中國的二次分配與三次分配對收入極化的影響

汪進賢 汪晨

關鍵詞：共同富裕;收入極化;第二次分配;第三次分配;社會捐助

一、引言

共同富裕是社會主義的本質要求，是中國式現代化的重要特征，也是人民群眾的共同期盼。①共同富裕目標是要形成“中間大、兩頭小”的收入分配結構。而收入分布如果呈現“中間小、兩頭大”的“啞鈴型”結構或者在某個局部極點附近聚集，則構成收入極化。收入極化的出現會對社會帶來諸多危害。按照經濟學原理，如果收入分配兩極分化，高收入群體邊際消費傾向不足就會導致社會總需求不足，使經濟發展陷入停滯甚至危機（Brzezinski， 2013）。與不平等和貧困相比，收入極化更容易引發社會動蕩，激發社會矛盾（Duro， 2005; Esteban and Ray， 1994， 1999）。不僅如此，收入極化意味著較低的社會流動性，阻礙相對貧困人口向上流動通道，不利于橄欖型均衡收入結構的形成（Foster and Wolfson， 2010; Motiram and Sarma， 2014）。收入極化還會對居民健康產生負面影響，甚至引發健康極化（Pérez and Ramos， 2010; Apouey and Silber， 2013）。因此，發揮三次分配調節作用，形成中間大、兩頭小的橄欖型分配結構不僅是社會公平正義的需要，也是經濟社會保持可持續發展、實現共同富裕最終奮斗目標的需要。

本文基于中國家庭追蹤調查（China Family Panel Studies，CFPS）2012-2018 年的數據，采用MT 指數法和循序分解步驟解析了第二次分配和第三次分配對收入極化的再分配效應。①初次分配主要指市場分配，市場是過去四十多年中國改革開放獲得巨大成功以及社會財富大規模增長的核心。第二次分配主要指政府分配，即政府通過稅收和社會保障支出等手段重新調配財富。第三次分配主要指社會組織分配，是社會主體自主自愿參與的財富流動。已有關于中國收入極化的文獻較少且主要關注初次分配后的收入極化以及以政府為主導的第二次分配在收入極化中的作用。大多數學者都認為中國收入極化現象嚴重且有上升趨勢（洪興建和李金昌，2007;張運智和馬赫然，2015）。Wan and Clementi（2021）的最新研究結果卻發現，中國收入極化水平自2013 年開始下降，位于收入分布的頂端和底端的人群數量均有所減少。少數分析初次分配和第二次分配對收入極化影響的研究發現，初次分配后的市場收入極化程度嚴重（徐現祥和王海港，2008）。不同產業間勞動收入和工資收入差異是導致市場收入極化的重要原因，而政府轉移支付對收入極化有降低作用（汪晨、萬廣華和曹暉，2015）。張琛、彭超和孔祥智（2019）的研究結果表明，非農收入是農戶收入極化的主要構成要素，而轉移性收入能降低農戶收入極化。

相比政府轉移支付，目前研究第三次分配的再分配效應的文獻十分有限。事實上，除了以稅收——轉移支付為主體的第二次分配之外，在一些西方國家中以社會組織分配為主體的第三次分配途徑是政府轉移支付政策的重要補充。然而，在中國，第三次分配規模相當有限，市場發育還不完善。據《慈善藍皮書（2020）》測算，2019 年我國社會公益資源總量為3 374 億元，較2018 年減少0.97%，約占GDP 的0.3%，而同期美國的慈善GDP 占比約為2%。此外，在儒家傳統文化的影響下，家庭成員、朋友、同事之間的私人轉移收入也可以發揮重要的收入再分配的作用（盧盛峰、陳思霞和時良彥，2018）。

本文解析了第三次分配在降低收入極化中的貢獻，這在國內尚屬首次。研究結果顯示，第二次分配中養老金退休金的再分配效應最大，其次是政府補助，而征地和拆遷補償具有加劇收入極化的作用。第三次分配中的社會捐助和私人轉移收入都能降低收入極化。社會捐助的再分配效應最小，主要是由于目前社會捐助的規模較小。因此，本文補充和豐富了轉移支付、收入極化等領域的研究文獻，并為降低收入極化、形成“中間大、兩頭小”的橄欖型分配結構、最終實現共同富裕的政策實施提供經驗證據。

文章的后續結構安排如下：第二部分為文獻綜述，回顧已有關于收入極化及再分配的研究;第三部分是數據及本文采取的分析方法;第四部分為本文的實證結果分析;最后是文章的結論與啟示。

二、文獻綜述

（一）收入極化內涵與測度

所謂極化效應，指的是某個局部極點附近的群聚現象。人們通常所討論的“兩極分化”便是群聚的一種形態。收入兩極分化是指收入分布的中間階層分別向分布的高端和低端集聚的現象。更為一般地，收入分布也可能表現為向多個極點集聚。對于收入極化的測度，Wolfson（1994）、Estebanand Ray（1994）以及Foster and Wolfson（2010）都做了開創性的工作。目前衡量收入極化的指數一般可以分為兩類：一類是兩極分化的測度指數。Wolfson（1994）和Foster and Wolfson（2010）以中位數收入為分界點把總體分為兩組，構建收入極化曲線，并計算該曲線以下的面積用來衡量收入兩極分化程度（FW 極化指數）。隨后Wang and Tsui（2000）、Chakravarty and Majumder（2001）、Rodríguez and Salas（2003）、Silber et al.（2007）、Chakravarty and D’Ambrosio（2010）和Lassode la Vega et al.（2010）等都對該指數進行了拓展;另一類是多極分化的測度指數。多極分化指數試圖反映圍繞任意多個組聚集的收入群體的存在及其重要性。Esteban and Ray（1994）基于“認同—疏離”框架按照一定標準對所有成員進行分組，然后測定組內成員的相似程度以及組間成員的差異程度，最終構造多極分化的測度指數（ER 極化指數）。很多學者都對Esteban and Ray（1994）的工作進行了擴展（Esteban et al.， 1999， 2007; D’Ambrosio， 2001; Duclos et al.， 2004; Poggi and Silber，2010）。

收入極化和收入不平等指數都是用來衡量收入分配是否公平的指標，二者取值都在0 到1 之間。0 意味著收入分配完全平等，指數越高，收入分配越不平等。盡管收入分配和收入極化都是衡量收入分配是否公平的指標，但二者概念不同。不平等指數反映的通常是收入分布相對于均值的平均離散程度而極化指數反映的往往是群體的聚集現象（Gornick and Jantti， 2013）。當存在兩個或以上群體時，組間不均等程度增加或組內不均等程度降低都會導致收入極化加劇。羅楚亮（2018）假設有兩個序列45678和88888。這兩個序列的基尼系數都是0.3，但后者的極化強度顯著高于前者。Wang et al.（2018）也舉例說明，當收入分配發生變動時，收入不平等和極化可能呈現不同的變化趨勢。

現有關于中國收入分配的文獻主要關注收入不平等，對收入極化的研究相對較少。洪興建和李金昌（2007）基于國家統計局數據對1990、1995、2000 和2005 年農村和城鎮居民收入極化程度進行了估算，結果發現，中國城鄉、城鎮和農村內部、沿海與內陸以及行業間兩極分化大多呈現上升趨勢。羅楚亮（2010）使用中國家庭收入項目調查（CHIP）數據描述了1988、1995、2002 和2007年中國居民收入分布的極化特征，結果發現居民收入分布具有比較嚴重的兩極分化，且收入極化指標表現出上升趨勢。隨后，羅楚亮（2018）指出，2002 至2013 年間，中國居民收入極化指標比較穩定但財產分布的極化現象有所加劇。龍瑩（2012）利用中國健康和營養調查（ CHNS） 微觀收入數據考察了1988-2005 年間中等收入群體的變遷，結果發現中等收入群體比重下降，兩極分化程度不斷提高。龍瑩（2015）進一步發現影響中等收入群體比重的“經濟增長效應”大于“收入分配效應”，即經濟增長所帶來的收入分配效應大于分配政策變化帶來的收入分配效應。張運智和馬赫然（2015）使用中國健康與營養調查數據（CHNS）計算了1989、1991、1993、1997、2000、2004、2006、2009和2011 年中國居民收入極化程度，指出當前兩極分化嚴重，富裕群體在收入分布中“長尾”的增加是導致收入兩極分化的重要原因。王朝陽和李夢凡（2013）認為收入極化會給社會經濟帶來嚴重的負面作用，而農村和城鎮收入極化的程度和特征存在顯著差異，需要施以不同的分配和再分配措施。

此外，有學者發現收入極化在不同時期呈現不同變化特征。汪晨、萬廣華和曹暉（2015）發現居民收入極化自1988 年開始下降，但1995 年至2007 年間再次上升。胡志軍和陶紀坤（2018）使用1985-2015 年的收入分組數據發現，總體極化程度在1985-2009 年間有加劇趨勢，2009 年以后開始下降。Wan and Clementi（2021）的研究結果表明，盡管1995 年到2018 年間中國的收入不平等持續擴大，但收入極化發生了歷史性逆轉。2013 年到2018 年間，由于高收入端和低收入端的極化的下降，整體收入極化顯著下降。洪興建和董君（2020）使用中國家庭追蹤調查（CFPS）數據，從收入、財產、交通信息支出和受教育水平四個維度實證分析了中國城鄉居民家庭間的多維極化，結果也表明城鄉長期多維極化呈現明顯下降趨勢，其中，教育、交通通信支出和收入有助于降低多維極化而財產效應不利于多維極化下降。

（二）三次分配與收入極化

目前，國外已有大量研究探討初次分配和第二次分配在緩解收入不平等和消除貧困中的作用（OECD， 2015; Jesuit and Mahler， 2017; Caminada et al.， 2019， 2021）。例如，Caminada et al.（2019）運用盧森堡收入研究中心（Luxembourg Income Study，LIS）微觀數據庫數據，按照收入構成，運用MT 指數法解析了初次分配和第二次分配對LIS 成員國基尼系數的貢獻程度，結果發現轉移支付和個稅使基尼系數降低了31%。隨后，Caminada et al.（2021）解析了LIS 成員國相對貧困的變化以及初次分配和第二次分配對相對貧困的影響程度，結果發現約有15%的人口通過個稅—轉移支付制度擺脫了貧困。

國內方面，都陽等（2007）的研究結果表明社會救助對于降低城市貧困發揮了重要作用。蘇春紅和解堊（2015）也指出，政府轉移和稅費系統減少了農村不平等和貧困。盧洪友和杜亦譞（2019）發現財政分配體系對市場分配整體上呈微弱的正向調節效應，財政體系整體使全國基尼系數下降了4. 06%。寇璇、張楠和劉蓉（2021）也發現個稅—轉移支付體系整體的再分配效應達到4.9%左右。關于稅收和轉移支付的效應比較，劉柏惠和寇恩惠（2014）指出，轉移支付和稅收對逐漸擴大的市場收入差距有正向的調節作用，且轉移支付的貢獻相對更大。解堊（2018）指出，中國90%以上的再分配效應是通過政府轉移支付來實現的，而稅收和社保繳費的貢獻不到10%。然而，來自于徐靜、蔡萌和岳希明（2018）的證據卻表明，盡管中國社會保障支出能夠縮小收入差距，但其再分配效率不足且已經超過基尼系數路徑曲線的轉折點，出現了對部分人“分配過度”的現象。

有關初次分配和第二次分配對收入極化影響的研究相對較少。徐現祥與王海港（2008）考察了初次分配中的收入分配演進，結果發現要素收入在初次分配中呈現兩極分化，不同產業勞動收入差異是造成兩極分化的主要原因。汪晨、萬廣華和曹暉（2015）發現工資性收入是兩極分化與多極分化加劇的最主要原因，集體和國有企業的轉移性收入對農村地區的兩極分化起到減緩作用，而財產性收入對城鎮地區的收入兩極分化和多極分化均起到減緩作用。張琛、彭超和孔祥智（2019）的研究結果表明，非農就業是加劇農戶收入極化的最重要原因，轉移性收入對于緩解農戶收入極化具有穩健的正向影響。

在國內，關于社會捐助和第三次分配對收入分配的影響研究相當缺乏。最早提出第三次分配方式的是厲以寧，他在1994 年出版的《股份制與市場經濟》一書中指出，市場經濟調節下的收入分配包括三次分配：第一次是由市場按照效率原則進行的分配;第二次是由政府按照兼顧公平和效率的原則、側重公平原則，通過稅收、社會保障支出等這一收一支所進行的再分配;第三次是在道德力量的作用下，通過個人自愿捐贈而進行的分配。通過慈善捐贈，不僅可以從物質和精神上緩解一些弱勢群體的困境，還有助于消除不同社會群體之間的隔閡和對立、促進社會和諧（白彥鋒，2008）。有的學者甚至認為，慈善作為市場分配、政府分配之后的第三道分配程序，起著調節社會公平的重要作用，甚至可以稱為社會保障的“最后一道防線”（盧漢龍，2005）。目前，少量學者從政府—企業—居民的角度探討了第三次分配對收入分配格局的影響。例如，盧盛峰、陳思霞和時良彥（2018）發現，中國現行政府—企業—居民間的多層次轉移性體系具有較好的“精準扶貧”效果，轉移性救助基金更多地被低收入家戶所獲得，政府性救助“精準扶貧”效果相對最好，居民間救助次之，而企業救助的扶貧效果最小。

總之，盡管關于初次分配、第二次分配的收入分配效應的研究較為豐富，但仍存在以下兩個方面的缺失：首先，目前有關我國收入極化及再分配效應的研究較少，而研究收入極化的變動趨勢和影響因素對于實現“中間大、兩頭小”橄欖型收入分配格局具有重要的政策指導意義。其次，第三次分配在收入分配尤其是收入極化中發揮何種作用仍不明晰。回答這一問題對于有針對性地擴大第三次分配的規模、發揮第三次分配收入的調節作用存在重要意義。

三、數據及研究方法

（一）數據

本文選用來自北京大學中國社會科學調查中心的CFPS 2012-2018 年的數據。CFPS 開始于2010年，之后每兩年開展一次，通過追蹤收集個人、家庭和社區3 個層次的數據，反映我國社會經濟的變遷。自2012 年起，CFPS 開始收集受訪者接受社會捐助的相關信息。CFPS 樣本覆蓋25 個省、自治區和直轄市，目標樣本規模1 600 戶。根據CFPS 數據，家庭可支配收入可分為三個部分：市場收入、第二次分配收入和第三次分配收入。具體來說，市場收入包括工資性收入、經營性收入和財產性收入。其中，工資性收入包括工資、獎金、補貼、外出打工收入和紅利收入。經營性收入包含農業生產和非農經營收入。第二次分配收入主要是政府轉移支付收入，包括養老金和退休金收入、政府補助收入以及征地和拆遷補償收入。其中，政府補助包含了低保、退耕還林補助、農業補助、五保戶補助、特困戶補助、工傷人員供養直系親屬撫恤金、救濟金和賑災款。第三次分配收入是指社會組織或私人無償轉移，包括社會捐助和從不同住的父母、子女、其他親戚以及朋友、同事等獲得的收入。居民各項收入口徑為稅后收入。

由文獻分析可知，初次分配即市場收入的極化程度較高，而第二次分配和第三次分配對收入極化具有調節作用，會降低極化程度。本文的研究目標則是對這一假設進行實證檢驗。需要說明的是，本文對數據進行了如下處理：（1）人均收入調整。本文的實證分析是基于個人層面，人均收入為家庭收入除以家庭規模。在穩健性檢驗中對家庭規模進行了Eurostat 等值規模調整，即人均收入調整為家庭收入除以家庭規模的平方根;（2）并庫。通過合并CFPS 家庭經濟數據庫、成人數據庫和少兒數據庫（或家長代答少兒數據庫）得到覆蓋樣本家庭全部家庭成員的數據庫。因此，本文考察了全部年齡階段人口的收入極化;（3）數據清理。包括保留市場收入為0 的樣本，剔除可支配收入為0 或負值以及收入分項存在缺失的樣本;（4）關于養老金和退休金的歸屬，不同的學者之間存在爭議。一部分學者認為養老金是延遲的收入，因而應該歸于市場收入（Breceda et al.， 2019）。另一部分學者認為養老金具有公共支出效應，是社會保障的一部分因而應該歸入政府轉移收入（Caminada et al.， 2021）。本文參照盧盛峰、陳思霞和時良彥（2018），徐靜、蔡萌和岳希明（2018），李芳華、張陽陽和鄭新業（2020）以及Caminada et al.（2021）等的方法，把養老金和退休金作為政府轉移即第二次分配的一部分。表1 描述了相關收入變量的統計均值。

（二）收入極化的度量

本文采用收入多極分化指數。多極分化指數反映了收入分布聚合成少數群體的程度。多極分化的度量起源于Esteban and Ray（1994）。Esteban and Ray（1994）針對分布極化現象提出了“認同——疏離”分析框架，“認同”是指群體內部的認同感，“疏離”則反映不同群體之間可能產生的利益分歧和沖突。他們認為極化意味著群體內部認同度高而群體之間疏離程度高。因此，引起社會矛盾和沖突的更應該是多極分化，為非不平等。此后，很多學者都對Esteban and Ray（1994）的研究進行了擴展（Esteban et al.， 1999， 2007; Zhang and Kanbur， 2011; D’Ambrosio， 2001; Duclos et al.，2004; Poggi and Silber， 2010）。

Esteban and Ray（1994）的多極分化指數需要主觀設定總人口將被分為多少個群體。但人為劃分群體可能會存在問題。例如，以中位數為分界線來劃分收入群體，可能使得原本應歸入高（低）收入群體的個體被劃入低（高）收入群體。為克服這兩類缺陷，Duclos et al.（2004）基于收入密度函數來劃分收入群體，使群體個數由數據決定。因此，本文使用Duclos et al.（2004）構建的DER指數來衡量收入多極分化程度：

（三）收入極化的分解

本文采用經典的MT 指數（Musgrave and Thin，1948）測算收入分配政策效應，即用政策前收入極化指數減去政策后的收入極化指數。目前已有大量研究采用MT 方法分解了收入分配政策對貧困和不平等的影響（如OECD 2015; Jesuit and Mahler， 2017; Caminada et al.， 2019， 2021; 盧洪友和杜亦譞， 2019）。MT 分解公式為：

若值為正，說明該政策有助于調節收入分配和縮小收入極化，否則具有收入極化擴大效應。MT 指數還可進一步用于分解各收入分項的極化效應。分解分項收入極化效應可以采用三種方法：（1）Shapley 分解法（Shorrocks， 2013）。該方法分解出各收入分項的總平均效應（total averagecontribution），其優點是可以解決分解過程中的路徑依賴問題。然而現實中各項收入的獲得經常存在路徑依賴，例如第二次分配中的政府補助收入發生在養老金退休金收入以及征地和拆遷補償收入之后，而第三次分配中的私人轉移收入和社會捐助收入又往往在第二次分配之后發生，因而無法滿足Shapley 分解的前提條件。（2）MT 指數法（Wang et al.， 2014）。該方法遵循獲得各類收入的先后順序，分解出各收入分項的循序貢獻（sequential contribution）。（3）反事實分解法（Inchausteand Lustig，2017）。該方法是將某項收入從居民最終收入中扣除，得到反事實最終收入。通過計算反事實最終收入的極化指數與真實最終收入的極化指數來計算該項收入的邊際貢獻（marginalcontribution）。本文參照盧洪友和杜亦譞（2019）的方法，在基準分析中采用循序分解方法而在穩健性檢驗中采用反事實分解法。①表2 列示了三次分配收入構成及循序分解框架。

四、實證結果

（一）基準分析

表3 是CFPS2012-2018 年居民收入極化及第二次分配和第三次分配的收入分配效應的計算結果。可以看到：第一，表3 最后一行結果顯示2012-2018 年平均市場收入極化指數為0.334 5 而可支配收入極化指數為0.309 9，表明第二次分配和第三次分配對于降低市場收入極化具有積極作用。第二次分配和第三次分配的總分配效應為0.024 6。其中，政府轉移收入（養老金退休金、征地和拆遷補償收入和政府補助收入）的再分配效應為0.020 8，占總分配效應的82.8%。第三次分配對收入極化的影響較小，再分配效應為0.003 8，僅占總分配效應的17.2%。第二，2012 至2018 年間，市場收入極化指數略有下降而可支配收入極化指數有所上升。這主要是由于總分配效應下降，由2012 年的0.036 8 下降至2018 年的0.022 5。第三，總分配效應中，再分配效應由2012 年的0.0324（88.0%）下降至2018 年的0.017 6（78.3%）。第三次分配的再分配效應有所上升，由2012 年的0.004 4（12.0%）上升至2018 年的0.004 9（21.7%）。

表4 進一步列示了2012-2018 年居民各類轉移收入的再分配效應。首先，第二次分配中的養老金退休金收入和政府補助收入以及第三次分配中的社會捐助收入和私人轉移收入都具有降低收入極化的作用。然而征地和拆遷補償收入在所有年份的再分配效應都是為負的，即加劇了收入極化。其次，從4 年各收入分項再分配效應的平均值可以看出，養老金退休金的再分配效應最高（0.0292 或135.6%），其次是政府補助收入（0.005 7 或20.7%）和私人轉移收入（0.003 7 或16.7%）。社會捐助收入的再分配效應最低，為0.000 1（或0.5%）。征地和拆遷補償收入極大降低了以上四類收入的再分配效應，使居民收入極化指數增加0.014 1（或73.5%）。再次，表4 結果顯示2012至2018 年間，第二次分配中的養老金退休金和政府補助的極化降低作用減小而征地和拆遷補償的極化加劇作用增加，導致總體的再分配效應降低。最后，表4 顯示了各收入分項的再分配效應之和減去總體再分配效應的差值，結果顯示殘差項為零。這意味著本文選取的循序分解法對收入分項獲得的先后順序的假定是合理的，即先獲得市場收入，再獲得養老金退休金收入、征地和拆遷補償收入、政府補償收入，最后是社會捐助收入及私人轉移收入。

表5 考察了城鎮和農村2012-2018 年居民收入極化及各類轉移收入的再分配效應。從各年度平均值可以看出，城鎮居民市場收入極化程度（0.322 0）高于農村居民（0.302 2）。然而，第二次分配和第三次分配對城鎮居民收入的再分配效應也高于農村居民，城鎮居民第二次分配和第三次分配的總分配效應為0.027 7 而農村居民為0.015 4。就各收入分項而言，城鎮地區養老金退休金收入再分配效應高于農村。政府補助和私人轉移收入的再分配效應在農村地區更高。城鎮地區和農村地區社會捐助對極化的影響類似且較小。表5 還顯示不論是城鎮地區還是農村地區，征地和拆遷補償對收入極化的影響總是為負，即會加劇極化程度，并且征地和拆遷補償收入在城鎮地區的再分配效應絕對值高于農村地區。最后，表5 最后一行結果顯示，無論考察城鎮還是農村地區的極化再分配效應，按收入來源使用循序分解方法得到的各分項收入的再分配效應之和總是等于市場收入極化指數減去可支配收入極化指數后的總體再分配效應，即循序分解方法可以100%分解總的再分配效應。

（二）穩健性分析

1. 兩極分化指數及其分解

首先，本文采用兩極分化指標檢驗結果的有效性。兩極分化一般采用由Foster and Wolfson（2010）構建的指數來度量（FW 極化指數），即：

其中，總人口按中位數分成兩組。GB反映組間不平等而GW 反映組內不平等。 m是平均收入與中位數收入的比值，用來衡量收入偏度。表6 列示了按FW 指數反映的中國居民收入極化水平及分解結果。第一，兩極分化按收入來源使用循序分解方法分解的結果顯示，養老金退休金的再分配效應最高，其次是私人轉移收入和政府補助收入。社會捐助的再分配效應最低而征地和拆遷補償的再分配效應為負，即會加劇兩極分化。第二，與DER 多極分化分解結果類似，表6 顯示2012-2018 年間市場收入兩極分化程度降低而可支配收入兩極分化程度加劇。同時，總體再分配效應在2012-2018 年間有所減少，這主要是由于養老金退休金和政府補助收入的極化降低作用下降而征地和拆遷補償的極化加劇作用上升。

2. 家庭規模調整

在基準分析中，人均收入通過家庭收入除以家庭人數得到。然而，越來越多的學者使用Eurostat調整的家庭規模計算人均收入（盧洪友和杜亦譞，2019;Caminada et al.，2021），即用家庭收入除以家庭人數的平方根得到人均收入。表7 參照這一方法重新計算了居民收入多極分化（DER）指數以及各類轉移收入的再分配效應。結果顯示調整家庭規模后，2012-2018 年間市場收入與可支配收入的極化指數以及總分配效應都有所下降，第二次分配和第三次分配對降低市場收入極化都具有積極貢獻。就各類轉移收入而言，養老金退休金的再分配效應最高，其次是政府補助收入、私人轉移收入和社會捐助收入。征地和拆遷補償的再分配效應為負，會加劇收入極化。總體而言，調整家庭規模并不會影響本文計算結果。

3. 反事實分解法

最后，本文采用反事實分解法，分別計算將某項收入從居民最終收入中扣除后的反事實最終收入極化指數與真實最終收入極化指數，通過比較二者差值分解各類轉移收入的邊際貢獻。反事實分解法的分解框架如表8 所示。

如表9 所示，反事實分解方法得到的結論與循序分解法結論類似。第二次分配與第三次分配都有助于降低市場收入極化。養老金退休金的再分配效應最高，其次是政府補助、私人轉移收入和社會捐助。征地和拆遷補償再分配效應為負，加劇收入極化。然而，用反事實分解方法得到的各類轉移收入的再分配效應較小，導致其再分配效應之和小于實際的總體再分配效應。表9 顯示殘差項絕對值都大于0.01，意味著反事實分解法不能100%分解收入極化總體再分配效應。這主要是由于各類轉移收入的獲取存在路徑依賴，也表明本文按循序分解法按市場收入、養老金收入、征地和拆遷補償收入、政府補助收入、社會捐助收入以及私人轉移收入選擇收入獲取路徑是合理的。

（三）再分配效應與再分配規模及瞄準性

轉移支付的再分配效應可能取決于轉移支付的規模和瞄準性。Korpi and Palme（1998）提出了“再分配悖論”，指出“越是將福利瞄準窮人……就越不可能減少貧困或不平等”。一方面，高瞄性的轉移支付項目難以得到政治支持，即“貧困線以上和以下的人之間缺乏建立聯盟的合理基礎。

事實上，貧困線分裂了工人階級，并傾向于在富裕階級和中產階級之間建立聯盟，共同反對底層工人階級”（Korpi and Palme，1998）。另一方面，像養老金等依據社會保險原則建立的轉移支付項目往往會鼓勵工人階級和中產階級進行聯合，從而減少低收入群體的孤立。在這一背景下，本文實證檢驗各轉移支付項目的極化再分配效應是否與其規模和瞄準性相關。為此，本文參照Caminadaet al.（2021）的方法，分別計算了各轉移收入均值占可支配收入均值以及總轉移收入均值的比重。

值越大，表明可支配收入來源于該轉移收入的比重越大。為了衡量各類轉移收入的瞄準性，本文使用Kakwani（1986）的“集中指數”。該指數取值范圍在-1.0 到1.0 之間，如果最窮的人得到全部收入，該指數等于-1.0。如果最富有的人得到全部收入，該指數等于1.0。如果所有人獲得相等金額，則該指數等于0。

2018 年各類轉移收入的規模以及瞄準性計算結果如表10 所示。①第一，轉移收入占可支配收入比重較低，約為24.7%。第二，各類轉移收入中，養老金退休金收入占比最高，占可支配收入的10%和總轉移收入的40.5%。其次為征地和拆遷補償收入、私人轉移收入和政府補助收入。社會捐助收入占可支配收入和總轉移收入的比重都最小。第三，政府補助收入的瞄準性接近為0，表示政府補助具有普適性。然而，征地和拆遷補償收入的瞄準性接近1，表明少部分富裕群體接受了該轉移支付。

圖1（a）和圖1（b）進一步展示了2012-2018 年轉移收入的規模（占可支配收入）和瞄準性與再分配效應的關系。圖1（a）顯示各類轉移收入的再分配效應與其規模正相關。這與表4 和表10 結論一致。養老金退休金規模最大，其再分配效應也最高。相反，社會捐助規模最小，其對降低收入極化的貢獻也最小。然而，圖1（b）表明轉移收入的再分配效應與其瞄準性無關，甚至存在弱的負相關性。該結果驗證了Korpi and Palme（1998）的“再分配悖論”，同時也與Caminada et al.（2019）發現的富裕國家收入再分配效應與轉移支付項目的瞄準性無關的研究結果一致。

五、結論與政策建議

第三次分配作為減少收入不平等和促進共同富裕的工具越來越多地受到政府和學者的關注。已經有大量研究檢驗了第二次分配對減少收入不平等的貢獻。但少量研究探討第二次分配對收入極化的影響。同時，關于第三次分配是否以及在多大程度上能降低收入極化更是缺乏實證研究。為此，本文采用CFPS 2012-2018 年的數據，按照收入來源，基于循序分解法，解析了第二次分配與第三次分配對收入極化的再分配效應，從而為上述議題提供實證證據。

首先，研究發現，2012-2018 年居民市場收入極化指數平均值為0.334 5，可支配收入極化指數平均值為0.309 9。市場收入極化指數高于可支配收入極化指數，表明第二次分配和第三次分配具有降低市場收入極化的作用。2012-2018 年間居民市場收入極化程度略有降低而可支配收入極化程度有所上升，這主要是由于第二次分配和第三次分配的總體再分配效應下降。城鎮地區市場收入和可支配收入極化程度均高于農村地區，但城鎮地區的總體再分配效應也高于農村地區。總的再分配效應主要來自第二次分配，占總體再分配效應的80%以上，而第三次分配的再分配效應較低，不足20%。2012-2018 年間第二次分配對降低收入極化的貢獻有所減少而第三次分配的貢獻逐漸增大。

其次，就各類轉移收入而言，養老金退休金的再分配效應最高，平均超過100%。是政府補助、私人轉移收入和社會捐助次之，分別占總效應的20.7%，16.7%和0.5%。征地和拆遷補償對收入極化存在負的再分配效應，會加劇收入極化程度，導致收入極化上升73.5%。本文采用多種方法進行穩健性檢驗，包括使用兩極分化指標，按Eurostat 慣例調整家庭規模以及采用反事實分解方法計算結果，結果都表明本文的結論是有效的。2012-2018 年間，第二次分配中的養老金退休金和政府補助的再分配效應絕對值略有下降，而拆遷和征地補償的收入極化加劇作用增強，導致總的再分配效應降低。而在此期間，第三次分配中的社會捐助和私人轉移收入的再分配效應增加，使得第三次分配總體再分配效應增加。

再次，本文探討了轉移收入的再分配效應的決定因素。研究發現，轉移收入的再分配效應與轉移收入規模弱的正相關。養老金退休金在轉移收入中占比最高，其再分配效應也最高。相反，社會捐助由于規模最小，其再分配效應也最低。然而，本文發現轉移收入的再分配效應與轉移收入的瞄準性缺乏顯著相關性，甚至存在弱的負相關性。

總而言之，研究發現，相比于第二次分配，第三次分配的再分配效應較低，尤其是社會捐助對降低收入極化的貢獻還非常小，社會組織等第三方在社會財富分配中的參與不足。相比于瞄準性，本文發現擴大第三次分配的規模是發揮其收入極化調節作用的關鍵。因此，本文的研究結論對于發揮三次分配調節作用降低收入極化、形成“中間大、兩頭小”的橄欖型分配結構、最終實現共同富裕具有一定的政策啟示意義：第一，發揮政府監督職能，加強行業自律。充分發揮行政監督部門、會計監督部門、物流監督部門和服務監督部門職能，建立良性的三次分配整體循環系統。促進慈善組織信息公開，為慈善捐贈提供更加透明的環境，激發民眾的慈善捐贈熱情;第二，完善慈善捐贈相關的稅收優惠政策，包括開征遺產稅與贈與稅以促進大額捐贈，征收特別消費稅用于社會捐助，適當提高單位和個人無償捐贈的免征稅的比例，擴大享受稅收抵扣的稅收種類;第三，拓寬捐助渠道，包括鼓勵民間慈善組織的發展與公立慈善組織形成互補，增強民眾捐助意識，優化捐助環境，鼓勵企業和民眾參與社會捐助。