社會保障制度的再分配效應:收入與財產(chǎn)

王亞柯 高程玉

(對外經(jīng)濟貿(mào)易大學 保險學院,北京 100029)

改革開放以來,我國居民收入和財產(chǎn)差距出現(xiàn)了不斷擴大的趨勢[1-2]。1988年,我國居民收入的基尼系數(shù)僅為0.382,2007年和2013年已分別上升到0.474和0.451,2016年則達到0.465,均處于較高水平①參見國家統(tǒng)計局《2003—2016年全國居民人均可支配收入基尼系數(shù)》,http://www.stats.gov.cn/ztjc/zdtjgz/yblh/zysj/201710/t20171010_1540710.html,2018年1月22日。[3]。城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)的居民收入基尼系數(shù)也分別從1988年的0.23、0.32上升到2013年的0.352和0.425[4-5]。同時,全國居民財產(chǎn)分布的基尼系數(shù)也從2002年的0.538擴大至2010年的0.739[6]。社會公眾對此產(chǎn)生了較大的爭議,諸多學者也認為應將調(diào)節(jié)收入和財產(chǎn)差距的再分配措施納入議事日程,以免對經(jīng)濟發(fā)展和社會穩(wěn)定產(chǎn)生消極影響。中央政府也做出了積極回應,多次提出要加快健全以社會保障等為主要手段的收入再分配調(diào)節(jié)機制。黨的十九大報告也強調(diào),要“履行好政府再分配調(diào)節(jié)職能,加快推進基本公共服務均等化,縮小收入分配差距”。

經(jīng)過改革開放40年的探索與實踐,我國逐漸形成了以社會保障為主要手段的再分配調(diào)節(jié)機制。早在20世紀80年代,我國就開始對城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險等社會保險制度進行改革,之后又啟動了新型農(nóng)村合作醫(yī)療和新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險,迄今已建立了覆蓋城鄉(xiāng)的包括養(yǎng)老、醫(yī)療和失業(yè)等的保險制度,以及包括最低生活保障等社會救助制度的中國社會保障體系,這一體系構(gòu)成了我國再分配調(diào)節(jié)機制的主要內(nèi)容。養(yǎng)老、醫(yī)療等保險制度需要個人和單位在工作期繳費,個人在退休期領(lǐng)取養(yǎng)老金、在患病時獲得醫(yī)療補助,這些制度安排會對居民收入產(chǎn)生當期和長期的再分配效應。最低生活保障等社會救助制度的資金來源于國家財政收入,能夠直接調(diào)節(jié)居民收入分配。再分配調(diào)節(jié)機制的目標在于校正初次分配的消極結(jié)果,縮小居民收入差距,保障低收入者。同時,隨著我國社會保障制度的逐漸完善,國家財政投入的不斷增加,居民收入水平的明顯提升,社會保障在再分配方面所發(fā)揮的作用日益增強。在這一背景下,估算和分析我國社會保障對居民收入和財產(chǎn)差距的調(diào)節(jié)作用以評估社會保障制度的再分配效應,具有非常重要的理論和現(xiàn)實意義。

一、社會保障制度的當期收入再分配效應

社會保障是一國再分配機制中最直接的政策層面。政府通過對社會保障資金籌集、待遇給付與財政轉(zhuǎn)移支付機制的設(shè)計,使社會保障在收入再分配方面發(fā)揮了重要的調(diào)節(jié)作用。社會保障資金主要來源于個人、用人單位的繳費和財政支持,繳費一般按照個人初次收入的一定比例繳納,然后按照風險程度再次分配,因而初次收入較低的群體可以獲得較高的待遇給付和財政支持,因此,社會保障具有較強的收入再分配功能,會在某一時點上改變居民當期的收入分配狀況。現(xiàn)有研究大都采用最早由Ringen提出、后來被加以改進的分析框架,這一框架被稱為研究再分配政策效應的“標準方法”[7-9]。這一分析框架包括四種收入范疇:(1)初次收入,指家庭及成員通過勞動和資產(chǎn)獲得的各種收入的總和,包括工資性收入、經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入和雇主的社會保障繳費。(2)總收入,即初次收入與轉(zhuǎn)移性收入之和,轉(zhuǎn)移性收入是居民通過社會保障獲得的養(yǎng)老金、最低生活保障等收入。(3)可支配收入,即總收入扣除個人根據(jù)社會保障制度所直接繳納的各種稅和費。(4)最終收入,指可支配收入與政府提供的醫(yī)療等福利性收入的總和。這種分析框架的核心是根據(jù)再分配的不同階段,以各種收入范疇的界定為基礎(chǔ),通過研究不同收入分布的變化來分析各種再分配政策的調(diào)節(jié)作用。也就是說,不同收入概念下的居民收入分布的變化即表現(xiàn)為社會保障等政策的再分配效應。這類研究大部分以個人或家庭某一年度的收入為基礎(chǔ),研究社會保障制度在不同范圍、不同收入階層間的再分配效應。在這一過程中,現(xiàn)有文獻大多采用十等分組法、洛倫茨曲線、基尼系數(shù)以及MT指數(shù)等指標來衡量和測度收入分配差距的變化[10]。

(一)社會保障的綜合再分配效應

國際上,一些發(fā)達國家歷來很重視稅收和社會保障等政策的再分配效應,相關(guān)研究也較多,這些研究不僅來自學界,還包括政府機構(gòu)。以英國和澳大利亞為例,兩國國家統(tǒng)計局每年都對本國再分配政策對居民收入差距的調(diào)節(jié)作用進行分析,并發(fā)布評估報告。英國報告顯示,1991—2015年英國居民初次收入的基尼系數(shù)均在0.50以上,經(jīng)社會保障在內(nèi)的再分配政策調(diào)節(jié)后,基尼系數(shù)降到0.37以下,下降幅度高達30%以上。其中,2011—2012年再分配政策的調(diào)節(jié)效果最顯著,基尼系數(shù)下降幅度高達37.52%;2016年再分配政策使基尼系數(shù)從0.493降為0.316,降幅達35.90%①詳見https://www.ons.gov.uk,2018年1月22日。。澳大利亞的官方數(shù)據(jù)顯示,2005—2016年間的居民收入基尼系數(shù)均在0.42以上,經(jīng)社會保障在內(nèi)的再分配政策調(diào)節(jié)后,均降到0.32以下。其中,2015—2016年再分配政策使基尼系數(shù)從0.434降為0.323,降低了11個百分點②詳見 http://www.abs.gov.au/ausstats/abs＠.nsf/mf/6523.0,2018年 1月 22日。。OECD組織也越來越重視各國的收入不平等問題,并對各國再分配政策的收入調(diào)節(jié)作用進行了實證分析,發(fā)現(xiàn)通過以社會保障為主的再分配政策調(diào)節(jié)后,基尼系數(shù)平均下降了0.154左右①詳見https://stats.oecd.org,2018年1月22日。在官網(wǎng)即可查到各個國家相應的詳細數(shù)據(jù)。

與此同時,學界也對各國的再分配機制進行了大量研究。Wolff等發(fā)現(xiàn),美國的稅收和轉(zhuǎn)移支付等再分配政策可以使初次分配的市場收入不平等減少約30%,而且,以社會保障為主的轉(zhuǎn)移支付的作用遠大于稅收,2004年轉(zhuǎn)移支付產(chǎn)生的再分配效應貢獻率達88%,而稅收僅為12%[11]。Jesuit等利用瑞典、德國和美國等13個發(fā)達國家的跨國數(shù)據(jù)進行分析,認為1980—2000年間社會保障和稅收使得這些國家的基尼系數(shù)平均下降了37.3%左右,且社會保障調(diào)節(jié)收入分配的作用要遠遠大于稅收,平均貢獻率達到74.6%。其中,瑞典的社會保障調(diào)節(jié)收入分配的作用達到80%以上,而稅收的作用僅占10%左右;德國的社會保障降低基尼系數(shù)的貢獻率約為稅收的2—3倍[12]。Oshio提出,在1981—1996年間,日本社會保障的再分配效應大幅增加,1996年社會保障使基尼系數(shù)下降了15.7%,而稅收僅使基尼系數(shù)下降了1.7%[13]。冰島和其他歐洲國家的稅收和社會保障等再分配政策也具有很大的正向再分配作用②參見 Kristjánsson A.S.,″Government Income Redistribution in Development and European Comparison,″Paper Presented at the 18th International Research Seminar of the Foundation for International Studies on Social Security,Sigtuna,Sweden,2011。。

由于我國城鄉(xiāng)之間收入獲取方式和決定機制的差異以及收入多樣化程度高等因素,估算各種收入再分配機制所帶來的收益較為復雜,但隨著中國居民收入分配問題被日益關(guān)注,一些研究者開始利用各項數(shù)據(jù)庫進行一系列研究,并對一些再分配收入進行了估計。其中,李實和羅楚亮基于2002年中國家庭收入項目調(diào)查(CHIP)數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn),全國居民收入基尼系數(shù)為0.46,但加入實物性住房補貼、實物收入、教育醫(yī)療補貼和其他各項社會保障等隱性補貼后,基尼系數(shù)增加到0.51,提高了5個百分點[5]。Gao等則利用1988—2007年的CHIP數(shù)據(jù)分析了包括社會保險、實物性福利以及低保在內(nèi)的社會福利的收入再分配效應,發(fā)現(xiàn)社會福利收入使城鎮(zhèn)居民收入的基尼系數(shù)有所下降,降幅在0.7%—16.2%之間,但對農(nóng)村居民收入幾乎沒有影響[14]。王亞柯和李實則測算了2002—2007年我國稅費和轉(zhuǎn)移支付的再分配效應。2002年和2007年,我國稅費和轉(zhuǎn)移支付使全國居民基尼系數(shù)下降了9.0%和15.9%,其中轉(zhuǎn)移支付使基尼系數(shù)下降了5.0%和9.0%,顯然轉(zhuǎn)移支付的再分配效應更顯著且有所增大;2002年,農(nóng)村地區(qū)的轉(zhuǎn)移支付對基尼系數(shù)幾乎沒有影響,2007年則使基尼系數(shù)下降了2.5%,而兩年中城鎮(zhèn)地區(qū)的轉(zhuǎn)移支付均使城鎮(zhèn)基尼系數(shù)下降了22.0%左右③參見王亞柯、李實《我國稅費和轉(zhuǎn)移支付的收入分配效應》,工作論文,2013年6月29日,http://ciid.bnu.edu.cn/news/201306/20130628002331706.html,2018年1月22日。。自2000年以來,我國包括撫恤和社會福利救濟支出、行政事業(yè)單位離退休費、社會保障補助支出在內(nèi)的社會保障支出,以及社會保險基金支出和教育、衛(wèi)生支出在內(nèi)的總支出持續(xù)擴大,占財政總支出的比重在36%以上,2012年更是達到了40%,其中社會保險基金支出均在10%以上。王延中等的研究發(fā)現(xiàn),社會保險轉(zhuǎn)移收入使全國收入基尼系數(shù)降低了6.4%,其中使城鎮(zhèn)地區(qū)居民收入的基尼系數(shù)下降了12%,而農(nóng)村地區(qū)居民收入的基尼系數(shù)僅下降了1.8%[15]。

(二)養(yǎng)老保險的收入再分配效應研究

收入再分配效應是養(yǎng)老保險制度改革的核心目標,良好的養(yǎng)老金設(shè)計應當充分考慮其再分配作用,降低養(yǎng)老風險,防止老年人口陷入貧困[16]。養(yǎng)老保險制度需要個人和單位在工作期進行繳費,個人在退休期領(lǐng)取養(yǎng)老金收入,這種制度安排在一個時點上調(diào)節(jié)了居民收入分布。Coronado等測度了美國養(yǎng)老保險制度的收入再分配效應,結(jié)果顯示養(yǎng)老保險制度使收入基尼系數(shù)從0.64下降到0.55,下降了9個百分點[17]。Liebman利用美國1990年和1991年的收入調(diào)查數(shù)據(jù)也發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險制度發(fā)揮了較大的收入再分配效應[18]。Ringen等分析了挪威、芬蘭和瑞典等歐洲福利國家的收入再分配效應,發(fā)現(xiàn)包括養(yǎng)老金在內(nèi)的轉(zhuǎn)移支付分別使其收入基尼系數(shù)下降了27.8%、28.9%和37.8%[19]。Gao等則利用中國2002年的CHIP數(shù)據(jù)和越南2004年的家庭生活水平調(diào)查數(shù)據(jù)(VHLSS)對比分析了兩國社會保障體系對收入不平等產(chǎn)生的影響,發(fā)現(xiàn)包括養(yǎng)老金在內(nèi)的社會福利使越南的收入基尼系數(shù)從0.408下降到0.401,但使中國居民的收入基尼系數(shù)從0.450上升到了0.465,反而加劇了收入不平等[20]。

1997年,國務院頒布了《關(guān)于建立統(tǒng)一的企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險制度的決定》,對城鎮(zhèn)企業(yè)職工養(yǎng)老制度進行改革,建立了社會統(tǒng)籌與個人賬戶相結(jié)合的部分積累制。這一制度下,養(yǎng)老金的計發(fā)比較強調(diào)再分配作用,但在實踐中逃避繳費的現(xiàn)象比較嚴重。為了激發(fā)職工的繳費積極性,2005年國務院發(fā)布了《關(guān)于完善企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險制度的決定》,對部分積累制進行完善,并調(diào)整了養(yǎng)老金的計發(fā)辦法。總體而言,養(yǎng)老保險制度是我國社會保障體系的重要部分,繳費比例最高,涉及的資金量最大,對居民收入分布產(chǎn)生了非常重要的再分配作用。何立新和佐藤宏采用1995年、2002年的CHIP數(shù)據(jù)對城鎮(zhèn)勞動年齡人群的養(yǎng)老保險再分配效應進行了分析,發(fā)現(xiàn)我國城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險制度縮小了貧富差距,具有正向的再分配效應,但兩年間再分配作用有所下降,再分配系數(shù)從1995年的15.66%下降到2002年的11.35%[21]。此外,羅楚亮等利用2007年、2013年的CHIP數(shù)據(jù),對不同來源收入進行了分解,發(fā)現(xiàn)兩個年份中城鎮(zhèn)居民的養(yǎng)老金集中率都是低于城鎮(zhèn)人均收入基尼系數(shù)的,因而具有縮小城鎮(zhèn)內(nèi)部收入差距的作用[4]。

自2009年始,我國才在農(nóng)村地區(qū)逐漸推進新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險的試點工作。賈洪波通過構(gòu)建兩期迭代模型,采用量化模擬的方法對新農(nóng)保的收入再分配效應進行了分析,發(fā)現(xiàn)制度實施后農(nóng)村居民養(yǎng)老金替代率增加14%—29%,收入再分配凈值率增加4.13%,新農(nóng)保制度明顯發(fā)揮了收入再分配作用[22]。2011年,國務院開展城鎮(zhèn)居民社會養(yǎng)老保險的試點。2014年2月,國務院決定將新農(nóng)保和城居保兩項制度合并實施,發(fā)布了《關(guān)于建立統(tǒng)一的城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險制度的意見》,在全國范圍內(nèi)建立統(tǒng)一的城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險。王延中等的研究發(fā)現(xiàn),在全國范圍內(nèi)的養(yǎng)老、醫(yī)療、失業(yè)和生育等社會保險制度中,城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險、城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險等養(yǎng)老保險制度的收入再分配作用最為顯著,使居民收入的基尼系數(shù)下降了5.9%,而其他各項保險制度僅使基尼系數(shù)下降了不到0.5%[15]。

(三)醫(yī)療服務的收入再分配效應研究

與養(yǎng)老等其他社會保障相比,公共醫(yī)療服務受益的核算方法不同,也更為復雜,故大多數(shù)研究往往對其再分配效應進行單獨估算。Meerman、Selowsky等提出了受益歸宿分析框架(Benefit Incidence Analysis,BIA)①受益歸宿分析框架通過比較第q收入分組公共醫(yī)療服務所占份額Sq與該分組人口份額或收入份額來評估公共醫(yī)療服務受益分配傾向。為第j個人公共醫(yī)療服務凈受益,e為公共醫(yī)療服務政府投入。來識別公共醫(yī)療服務的受益流向,用政府公共醫(yī)療投入除以所有個人使用量得到單位公共醫(yī)療服務成本,再乘以個人使用量,即為個人公共醫(yī)療服務受益,以此衡量公共醫(yī)療服務受益分配平等性和累進性[23-24]。Younger將邊際受益歸宿引入BIA框架來測度公共服務擴張的受益流向[25-26]。Demery對這一框架進行了詳細介紹[27],但van de Walle認為BIA框架忽略了單位醫(yī)療服務的個人或家庭間差異,會產(chǎn)生系統(tǒng)性偏誤[28-29]。也就是說,由于醫(yī)療服務特殊性,個體在醫(yī)療服務需求上會因身體原因或偏好不同而存在差異,由這種差異造成的公共醫(yī)療服務使用量的差異不應被視為公共醫(yī)療服務受益分配不公平。Small等進而提出了分離選擇框架對醫(yī)療決策過程進行分階段討論以解決內(nèi)生性問題[30]。但這種方法是以醫(yī)療服務使用者實際使用為前提的,而對未使用者,公共醫(yī)療服務有一種“保險價值”的功能,在需要使用時可以較低價格獲得。Spadaro等提出的保險價值法通過對未使用者賦予可能使用的概率和強度,計算出未實際使用者可能使用的數(shù)量以解決系統(tǒng)性偏誤問題[31]。此外,Aaron等基于個人支付意愿構(gòu)建的個人效用函數(shù)[32],經(jīng)Small等改進為補償變化法(Compensating Variations),此方法利用效用等價關(guān)系,即個人為恢復健康而消費醫(yī)療服務成本所帶來的效用等于其用這部分成本消費其他私人產(chǎn)品所獲得的效用,進而判斷公共醫(yī)療服務的受益歸宿[30]。Younger也對上述方法進行了簡要陳述,如果低收入人群從醫(yī)療服務中受益更多,則具有縮小收入差距、減少收入不平等的作用[33]。

國內(nèi)外關(guān)于公共服務受益的實證研究較多,一些學者發(fā)現(xiàn)政府提供的公共服務增加了醫(yī)療服務使用者的收入,具有調(diào)節(jié)收入的正向再分配作用。基于BIA分析框架,Kruse等測算了公共醫(yī)療支出的邊際受益歸宿,發(fā)現(xiàn)印度尼西亞增加的公共醫(yī)療支出有利于貧困人群使用門診服務,醫(yī)療服務使用行為的改變也存在親窮人的現(xiàn)象,能夠縮小收入差距[34]。Spadaro等運用保險價值法計算了個人和家庭醫(yī)療服務的非現(xiàn)金價值,發(fā)現(xiàn)西班牙的公共醫(yī)療支出具有累進的收入分配效應,能夠顯著改善西班牙的貧困和不公平狀況[31]。Aaberge等則在考慮家庭結(jié)構(gòu)和規(guī)模后發(fā)現(xiàn),挪威的公共醫(yī)療服務可以減少大約15%的收入不平等,降低三分之一以上的貧困率[35]。Seery的研究也顯示,包括醫(yī)療等在內(nèi)的公共服務使OECD國家不平等程度平均下降了20%,使巴西、墨西哥等拉丁美洲國家的收入不平等減少了10%—20%[36]。

但也有學者發(fā)現(xiàn),一些國家的公共醫(yī)療服務調(diào)節(jié)收入再分配的作用很弱。基于跨國數(shù)據(jù)的分析,Davoodi等運用BIA框架,發(fā)現(xiàn)全球56個國家的公共醫(yī)療支出幾乎都不利于貧困人群使用醫(yī)療服務,反而加重了其醫(yī)療負擔,拉大了收入差距,但在20世紀90年代開始有所改善。而西半球的發(fā)達國家,如加拿大和美國的公共醫(yī)療支出則是有利于窮人的。研究結(jié)果表明,國家越富有、人均收入越高,貧困人群從公共醫(yī)療服務中受益越多,其調(diào)節(jié)收入再分配的效應也就越強[37]。Wagstaff等采用BIA框架和集中指數(shù)(CI)①集中指數(shù)即,H代表樣本的平均醫(yī)療服務利用情況,hi代表個人i的醫(yī)療服務利用情況,Ri代表樣本中第i個人按收入從低到高排序中所處的分數(shù)秩次(Fractional Rank),CI小于0表示有利于低收入者,大于0表示有利于高收入者,絕對值越大,偏向程度越高。發(fā)現(xiàn),平均來說全球60余個國家整體的政府醫(yī)療支出是親富人的,醫(yī)療支出受益明顯不利于窮人,從而造成富者更富、貧者更貧。研究表明,政府醫(yī)療支出使窮人受益的目標與人均GDP、人均政府醫(yī)療支出顯著正相關(guān),與繳費比例顯著負相關(guān)[38]。

在中國,1998年國務院發(fā)布《關(guān)于建立城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險制度的決定》,對城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保障制度進行改革。2003年,衛(wèi)生部、財政部和農(nóng)業(yè)部聯(lián)合頒布了《關(guān)于建立新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度的意見》,建立覆蓋農(nóng)村居民的新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險。2009年,人力資源和社會保障部發(fā)布了《關(guān)于全面開展城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險工作的通知》,這標志著我國從制度上實現(xiàn)了基本醫(yī)療保險的全面覆蓋。根據(jù)《中國健康事業(yè)的發(fā)展與人權(quán)進步》白皮書,截至2016年底,全國基本醫(yī)療保險參保人數(shù)超過13億人,參保覆蓋率穩(wěn)固在95%以上②詳見http://www.gov.cn/xinwen/2017-09/29/content_5228551.htm＃2,2018年1月22日。。基于1991—2006年的中國健康和營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)數(shù)據(jù),解堊以及齊良書、李子奈采用醫(yī)療服務利用集中指數(shù)進行分析③為檢驗集中指數(shù)的標準差,解堊還采用了Kakwani提出的回歸模型,詳見Kakwani N.,Wagstaff A.&Doorslaer E.V.,″Socioeconomic Inequalities in Health:Measurement,Computation,and Statistical Inference,″Journal of Econometrics,Vol.77,No.1(1997),pp.87-103.,發(fā)現(xiàn)存在以住院率衡量的醫(yī)療服務利用不平等,收入和醫(yī)療保險等因素均擴大了醫(yī)療服務利用不平等。其中,1993—2004年間醫(yī)療服務利用的變動有利于高收入者,而2004—2006年間則發(fā)生了有利于低收入者的較大變動,這意味著2003年的新農(nóng)合制度開始發(fā)揮收入再分配效應[39-40]。Zhou等基于2003年和2008年國家健康服務調(diào)查(NHSS)數(shù)據(jù),使用集中指數(shù)等指標研究了農(nóng)村地區(qū)與收入相關(guān)的住院服務利用不平等,發(fā)現(xiàn)在同等需要住院服務的情況下,高收入者比低收入者從住院服務中受益更多,從而擴大了收入不平等[41]。

2009年,國務院發(fā)布《關(guān)于深化醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革的意見》,啟動了新一輪醫(yī)改。針對新醫(yī)改,一些學者發(fā)現(xiàn),政府醫(yī)療服務供給力度明顯增大,公共醫(yī)療服務利用的不平等有較大幅度的改善,縮小了居民收入差距。李永友和鄭春榮基于2008—2012年的中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù),使用BIA框架和保險價值法研究了公共住院服務受益歸宿及其收入分配效應,發(fā)現(xiàn)新醫(yī)改后低收入群體從公共住院服務中受益更多,住院服務利用更加平等;在收入再分配方面,新醫(yī)改使我國家庭間收入基尼系數(shù)下降了5—7個百分點[42]。此外,李永友還通過構(gòu)建個人醫(yī)療服務需求函數(shù),使用補償變化法來識別新醫(yī)改后門診服務擴張的邊際受益歸宿及其收入分配效應,發(fā)現(xiàn)在僅將門診服務擴張所獲受益計入初始收入時,社會不平等程度明顯下降,使基尼系數(shù)下降4個百分點,但如果減去發(fā)生的私人自付費用額度來測度門診服務凈受益的再分配效應時,縮小的收入不平等將會被抵消,收入差距反而擴大[43]。因此,我國不僅要增加醫(yī)療服務支出,更要改變醫(yī)療服務補助方式,在補助高成本住院服務的同時也要增加低成本的門診服務補助,從而發(fā)揮醫(yī)療保障制度的收入再分配作用,縮小收入差距。

(四)其他社會保障的收入再分配效應

最低生活保障等轉(zhuǎn)移性支付的資金來源于國家財政收入,能夠直接調(diào)節(jié)國民收入再分配。有關(guān)研究主要集中于國內(nèi)的相關(guān)問題。黃祖輝等對1993—2001年間轉(zhuǎn)移性收入的收入分配效應進行了實證分析,發(fā)現(xiàn)轉(zhuǎn)移性收入不僅未能有效縮小居民收入差距,反而在一定程度上加劇了收入的不平等[44]。1999年,我國的最低生活保障制度開始在城鎮(zhèn)地區(qū)推行。李實和楊穗對城市居民最低生活保障制度的收入再分配效應進行了分析,發(fā)現(xiàn)它對縮小收入差距所發(fā)揮的作用非常有限[45]。

相對而言,農(nóng)村地區(qū)的低保制度實施較晚。進入21世紀以來,中央政府開始新農(nóng)村建設(shè),逐步推動稅費減免、最低生活保障制度、新農(nóng)保制度等收入再分配政策。2003年,國務院下發(fā)了《關(guān)于全面推進農(nóng)村稅費改革試點工作的意見》,將農(nóng)村稅費改革推廣至全國。佐藤宏等利用2002年的CHIP數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)農(nóng)村地區(qū)稅費改革的收入再分配效應有所改善[1]286-317,但用Kakwani指數(shù)和稅負收入彈性測算結(jié)果顯示,稅費本身仍具有嚴重的累退性,不僅沒有縮小收入差距,反而擴大了收入差距[46]。尹恒等也對我國農(nóng)村稅費的公平性進行了評估,發(fā)現(xiàn)稅費體系負擔較重,具有累退性,擴大了可支配收入的差距,但稅費改革使稅費再分配效應得到了極大改善,從1995年拉大不平等2.08個基尼點減小到2002年的0.95個基尼點[47]。2007年農(nóng)村最低生活保障制度開始在全國范圍內(nèi)建立,標志著從制度設(shè)計上實現(xiàn)了最低生活保障對城鄉(xiāng)居民的全面覆蓋。王震分析了包括稅費減免、種糧直補和新農(nóng)合參合補貼在內(nèi)的各項政策的再分配效應,發(fā)現(xiàn)總的凈補貼在逐年增加的同時也表現(xiàn)出對低收入組越來越有利的趨勢,從2002年拉大基尼系數(shù)1.02%變成2006年縮小基尼系數(shù)0.16%,改善了農(nóng)村居民的收入分配狀況,縮小了城鄉(xiāng)收入差距。從各項政策來看,2002年和2004年稅費支出表現(xiàn)出了明顯的累退性,但隨著稅費減免政策的推進,到了2006年,這種累退性有所減弱;另外,種糧補貼和新農(nóng)合補貼則更有利于低收入組,有效發(fā)揮了收入再分配的作用[48]。

從全國范圍來看,基于2007—2011年全國省級面板數(shù)據(jù),楊翠迎等的研究表明,作為直接財政轉(zhuǎn)移支出的農(nóng)村低保財政支出有助于縮小城鄉(xiāng)居民收入差距,而城市低保財政支出則提高了城市基尼系數(shù),反而進一步擴大了城鄉(xiāng)居民的收入差距[49]。

二、社會保障制度的終生收入再分配效應

除了某一時點的年度收入外,社會保障制度安排本身也會對居民個人長期的收入分配結(jié)果產(chǎn)生影響。公共養(yǎng)老保險制度可以通過選擇現(xiàn)收現(xiàn)付制的融資方式實現(xiàn)代際收入再分配,并通過對不同群體實行不同的養(yǎng)老繳費或養(yǎng)老金計發(fā)辦法來實現(xiàn)代內(nèi)的收入再分配[50]。Diamond提出,以終生收入為基礎(chǔ),養(yǎng)老保險制度會對同一代人不同生命周期或者不同代人之間的終生收入進行長期再分配,即發(fā)生代內(nèi)和代際間的收入再分配效應[51]。在現(xiàn)收現(xiàn)付制下,養(yǎng)老保險的繳費和養(yǎng)老金的計發(fā)是由不同時點下的人口增長率和工資增長率決定的,因此一個人一生中獲得的養(yǎng)老金現(xiàn)值和繳費現(xiàn)值不一定相等,這個差額即公共養(yǎng)老保險制度在長期內(nèi)進行的再分配。完全的基金積累制下,個人在一生中獲得的養(yǎng)老金現(xiàn)值和繳費現(xiàn)值相等,則養(yǎng)老保險制度在長期內(nèi)不存在再分配。Lindbeck等提出,在微觀層面,若個人在生命周期內(nèi)的養(yǎng)老保險繳費現(xiàn)值和收益現(xiàn)值相等,即為“精算公平”,否則即為“精算不公平”[52]。養(yǎng)老保險的制度安排反映了個人生命周期內(nèi)在工作期繳費和退休期受益的均衡配置結(jié)果,是在一生中都發(fā)揮收入分配作用的制度,因此,基于終生收入的分析可以更好地衡量養(yǎng)老保險制度的長期再分配效應。這一方法是以終生收入為基礎(chǔ),通過分析終生養(yǎng)老金受益和終生養(yǎng)老保險繳費現(xiàn)值的差值即終生養(yǎng)老金純受益,來考察養(yǎng)老保險制度的長期再分配效應[53]。此外,Layard比較了當期收入再分配與終生收入再分配兩種方法的差異,認為以年度收入為基礎(chǔ)僅測算了當期繳費和受益關(guān)系的養(yǎng)老金,會高估收入不平等和收入再分配[54]。

早在20世紀80年代,一些學者就基于終生收入的視角對養(yǎng)老保險制度及其再分配效應進行了分析,尤其是針對發(fā)達國家如加拿大、美國、荷蘭、日本和意大利等國的研究相對較多。Wolfson較早研究了加拿大的養(yǎng)老保障制度,發(fā)現(xiàn)該制度有效發(fā)揮了終生收入的再分配效應,具有調(diào)節(jié)收入的正向作用①Wolfson M.C.,″The Lifetime Impact of the Retirement Income System:A Quantitative Analysis,″ inThe Retirement Income System in Canada:Problems and Alternative Policies for Reform,Report of the Task Force on Retirement Income Policy to the Government of Canada,Vol.2,Appendix 5,1979,5.2-5.41.。Hurd等運用美國社會保障局的退休歷史調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn),美國養(yǎng)老保險制度的內(nèi)部收益率和終生養(yǎng)老金純受益均隨著收入的提高而增加,隨著年齡的增大而增加,具有明顯的代際再分配作用[55]。Leimer的研究也認為,美國養(yǎng)老保險制度的代內(nèi)再分配效應較弱,代際再分配效應較強,年輕一代的內(nèi)部收益率和終生養(yǎng)老金純受益均低于老年一代[53]。Coronado等運用1968—1989年動態(tài)收入面板數(shù)據(jù),則發(fā)現(xiàn)美國養(yǎng)老保險制度并不具有累進的代內(nèi)再分配效應[17]。Nelissen研究了荷蘭養(yǎng)老保險制度的終生收入再分配效應,對于1905—1965年出生的各代人,在代內(nèi),未婚人群向已婚人群的收入轉(zhuǎn)移比高收入人群向低收入人群的收入轉(zhuǎn)移更大;在代際,現(xiàn)收現(xiàn)付制的融資和繳費機制使年輕人向老年人產(chǎn)生收入轉(zhuǎn)移,目前較低的繳費率(尤其是已婚人群)也會造成未來年輕一代的負擔加重[56]。Nelissen還基于年度收入和終生收入兩個視角,比較詳細地論述了荷蘭社會保障制度的再分配效應,發(fā)現(xiàn)該制度分別使1930年和1950年出生的兩代人的終生收入不平等降低了約30%和15%,使1991年年度收入不平等降低了約45%,以年度收入為基礎(chǔ)的再分配效應大于以終生收入為基礎(chǔ)的再分配效應[57]。這與Layard的理論預期也是相符的[54]。Oshio研究了日本養(yǎng)老保險制度的終生收入再分配效應,發(fā)現(xiàn)在代內(nèi),終生養(yǎng)老金純受益隨著收入組的提高而減少,產(chǎn)生了高收入組向低收入組的轉(zhuǎn)移,養(yǎng)老保險制度發(fā)揮了正向的收入再分配功能;在代際,養(yǎng)老金純受益隨著年齡的增大而增加,產(chǎn)生了年輕人向老年人的收入轉(zhuǎn)移,較低的養(yǎng)老保險繳費率會造成未來年輕一代的負擔加重[58]。

隨著各國養(yǎng)老保險制度不斷推進改革,一些文獻對養(yǎng)老保險制度改革前后的再分配效應也進行了研究。Feldstein等認為,美國養(yǎng)老保險制度及其改革產(chǎn)生的長期再分配效應有助于增加退休者的預期未來養(yǎng)老金,降低老年人的貧困率,并緩解老齡化帶來的壓力[59]。1992—1995年意大利推行了由EB計劃(Earnings-related Benefit)向CB計劃(Contribution-based Benefit)過渡的養(yǎng)老保險制度改革,Borelia的研究發(fā)現(xiàn),改革后繳費年限為40年時,CB計劃的養(yǎng)老金替代率更高,達到85.5%,而EB計劃僅為79.4%,在基尼系數(shù)和洛倫茲曲線測度的再分配效應下,CB計劃養(yǎng)老金的基尼系數(shù)比EB計劃低20%左右,也就是說,CB計劃比EB計劃具有更均等的再分配效應[60]。

基于1997年我國城鎮(zhèn)企業(yè)職工養(yǎng)老保險實施的部分積累制,2005年政策進行了制度改革,并對養(yǎng)老金的計發(fā)辦法進行調(diào)整,這一改革引發(fā)了學界對制度改革前后的再分配效應進行比較研究。例如,彭浩然和申曙光利用精算模擬進行分析,發(fā)現(xiàn)與1997年制度相比,2005年制度改革明顯減弱了代內(nèi)再分配效應,增強了代際再分配[61]。但基于終身收入視角估算養(yǎng)老保險制度對收入再分配效應的文獻相對較少。何立新利用2002年CHIP數(shù)據(jù),對城鎮(zhèn)參保職工在1997年和2005年養(yǎng)老保險制度下的終生養(yǎng)老金純受益進行了比較分析。從代際間來看,在1997年方案和2005年方案下,2002年時分別是約35歲和約30歲人員一生繳納的養(yǎng)老保險費和領(lǐng)取的養(yǎng)老金基本持平,更年輕的人員則繳費大于領(lǐng)取,這些人員將一生工資收入的1%—10%或1%—3.5%向其他年代的人員轉(zhuǎn)移,即發(fā)生代際再分配。相較而言,2005年方案有所改善,增加了各代人的養(yǎng)老金純受益[62]。此外,何立新和佐藤宏對20—59歲勞動年齡人群的研究發(fā)現(xiàn),1997年和2005年方案下的再分配系數(shù)分別為7.33%和7.82%,但如果機關(guān)事業(yè)單位人員也實施相同的制度,這兩個年份方案下的再分配系數(shù)將分別達到12.22%和14.39%,收入再分配效應將大大增強[21]。王曉軍和康博威發(fā)現(xiàn),城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險制度存在明顯的從高收入階層向低收入階層轉(zhuǎn)移的正向再分配效應,按不同收入組劃分,內(nèi)部收益率從最高收入者的2.9%增加到最低收入者的5.2%[63]。

針對2009年建立的新型農(nóng)村居民養(yǎng)老保險制度,王翠琴等估計了不同參保條件下的終生養(yǎng)老金凈轉(zhuǎn)入額,發(fā)現(xiàn)新農(nóng)保幾乎對所有人群都具有正向的再分配效應。這一作用主要來自個人繳費的政府補貼,本質(zhì)上還是財政支出所產(chǎn)生的再分配作用,而且,壽命越長,繳費年限越長、檔次越高,政府繳費補貼越多,正向再分配效應越大[64]。

三、社會保障制度的財產(chǎn)再分配效應

財產(chǎn)作為一個存量概念,研究財產(chǎn)分布能反映居民經(jīng)濟不平等程度的長期構(gòu)架,社會保障制度所帶來的隱性財產(chǎn)會對居民家庭的財產(chǎn)分布產(chǎn)生影響。傳統(tǒng)的財產(chǎn)界定通常包括金融資產(chǎn)、不動產(chǎn)、耐用消費品估價、其他資產(chǎn)的估計現(xiàn)值和各種負債等,但這一界定忽略了家庭積累的養(yǎng)老金權(quán)益的現(xiàn)值和人壽保險的現(xiàn)金價值[65]。Feldstein最早提出養(yǎng)老金財產(chǎn)(Social Security Wealth)的概念,它是人們未來的公共養(yǎng)老金收入扣除未來養(yǎng)老繳費后的折現(xiàn)凈值,體現(xiàn)了養(yǎng)老保障制度所帶來的長期收益[66]。相對于養(yǎng)老金收入而言,養(yǎng)老金財產(chǎn)可以更全面地反映養(yǎng)老保障制度所帶來的收益。已歸屬居民個人的養(yǎng)老金權(quán)益會對居民家庭的財產(chǎn)分布產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用。同時,從財產(chǎn)界定來看,把養(yǎng)老金財產(chǎn)加入居民家庭財產(chǎn)的核算,擴大了家庭財產(chǎn)的界定范疇。養(yǎng)老金財產(chǎn)與傳統(tǒng)的家庭財產(chǎn)不同,是不可替換的;同時,它具有不可交換性,不能轉(zhuǎn)移給其他人,且必須在退休以后才能獲得;它還具有不可轉(zhuǎn)換性,以年金的形式支付,是在生命周期內(nèi)的收入流而不是一次性支付的收入。分析養(yǎng)老金財產(chǎn)對家庭財產(chǎn)分布的影響,是在合理估算家庭傳統(tǒng)財產(chǎn)和養(yǎng)老金財產(chǎn)的基礎(chǔ)上,考察加入養(yǎng)老金財產(chǎn)前后的家庭傳統(tǒng)財產(chǎn)分布的變化,此即養(yǎng)老保險制度的財產(chǎn)再分配效應。

在全球化過程中,全球以及主要發(fā)達國家的財產(chǎn)分布的不均等程度處于一種不斷強化的趨勢中[67]。因此,國際上針對社會保障的財產(chǎn)再分配效應研究也較多。Feldstein提出,大多數(shù)文獻在研究家庭財產(chǎn)及其分布時都忽略了公共養(yǎng)老金財產(chǎn),以致無法反映居民財產(chǎn)分布的真實狀況。他利用美國的相關(guān)數(shù)據(jù)分析了居民家庭總財產(chǎn)在有無養(yǎng)老金財產(chǎn)時的分布狀況,發(fā)現(xiàn)在加入養(yǎng)老金財產(chǎn)后,家庭總財產(chǎn)分布更加均等了,基尼系數(shù)從0.72下降到0.51,下降了近30%,說明養(yǎng)老金財產(chǎn)具有比較顯著的再分配功效[66]。Mcgarry等則利用美國 1992年 HRS(Health and Retirement Survey)數(shù)據(jù)估算了老年群體的養(yǎng)老金財產(chǎn),發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老金財產(chǎn)比其他私人財產(chǎn)稍均等一些,將養(yǎng)老金財產(chǎn)納入凈財產(chǎn)會對財產(chǎn)不平等產(chǎn)生很小的削弱作用[68]。

此后,隨著各國公共養(yǎng)老金制度的改革以及養(yǎng)老市場的多樣化,一些學者開始將更豐富的內(nèi)容納入養(yǎng)老金財產(chǎn),即包含公共養(yǎng)老金財產(chǎn)和各種私人養(yǎng)老金財產(chǎn)。Kennickell等運用美國SCF(Survey of Consumer Finances)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn),包括公共養(yǎng)老金和雇主養(yǎng)老金在內(nèi)的凈財產(chǎn)使家庭財產(chǎn)分配更加均等[69]。Wolff發(fā)現(xiàn)公共養(yǎng)老金財產(chǎn)使美國家庭財產(chǎn)分布的不平等程度有所下降,但私人養(yǎng)老金財產(chǎn)的作用更為復雜,此外,1983—2001年間美國養(yǎng)老保險制度的改革使公共養(yǎng)老金財產(chǎn)的均等效應有所下降[70]。Banks等分析了英國養(yǎng)老金財產(chǎn)的作用,認為公共養(yǎng)老金財產(chǎn)比私人養(yǎng)老金財產(chǎn)具有更加均等的效應[71]。Mazzaferro等利用 1991—2002年意大利數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn),養(yǎng)老保險制度改革使個人的養(yǎng)老金財產(chǎn)有所減少,而且養(yǎng)老金財產(chǎn)沒有發(fā)揮正向的均等效應,反而擴大了家庭財產(chǎn)分布的不平等程度[72]。

由于數(shù)據(jù)問題,國內(nèi)學界對中國居民財產(chǎn)分布的經(jīng)驗分析并不多,現(xiàn)有文獻主要集中于中國居民收入分配課題組(CHIP)的相關(guān)研究。長期以來,我國居民財產(chǎn)分布差距具有不斷擴大的趨勢,1988年全國居民財產(chǎn)分布的基尼系數(shù)僅為0.34,1995年和2002年已經(jīng)分別達到了0.40和0.55[73-75]。謝宇等利用CFPS數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn),2012年全國居民財產(chǎn)分布的基尼系數(shù)已超過了0.73[76]。

但是,上述文獻對家庭財產(chǎn)范疇的界定并沒有涵蓋養(yǎng)老金財產(chǎn),故而無法反映養(yǎng)老金財產(chǎn)對財產(chǎn)分布的再分配效應。楊震林和王亞柯利用2002年CHIP數(shù)據(jù)分析了中國城鎮(zhèn)地區(qū)企業(yè)職工家庭的財產(chǎn)分布,發(fā)現(xiàn)加入養(yǎng)老金財產(chǎn)之后,家庭財產(chǎn)分布的基尼系數(shù)下降了8個百分點,不平等程度下降了20%[77]。之后,王亞柯又利用2008年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)數(shù)據(jù),測算了居民的各種養(yǎng)老金財產(chǎn)及其對家庭財產(chǎn)分布的影響,研究發(fā)現(xiàn),在養(yǎng)老保險制度范圍內(nèi),社會養(yǎng)老保險的保障水平較高,產(chǎn)生了較大的正向再分配效應,大幅度降低了居民財產(chǎn)分布的不平等程度[78]。但在全體居民范圍內(nèi),由于覆蓋范圍較小,社會養(yǎng)老保險財產(chǎn)并沒有明顯改變居民財產(chǎn)的分布差距。總的來說,養(yǎng)老金財產(chǎn)能夠在一定程度上調(diào)節(jié)我國居民家庭財產(chǎn)分布的不均等。但要使其發(fā)揮更加有效的作用,就要擴大其覆蓋范圍,將更多的群體納入養(yǎng)老保障體系。

四、結(jié)論、研究展望及政策建議

社會保障制度作為各國政府再分配機制的重要組成部分,其再分配的調(diào)節(jié)作用已經(jīng)得到了高度重視。隨著各國社會保障制度改革的推進,對社會保障再分配效應的研究也是一個需要不斷深入的長期性課題。總的來看,國外學者對社會保障再分配效應研究的貢獻是很突出的,在一定時期內(nèi)對各國社會保障的改革及其模式選擇起到了很好的指導作用,但針對我國社會保障制度再分配效應的研究還有一定的局限性。基于此,本文對我國社會保障再分配效應的未來研究進行展望。

第一,在規(guī)范研究方面,我國目前還沒有形成對社會保障制度再分配效應的價值判斷標準,需要對此進行深入研究。自20世紀80年代我國社會保障制度改革以來,關(guān)于追求財務可持續(xù)性的效率還是追求收入再分配效應的公平的爭議從未停止。近年來,中央政府提出,要建立公平可持續(xù)的社會保障制度。但是,這些理念本身并無標準,且不同的評價者往往會有不同的理解,這些都表明了國內(nèi)各界對社會保障再分配效應的合理性和程度并沒有形成統(tǒng)一的判斷標準。在很長一段時期內(nèi),國內(nèi)文獻對規(guī)范研究較為忽視,導致了價值判斷標準的混亂。基于此,關(guān)于社會保障制度再分配效應的規(guī)范研究應成為未來研究的重要內(nèi)容,需要學界為我國社會保障制度改革提供價值判斷標準。

第二,在實證研究方面,雖然我們?nèi)〉昧艘欢ǖ倪M展,但對我國社會保障制度再分配的系統(tǒng)研究還較為不足。從研究視角來看,發(fā)達國家從當期收入、長期收入和財產(chǎn)等多個角度對社會保障制度再分配的效應展開研究,但針對我國社會保障制度再分配效應的研究則相對不足,尤其是對以終生收入為基礎(chǔ)的長期再分配效應以及以財產(chǎn)為基礎(chǔ)的再分配效應。從研究內(nèi)容來看,城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險、城鄉(xiāng)醫(yī)療保險、新的機關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險等制度建立的時間較晚,由于微觀數(shù)據(jù)的限制,現(xiàn)有文獻對這些制度再分配作用的研究較為缺乏,而新制度的實施更需要對其政策效應進行評估。隨著我國社會保障體系的全面構(gòu)建與完善、居民收入和財產(chǎn)差距的逐漸擴大,需要更多研究對我國各種社會保障制度在城鎮(zhèn)地區(qū)、農(nóng)村地區(qū)和全國范圍內(nèi)對居民終生收入和家庭財產(chǎn)的再分配效應進行全面、系統(tǒng)的分析。近年來,由于我國社會保障制度改革全面深入推進,各種政策變化較多,需要學界對此進行更多、更深入的研究。

第三,在政策效果方面,國際經(jīng)驗研究顯示,社會保障在調(diào)節(jié)各國的收入差距方面發(fā)揮了非常重要的作用。近年來,隨著世界各國的收入差距逐漸擴大,不平等問題更多受到關(guān)注,各國政府也更加重視利用各種再分配政策來調(diào)節(jié)收入差距。發(fā)達國家的再分配調(diào)節(jié)機制相對完善,一些研究表明,從市場初次分配的收入來看,OECD等發(fā)達國家居民市場收入的基尼系數(shù)與中國相差不大,但在社會保障等機制的再分配作用下,這些國家居民收入的基尼系數(shù)大幅下降,下降幅度高達20%—40%①詳見 OECD,″DividedWeStand:WhyInequalityKeepsRising,″ http://www.oecd.org/els/soc/dividedwesta ndwhyinequalitykeepsrising.htm,2018年1月22日。。與此相比,我國社會保障再分配機制的調(diào)節(jié)作用還非常有限,相關(guān)研究表明,其作用僅使基尼系數(shù)下降10%左右,有待進一步加強②王亞柯、李實《我國稅費和轉(zhuǎn)移支付的收入分配效應》,工作論文,2013年 6月 29日,http://ciid.bnu.edu.cn/news/201306/20130628002331706.html,2018年1月22日。。因此,我們還需要繼續(xù)深入研究世界各國尤其是發(fā)達國家的各項再分配政策及其效應,為完善我國社會保障制度的再分配機制提供政策依據(jù)。