均存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系。[8]

二、理論模型

基尼系數(shù)是國(guó)際上衡量收入差距的常用指標(biāo)。其計(jì)算方法是，按不同收入水平將樣本數(shù)據(jù)分為K組，在每組中收入按非遞減順序排列，y1≤y2≤…≤yn。因此，基尼系數(shù)不僅可以衡量組內(nèi)收入差距情況，而且可以衡量組間收入不平等程度。其表達(dá)式如下：

本文主要著眼于二元經(jīng)濟(jì)即城鄉(xiāng)收入差距，主要衡量組間收入差距情況，此時(shí)K=2，組數(shù)過(guò)小會(huì)使基尼系數(shù)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的衡量結(jié)果偏差較大。因此本文選取Siber根據(jù)基尼系數(shù)改良的更準(zhǔn)確的反映城鄉(xiāng)收入差距的衡量指標(biāo)G。其表達(dá)式如下：[4]

其中，G表示城鄉(xiāng)收入水平的不平等程度，α表示農(nóng)村人口占總?cè)丝诘谋戎兀?≤α≤1），β為城鄉(xiāng)人口的平均收入之比（β≥1）。

本文為了研究社會(huì)保障制度對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，將城鄉(xiāng)人均收入分為兩部分：

其中，Ii'為城鄉(xiāng)居民獲得的人均轉(zhuǎn)移支付收入，用來(lái)衡量城鄉(xiāng)居民獲得的社會(huì)保障程度。I*i為城鄉(xiāng)居民獲得的除轉(zhuǎn)移支付收入以外的全部人均收入。用I1表示城鎮(zhèn)居民人均收入，I2表示農(nóng)村居民人均收入得出：

將式（4）帶入式（2），并對(duì)I1'，I2'求導(dǎo)得：

由式（5）和式（6）可得，G/?I1'＞0恒成立，?G /?I2'＜0恒成立，即城鎮(zhèn)居民人均社會(huì)保障程度與城鄉(xiāng)收入差距正相關(guān)，農(nóng)村居民人均社會(huì)保障程度與城鄉(xiāng)收入差距負(fù)相關(guān)。也就是說(shuō)，提高城鎮(zhèn)人口的社會(huì)保障程度反而會(huì)加大城鄉(xiāng)貧富差距，而提高農(nóng)村人口的社會(huì)保障程度則有利縮小城鄉(xiāng)貧富差距。

三、實(shí)證分析

（一）實(shí)證模型

利用1994—2010年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)建立向量自回歸（VAR）模型研究我國(guó)現(xiàn)行社會(huì)保障與城鄉(xiāng)收入差距間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。具體模型如下：

根據(jù)VAR模型，選取變量G（城鄉(xiāng)收入不平等程度），I1（城鎮(zhèn)居民人均轉(zhuǎn)移支付收入，即城鎮(zhèn)居民社會(huì)保障水平），I2（農(nóng)村居民人均轉(zhuǎn)移支付收入，即農(nóng)村居民社會(huì)保障水平），建立計(jì)量模型：

其中，I1、I2分別用來(lái)衡量城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的社會(huì)保障程度，其數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)據(jù)網(wǎng)站，由各年統(tǒng)計(jì)年鑒匯總而得，并依照式（2）的計(jì)算方法得出G，衡量城鄉(xiāng)收入差距水平。式中，εt表示系統(tǒng)模型的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，i為最優(yōu)滯后期。

為減小多重共線問(wèn)題對(duì)計(jì)量結(jié)果的干擾，將等式兩邊取對(duì)數(shù)，對(duì)原模型作以改動(dòng)，但并不影響計(jì)量含義。得最終模型如下：

（二）單位根及協(xié)整檢驗(yàn)

采用Eviews6統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行回歸分析，檢驗(yàn)時(shí)間序列平穩(wěn)性，結(jié)果如下所示。

1. 單位根檢驗(yàn)

選用ADF的方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，原序列及其一階差分序列都是非平穩(wěn)的，但經(jīng)二階差分后，lnG、ln I1、ln I2均在10%的顯著水平內(nèi)達(dá)到平穩(wěn)。其中l(wèi)nG、ln I分別在1%和5%的顯著水平下達(dá)到平穩(wěn)（見(jiàn)表1）。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

2.協(xié)整檢驗(yàn)

選擇基于VAR模型的Johansen進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，選取LR、FPE、AIC、SC、HQ五種檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)，最終確定最優(yōu)滯后階數(shù)為3（見(jiàn)表2）。協(xié)整方程的結(jié)果顯示，城鎮(zhèn)居民社會(huì)保障支出與城鄉(xiāng)收入差距在長(zhǎng)期內(nèi)呈正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)為1.88。相反，農(nóng)村居民社會(huì)保障支出與城鄉(xiāng)收入差距在長(zhǎng)期內(nèi)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)為2.41，即加大農(nóng)村居民社會(huì)保障支出有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。并且，在長(zhǎng)期內(nèi)增加農(nóng)村居民社會(huì)保障支出對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的負(fù)效應(yīng)要大于增加城鎮(zhèn)社會(huì)保障支出對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的正效應(yīng)。

表2 VAR最優(yōu)滯后階數(shù)

（三）VAR模型的建立

通過(guò)對(duì)變量進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)得知變量間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但無(wú)法確定個(gè)變量的短期變動(dòng)關(guān)系。因此選擇最優(yōu)滯后期為3建立VAR模型如下：

結(jié)果表明，在短期內(nèi)城鄉(xiāng)收入差距滯后項(xiàng)對(duì)其本身（lnG）影響最為顯著。與城鄉(xiāng)居民社會(huì)保障水平相比，當(dāng)期的收入差距受前期收入差距影響最大，相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.77。說(shuō)明滯后期的城鄉(xiāng)收入差距會(huì)加重當(dāng)期的差距，產(chǎn)生一種收入差距累積效應(yīng)。

模型還顯示，城鎮(zhèn)居民社會(huì)保障程度與城鄉(xiāng)收入差距之間的短期動(dòng)態(tài)變化與長(zhǎng)期穩(wěn)定趨勢(shì)并不完全一致，存在短期波動(dòng)現(xiàn)象。在長(zhǎng)期內(nèi)，城鎮(zhèn)居民社會(huì)保障程度的增加會(huì)導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距加大。在短期內(nèi)，其滯后一期與滯后二期對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響與其長(zhǎng)期穩(wěn)定效應(yīng)一致，但其滯后三期顯示在10%的顯著水平下，城鎮(zhèn)社會(huì)保障水平與城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)微弱的負(fù)相關(guān)。

此外，農(nóng)村居民社會(huì)保障程度在短期內(nèi)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響則十分不穩(wěn)定，只有其滯后二期與長(zhǎng)期趨勢(shì)一致。

（四）脈沖影響分析與格蘭杰因果檢驗(yàn)

長(zhǎng)期來(lái)看，城鎮(zhèn)居民的社會(huì)保障程度與城鄉(xiāng)收入差距正向相關(guān)，農(nóng)村居民的社保程度與城鄉(xiāng)收入差距負(fù)向相關(guān)。但在短期內(nèi)城鄉(xiāng)居民社會(huì)保障程度對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響存在不規(guī)則的波動(dòng)。脈沖響應(yīng)函數(shù)描述VAR模型隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)一單位標(biāo)準(zhǔn)差對(duì)其他內(nèi)生變量當(dāng)前和未來(lái)取值的影響，用來(lái)研究變量間的相互影響。

圖1 城鎮(zhèn)社會(huì)保障支出對(duì)收入差距的影響

圖2 農(nóng)村社會(huì)保障程度對(duì)收入差距的影響

圖中橫軸表示一單位標(biāo)準(zhǔn)差各變量對(duì)城鄉(xiāng)收入差距沖擊的滯后期數(shù)，縱軸表示城鄉(xiāng)收入差距的變動(dòng)，實(shí)線部分為脈沖影響函數(shù)，兩條虛線部分表示標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。

如圖1所示，城鎮(zhèn)居民社會(huì)保障程度對(duì)城鄉(xiāng)收入差距有著不穩(wěn)定的正向沖擊效應(yīng)，這種正效應(yīng)在第五期時(shí)達(dá)到頂峰，到第六期有所下降并趨于穩(wěn)定，直到第九期后趨于收斂。這表明城鎮(zhèn)居民社會(huì)保障支出的增加會(huì)在之后的9年內(nèi)引起我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距同向變動(dòng)，即加大城鄉(xiāng)收入差距，但長(zhǎng)期影響減弱。

通過(guò)農(nóng)村居民社會(huì)保障程度對(duì)城鄉(xiāng)收入差距20年滯后期的脈沖函數(shù)可以看出，農(nóng)村居民社會(huì)保障程度對(duì)城鄉(xiāng)收入差距有著周期性的沖擊效應(yīng)，平均每3年為一個(gè)沖擊周期，平均每1.5年達(dá)到一個(gè)正向峰值，之后由正向效應(yīng)轉(zhuǎn)為負(fù)向效應(yīng)，平均每3年達(dá)到一個(gè)負(fù)向峰值，這種周期性影響將長(zhǎng)期存在，但其沖擊效應(yīng)會(huì)趨于收斂（見(jiàn)圖2）。這表明國(guó)家每增加一次農(nóng)村居民社會(huì)保障支出，大約在一年半以后城鄉(xiāng)收入差距才會(huì)有明顯的縮減。之所以會(huì)出現(xiàn)這種周期性的影響，我們認(rèn)為這與我國(guó)農(nóng)村社會(huì)保障政策的時(shí)滯性有關(guān)。很多針對(duì)于農(nóng)村居民的社會(huì)保障政策，如殘疾人福利、婦女福利、兒童福利等遲遲得不到落實(shí)，政策效果可能要延遲1.5年左右。而在此期間，當(dāng)期的城鄉(xiāng)收入差距受前一期收入差距的影響較大，仍會(huì)保持增加狀態(tài)。但就長(zhǎng)期而言，隨著農(nóng)村社會(huì)保障支出的不斷加大，城鄉(xiāng)收入差距的不斷縮減，農(nóng)村社會(huì)保障支出對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響會(huì)逐漸減弱。

格蘭杰因果檢驗(yàn)檢驗(yàn)指變量間的先后順序，是否存在一個(gè)變量的前期信息會(huì)影響到另一個(gè)變量的當(dāng)期狀況。檢驗(yàn)結(jié)果為：城鄉(xiāng)收入差距和農(nóng)村居民社會(huì)保障支出之間存在著聯(lián)動(dòng)效應(yīng)，二者間的變動(dòng)相互影響，前一期的農(nóng)村社會(huì)保障支出會(huì)影響當(dāng)期的收入差距，反之亦然。前一期的城鎮(zhèn)居民社會(huì)保障支出的變動(dòng)會(huì)影響當(dāng)期農(nóng)村居民的社會(huì)保障支出，而非相反。

四、結(jié)論

第一，農(nóng)村居民社會(huì)保障程度對(duì)城鄉(xiāng)收入差距在短期內(nèi)有周期性的影響，以1.5年為周期加劇城鄉(xiāng)收入差距，以3年為周期減小這種差距，并且二者間具有聯(lián)動(dòng)效應(yīng)。這種周期性的影響會(huì)在較長(zhǎng)期內(nèi)存在，但影響效果逐漸減弱。這一創(chuàng)新性結(jié)論很好地彌補(bǔ)了前人的研究，但其成因仍有待進(jìn)一步探討。我們認(rèn)為，上述影響與農(nóng)村社會(huì)保障政策的時(shí)滯性息息相關(guān)。因此，應(yīng)采取措施提高農(nóng)村居民社會(huì)保障工作效率，縮短社會(huì)保障政策實(shí)施時(shí)滯，有效降低城鄉(xiāng)收入差距。

第二，城鎮(zhèn)居民社會(huì)保障程度對(duì)城鄉(xiāng)收入差距一直存在正向沖擊，即增加城鎮(zhèn)居民的社會(huì)保障支出會(huì)加大城鄉(xiāng)收入差距，但這種正效應(yīng)會(huì)隨時(shí)間的推移而減少，二者間不存在累積效應(yīng)，即前一期的城鎮(zhèn)居民社會(huì)保障支出不會(huì)對(duì)當(dāng)期的城鄉(xiāng)收入差距造成影響，反之亦然。因此，應(yīng)逐步減小城鄉(xiāng)居民社會(huì)保障支出差距，實(shí)現(xiàn)社會(huì)保障降低城鄉(xiāng)收入差距的基本功能。

第三，城鎮(zhèn)居民社會(huì)保障程度與農(nóng)村居民社會(huì)保障程度之間存在著單向聯(lián)動(dòng)效應(yīng)。農(nóng)村居民社會(huì)保障支出在一定程度上要取決于前一期的城鎮(zhèn)居民社會(huì)保障支出，這也在一定程度上反映了我國(guó)當(dāng)前社會(huì)保障制度二元性、優(yōu)先城鎮(zhèn)居民的特點(diǎn)。為此，應(yīng)逐步將農(nóng)村居民特別是農(nóng)村困難居民群體的社會(huì)保障置于優(yōu)先位置，加強(qiáng)救助類社會(huì)保障項(xiàng)目建設(shè)，完善底線保障，在降低農(nóng)村內(nèi)部基尼系數(shù)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步降低城鄉(xiāng)收入差距。

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