社會保障調節收入再分配效應現狀及其影響因素

湯 兆 云

(華僑大學 政治與公共管理學院，福建 泉州 362021)

一、研究背景及文獻綜述

一段時期以來，我國收入分配差距持續擴大業已成為不爭的事實，并成為社會各界普遍關注的熱點問題。1980年代中期我國基尼系數為0.16，2000年上升到0.44，2008年高達0.49左右。導致收入分配差距持續擴大的原因是多方面的，但作為關乎基本民生和國家長治久安重大制度安排的社會保障制度的不健全和不公平且對于調節收入再分配效應不明顯是其中的一個重要原因[1]。學術界一般認為，社會保障是居民收入再分配的重要工具，無論是國際還是國內社會保障與收入分配的實踐均充分體現了社會保障在居民收入分配中的重要作用[2]。英國福利經濟學家庇古從邊際效用這一角度論證了個體利益與社會福利的共榮性，他認為：個體利益越豐厚，其收入效用就會越小，也就是說，隨著個體利益的增加，其邊際效用是遞減的，但從整個社會的福利角度來看，在不改變國民總收入的情況下，提高個體的福利收入將會提高整個社會的福利水平[3]。基于邊際效用的遞減規律，社會保障可以通過二次分配將收入從富人轉移到窮人，達到收入分配均等化。在市場經濟條件下,社會保障作為比稅收更為有效的財政再分配手段對收入再分配進行調節。陶紀坤對不同福利國家的社會保障收入再分配的效果進行研究后發現，不同的福利模式，其社會保障的調節效果也不相同，其中福利型社會保障制度的調節收入分配差距的效果最明顯，社會保險型其次，市場主導型效果最弱。研究結果顯示：瑞典的稅收調節收入再分配的貢獻只有10%左右，而社會保障的貢獻高達80%以上；美國的基尼系數下降的過程中社會保障的貢獻高達40%以上[4]。由此，社會保障成為很多西方發達國家調節收入再分配的重要手段。

在國內關于社會保障調節收入再分配效應的研究文獻中，研究者較多地認為社會保障在居民收入再分配中起到“正向”調節作用。楊震林等的研究表明，養老金財產對中國城鎮地區企業職工家庭的財產分布產生了較大的分配效應，使得家庭財產分布的基尼系數下降了8個百分點，家庭財產分布的不平等下降了20%[5]。高文書以陜西省寶雞市為例，分析了社會保障轉移性收入對居民收入差距的調節作用，發現社會保障收入可以提高居民的收入水平，還能調節其差距[6]。田衛民在比較社會保障收入對不同區域群體之間的收入差距的調節作用時發現，不同年份對不同區域群體的影響有所不同，并且隨著社會保障制度的逐年完善，其收入調節的作用也是逐年增強的[7]。

但同時也有研究顯示，社會保障對居民收入分配的調節多屬于“逆向調節”作用和累退效應。鄭功成認為社會保障體系的分割、分治局面，具體表現為城鄉之間、地區之間的社會保障水平的差距明顯，這種保障水平的差距造成的結果便是進一步擴大了城鄉間收入的差距[8]。李智在研究社會保障支出對城鄉居民收入差距的影響中發現，社會保障支出的增長并沒有縮小城鄉之間的收入差距，反而加劇了收入差距[9]。王增文等以江蘇省的13個市為例，考察社會保障支出對居民收入差距的調節效應，研究發現，整體上看，社會保障的支出實際上加劇了不同群體之間的收入差距，這種差距在經濟較為落后的地區更為明顯[10]。鄧旋利用1995～2009年中國省級面板數據進行的實證研究顯示，在養老保障方面，城鎮居民享受更多的政府提供的隱形福利，農村居民則排除在這些利益之外，在養老保障支出方面擴大了城鄉間的收入[11]。值得注意的是，社會保障支出的區域差異性對居民收入分配存在“逆向”調節作用。趙福昌認為，經濟發達地區的市場就業率高，人口結構也較為年輕，因此社會保障的負擔較輕，而經濟發展落后的地區就業率低，社會保障的負擔率高，不利于社會保障問題的解決，相反加劇了地區經濟發展的差異性[12]。張平等認為，財政社會保障支出負擔各地區的差異較大，導致部分負擔重的區域政府的其他財政支出受到影響，區域之間的經濟和社會福利差距擴大，進一步影響到各地區社會成員的收入水平[13]。這一現象產生的原因是多方面的。楊天宇認為，經濟發展水平的地區差異所決定的財政社會保障支出地區差距，是造成居民收入再分配中出現“逆向轉移”的主要原因[14]。

作為一個重大的經濟、政治和社會議題，社會保障調節收入再分配效應及其政策體系完善問題廣泛地吸引了學界的注意，完善社會保障調節收入再分配政策體系建設成為我國社會保障制度建設的重要內容。黨的十八大、十八屆三中全會、十八屆五中全會都強調，要進一步加大健全完善以稅收、社會保障、轉移支付為主要手段的再分配調節機制；黨的十九大報告強調，要“按照兜底線、織密網、建機制的要求，全面建成覆蓋全民、城鄉統籌、權責清晰、保障適度、可持續的多層次社會保障體系”[15]。黨的十九屆四中全會強調：“堅持應保盡保原則，健全統籌城鄉、可持續的基本養老保險制度、基本醫療保險制度，穩步提高保障水平。加快建立基本養老保險全國統籌制度。”[16]中共中央政治局2021年5月31日召開會議強調：要“積極推進職工基本養老保險全國統籌，完善多層次養老保障體系”[17]。

二、社會保障調節收入再分配效應的現狀

本文數據基于2020年11月對福建省閩南地區的泉州市、廈門市和漳州市城鄉居民的抽樣調查，調查樣本按照多階段抽樣方法抽取，設置社會保障調節收入再分配的自變量和因變量，利用SPSS18.0統計分析軟件，定量分析社會保障調節收入再分配現狀及其影響因素。

(一)數據來源與變量設置

閩南地區城鄉居民調查對象子類型及頻率情況見表1。本次調查共發放600份調查問卷(泉州市、廈門市和漳州市各200份)，共回收問卷589份，其中有效問卷為556份，所占比例分別為98.17%、92.67%。調查問卷自變量主要包括：性別、年齡、婚姻狀況、家庭人口情況、文化程度、家庭年收入、工作年限、戶口性質、從事職業、就業單位性質、就業身份、住房性質等。

表1 閩南地區城鄉居民調查對象子類型及頻率基本情況

調查數據統計顯示，本次調查對象的主要情況如下：①調查對象的男、女性別分別為60.3%、39.7%，男性比女性多20.6個百分點；②調查對象主要集中在36～59周歲這一年齡段，比例為71.4%；③有將近90.0%的調查對象處于已婚狀態，未婚及離婚的比例低，分別為8.5%、1.9%；④家庭人口數量主要是3人及以上，比例為86.3%；⑤調查對象文化程度主要集中在中學、大學這兩個階段，比例分別為24.6%、56.6%，有9.6%的調查對象為研究生及以上學歷；⑥年收入主要集中于40 000元及以上階段，比例為75.6%，但也有6.7%的調查對象的年收入僅20 000元及以下；⑦調查對象的工作年限主要集中在10年及以上和5～10年這兩個階段，比例分別為35.1%、56.3%；⑧農業戶口和非農業戶口比例分別為52.6%、46.8%；⑨職業分布的排序前三位的分別為：公務員、辦事人員和有關人員(39.4%)，專業技術人員(23.1%)，經商、商販(11.6%)⑩就業單位性質排在前三位的分別為：機關事業單位(24.5%)、國有及國有控股企業(23.1%)、集體企業(21.8%)；就業身份主要以雇員(48.8%)和自營勞動者(35.3%)為主，就業身份為雇主的比例占13.9%；調查對象住房性質主要為自建房、單位/雇主提供免費住房，兩項比例總計高達63.9%。

(二)閩南地區城鄉居民參加社會保障項目的基本情況

福建省閩南地區城鄉居民參加社會保障項目的基本情況分別為：有15.6%的人參加了國家公職人員社會養老保險、48.6%的人參加城鄉居民社會養老保險、20.7%的人參加城鎮企業職工社會養老保險，參加商業性社會養老保險的比例比較高，為35.6%。參加醫療保險項目的排序為：工傷保險(56.8%)、城鄉居民基本醫療保險(49.1%)、商業醫療保險(46.7%)、生育保險(33.9%)和城鎮職工基本醫療保險(25.6%)，有6.5%的城鄉居民沒有參加任何項目的醫療保險。獲得社會救助項目的排序為：自然災害救助(18.9%)、臨時困難補助(16.1%)、醫療救助(11.5%)、優撫安置(11.5%)、教育救助(8.2%)和住房救助(6.7%)，有高達48.3%城鄉居民沒有獲得任何項目的社會救助。調查數據同時顯示，分別有8.2%、91.8%的城鄉居民享有、不享有城鎮居民最低生活保障；有68.3%的城鄉居民繳納了住房公積金。

(三)社會保障調節收入再分配效應的現狀

本部分分別從閩南地區城鄉居民參加社會養老保險、參加醫療保險、獲得社會救助、享有城鎮居民最低生活保障和享有住房公積金等項目情況的覆蓋范圍、保障水平、瞄準機制和轉移率等四個方面分別作分析。

1.覆蓋范圍

從覆蓋范圍來看，由于社會養老保險是針對年滿60周歲及以上的全部國民的，對他們退出勞動年齡后維持最基本生活水平具有重要意義。因此，考察城鄉居民參加社會養老保險的覆蓋面是分析社會養老保險調節再收入分配效應的重要出發點。2018年福建省國民經濟和社會發展統計公報數據顯示，該年末參加城鎮基本養老保險人數1 074.26萬人，比前一年增加51.95萬人，其中參保職工883.66萬人，參保的離退休人員190.6萬人；福建省企業參加基本養老保險離退休人員為144.02萬人，全部實現養老金按時足額發放；福建省參加基本醫療保險人數3 804.72萬人，其中參保職工853.04萬人，參保的城鄉居民2 951.68萬人；福建省參加失業保險人數570.27萬人，比前一年減少42.06萬人。

本次調查數據顯示，參加國家公職人員社會養老保險、城鄉居民社會養老保險、城鎮企業職工社會養老保險、商業性社會養老保險的比例分別為15.6%、48.6%、20.7%、35.6%，其總覆蓋面高達96.5%。

2.保障水平

保障水平是社會保障調節再收入分配效應的另一個重要指標。2018年福建省國民經濟和社會發展統計公報數據顯示，2018年末福建省領取失業保險金人數5.05萬人，比前一年增加0.12萬人；福建省納入城市最低生活保障的居民6.08萬人，比前一年減少0.73萬人；納入農村最低生活保障的居民37.81萬人，比前一年減少1.27萬人；城鄉特困人員6.97萬人；全年全省脫貧0.4萬人；“造福工程”搬遷1.6萬人。

本次調查數據顯示，閩南地區城鄉居民獲得社會救助(包括醫療救助、教育救助、自然災害救助、住房救助、臨時困難補助、優撫安置等幾個方面)的中位數年平均為1 201.54元，享有最低生活保障年平均為825.08元。如果將最低生活保障制度補償率(上一年低保收入/全年家庭所需花費×100%)作為因自變量，將家庭人口、戶口性質(城鎮居民、農村地區)、工作年限等作為因變量納入回歸模型，分析結果顯示，最低生活保障制度補償率與家庭年收入、戶口性質等變量呈現出較為明顯的正相關關系。表2為閩南地區最低生活保障制度補償率多元回歸矩陣。表中數據顯示，最低生活保障制度補償率與家庭年收入之間的相關系數為0.108(P=0.00<0.05)；如果以加入工作年限作為協變量，其相關系數為0.185(P=0.00<0.01)；其中相對于泉州市、漳州市來說，廈門地區最低生活保障制度補償率與家庭年收入之間影響的顯著度更為顯著。

表2 閩南地區城鄉居民最低生活保障制度補償率與相關自變量多元回歸矩陣

如果以最低生活保障替代率(上一年低保收入/全年收入×100%)作為因自變量，將家庭人口、戶口性質(城鎮居民、農村地區)、工作年限等作為因變量納入回歸模型，分析結果顯示，與最低生活保障制度補償率作比較，最低生活保障替代率與家庭年收入、戶口性質(城鎮居民、農村地區)等變量之間的相關關系沒有發生明顯變化。表3為閩南地區最低生活保障替代率與相關自變量的多元回歸矩陣。表中數據顯示，最低生活保障替代率與家庭年收入之間的相關系數為0.112(P=0.00<0.05)；如果以加入工作年限作為協變量，其相關系數為0.198(P=0.00<0.01)；其中相對于泉州市、漳州市來說，廈門地區最低生活保障替代率與家庭年收入之間影響的顯著度更為明顯,也就是說，廈門地區最低生活保障替代率對調節收入再分配效應更加明顯，產生的作用較為顯著。

表3 閩南地區城鄉居民最低生活保障替代率與相關自變量的多元回歸矩陣

調查數據同時顯示，閩南地區城鎮居民、農村地區居民認為其個人月基本生活費用分別不低于1 354.68元、1 243.23元。由此可見，其實際所需要的低保金要大于政府確定的最低生活保障標準。從城鎮居民、農村地區居民對目前政府確定的最低生活保障標準評價來看，分別有85.59%、80.23%的城鎮居民、農村地區居民認為其確定的標準較低。

3.瞄準機制

瞄準機制是研究者在關于精準扶貧對象篩選方面所提出的一個概念。扶貧“瞄準機制”是“在扶貧中形成的貧困人口動態識別機制，包括了扶貧瞄準的主體、對象、內容、依據、表現形式等”[18]。本部分借鑒這一概念，并以“瞄準機制”作為影響社會保障制度(這里主要以城鄉居民最低生活保障制度作為衡量指標)調節收入再分配效應的重要因素。城鄉居民參加社會保障的調查數據顯示，分別有64.03%的城鎮居民、72.24%的農村地區居民認為自己完全符合或者部分符合最低生活保障的條件，只有1.13%的調查對象認為自己不符合低保條件；從獲得低保的方式或者途徑來看，分別有23.53%的城鎮居民、11.85%的農村地區居民認為其合理或基本合理，但也有6.90%的被調查者認為其方式或者途徑是不合理的；從低保政策的實施效應來看，分別有60.02%的城鎮居民、67.05%的農村地區居民認為其實現或基本實現了政策預期，但也有5.45%的被調查者認為低保政策實施效應還有待進一步加強；調查數據顯示，城鄉居民獲得低保的時間平均為4.18年，最長的為10.45年，城鎮居民、農村地區居民分別為5.23年和3.54年。從以上分析中可以發現，最低生活保障制度的瞄準機制發揮的作用較好，基本上達到了預期的目的，但是，最低生活保障制度的退出機制還有待完善的地方。調查數據顯示，只有6.32%的被調查者考慮過退出低保制度。表4為閩南地區最低生活保障退出率與相關自變量的多元回歸矩陣。表中數據顯示，最低生活保障退出率與家庭年收入之間的相關系數為0.231(P=0.00<0.01)，如果以加入工作年限作為協變量，其相關系數為0.254(P=0.00<0.05)。其中相對于泉州市、廈門市來說，漳州地區最低生活保障退出率與家庭年收入之間影響的顯著度更為明顯，也就是說，漳州地區最低生活保障退出率對調節收入再分配效應更加明顯，產生的作用較為顯著。

表4 閩南地區城鄉居民最低生活保障退出率與相關自變量的多元回歸矩陣

4.轉移率

社會保障的轉移率是衡量社會保障調節收入再分配效應的另一重要指標。社會保障的轉移率是指以終生養老金繳費累積精算現值與終生的養老金給付待遇精算現值之間的差額來衡量社會保障調節收入再分配的定量效應。根據終生養老金繳費累積精算現值與終生的養老金給付待遇精算現值的比較值進行測算(正值、負值和零，分別表示養老金給付待遇的轉入、轉出和不變)，其計算公式為：轉移率=轉移額/終生養老金繳費總額×100%。表5為閩南地區城鄉居民不同自變量社會保障的轉移率情況。表中數據顯示，性別、年齡、文化程度、工作年限、年收入和就業身份等自變量社會保障的轉移率為正值，即養老金給付待遇的轉入；而婚姻狀況、戶口性質和從事職業等自變量社會保障的轉移率為負值，即養老金給付待遇的轉出。以性別因素為例，相對于男性城鄉居民來說，女性城鄉居民社會保障轉移率增加了26%；而婚姻不完整的城鄉居民的社會保障轉移率減少了27%。

表5 閩南地區城鄉居民不同自變量社會保障的轉移率

三、社會保障調節收入再分配效應的影響因素

表6為閩南地區城鄉居民參加社會保障與其自變量矩陣表；表7為閩南地區城鄉居民參加社會保障與其他因變量矩陣表。進一步分析發現，福建省城鄉居民參加社會養老保險、參加醫療保險、獲得社會救助與其年齡變量呈現出明顯的正相關關系(P=0.000<0.01)，其Spearman的rho相關系數分別為0.098、0.101和0.102。城鄉居民參加社會養老保險項目、參加醫療保險項目、獲得社會救助與性別、家庭人口、文化程度、年收入、工作年限、戶口性質、從事職業、就業單位性質、就業身份、住房性質等變量之間呈現出明顯的負相關關系(P=0.000<0.01)。城鄉居民參加社會養老保險、參加醫療保險、獲得社會救助與其婚姻狀況(P=0.155>0.01)、從事職業(P=0.155>0.01)、就業單位性質(P=0.015>0.01)、住房性質(P=0.055>0.01)等變量沒有通過顯著性檢驗。

表6 閩南地區城鄉居民參加社會保障與其自變量矩陣表

表7 閩南地區城鄉居民參加社會保障與其他因變量矩陣表

閩南地區城鄉居民參加社會保險與其年齡、性別、家庭人口、文化程度、年收入、工作年限、戶口性質、就業身份等控制變量之間的Logistic Regression結果見表8。模型1反映了年齡控制變量對城鄉居民參加社會保險項目的影響程度；模型2反映了性別、家庭人口、文化程度、年收入、工作年限等控制變量對城鄉居民參加社會保險項目的影響程度；模型3在模型2的基礎上加入了期望值因子(戶口性質、就業身份)。從表8數據中可以發現，實證結果證實了年齡等因素對于城鄉居民參加社會保險項目具有一定的正效應，而性別、家庭人口、文化程度、年收入、工作年限等因素對于城鄉居民參加社會保險項目具有一定的負效應。在模型1的基礎上，模型2引入城鄉居民單位行業變量后，從卡方值、虛擬確定系數值來看，模型的模擬效果有了相當程度的提高。模型3中，在控制其他變量的情況下，城鄉居民參加社會保險項目對于這些變量來說具有一定的正效應，且顯著度均達到了0.01(P>0.01)以上的水平。表中數據顯示，以年齡作為分析變量，年齡每提高一個級次，其參加社會保險項目的比例提高了18個百分點；以性別作為分析變量，相對于男性來說，女性參加社會保險項目的比例減少了14%；相對于家庭人口少的城鄉居民來說，家庭人口越來越多的城鄉居民參加社會保險項目的比例減少了13%；相對于文化程度低的城鄉居民來說，文化程度越高的城鄉居民參加社會保險項目的比例減少了15%；相對于年收入低的城鄉居民來說，年收入越高的城鄉居民參加社會保險項目的比例減少了11%；相對于工作年限短的城鄉居民來說，工作年限越長的城鄉居民參加社會保險項目的比例減少了15%；就業較為靈活的城鄉居民比就業相對固定的城鄉居民參加社會保險項目的比例減少了12%。

表8 閩南地區城鄉居民參加社會保險項目的影響因素

四、充分發揮社會保障調節收入再分配效應的建議

雖然我國社會保障在提高國民收入、調節收入分配方面發揮了重要作用，但是，一段時期以來，我國收入分配差距持續擴大業已成為不爭的事實，并成為社會各界普遍關注的熱點問題。社會保障調節收入分配的作用不宜高估，在一些領域和一些地方，甚至出現了對收入分配的“逆向調節”作用和累退效應。目前的基本養老保險和醫療保險給中高收入階層居民帶來的好處高于給低收入居民帶來的好處，反而擴大了收入差距；最低生活保障制度在貧困人口的基本生活保障方面發揮了一定的作用，但在收入分配調節方面的作用并不明顯，分析其主要原因為：社會保障的政府財政責任不到位、社會保障覆蓋面不充分和社會保障存在著城鄉行業和群體的差距。基于此，建議在以下幾個方面著力完善，從而充分發揮社會保障調節收入再分配的效應。

(一)進一步完善社會保障制度的頂層設計

由于我國各類人員社會保障制度的設計遵循“分類施保”的指導思想和技術思路，在身份分類和成員資格確定標準上存在著多重性，并在此標準上建立各自的政策制度，再加上各種制度之間邊界模糊難以對接，導致我國社會保障制度陷入“碎片化”的發展困境，并由此對我國社會保障制度的公平性、流動性和可持續性造成了一定的影響。因此，應高度重視統籌考慮保障與改善民生的制度體系與政策措施，并在國家層面進行頂層設計。

(二)妥善處理社會保障的涉費責任和財政責任

在社會保障制度建設過程中，政府必須承擔相應的財政投入責任。目前及今后相當長的時期內，要進一步推進和擴大城鄉居民社會保障制度全覆蓋、區域全覆蓋、保障人群全覆蓋，實現城鄉居民社會保障制度的良性健康發展，政府承擔應有的財政責任顯得越來越重要。①進一步加大中央財政對參保城鄉居民基礎養老金待遇的投入力度；②妥善處理好地方政府特別是中西部地方政府對參保城鄉居民養老保險金待遇的補貼問題；③中央及地方政府財政對參保城鄉居民基礎養老金補助數額及其比例要根據財政收入的年增長速度適時進行動態調整。

(三)進一步完善“五支柱”模式的社會保障制度框架

借鑒世界銀行關于社會保障的“五支柱”模式，建立健全我國多支柱的社會保障模式，這也是我國社會養老保險制度改革的發展方向。我國各類人員的社會保障制度可以從以下幾個方面進行建構：①進一步建立健全非繳費型的“零支柱”，為終身貧困者以及不適用任何形式的社會養老保險制度的非正式部門和正式部門的老年或者喪失勞動能力的人提供社會養老保險，以達到社會養老保險制度的“兜底”作用；②進一步健全繳費型的“第一支柱”，成立有效保障有正式工作公民退休后的社會養老保險年金制度；③進一步健全強制性的“第二支柱”，建立健全有正式工作公民的職業養老金制度；④進一步健全自愿性的“第三支柱”，第三支柱的養老保險金主要通過個人和企業以自愿的方式進行商業性保險儲蓄，建立商業保險儲蓄基金；⑤進一步健全非正規社會保障的“第四支柱”，通過子女供養、親戚資金資助以及家庭間的資金移轉等方式，健全倫理性的家庭保險養老制度，提高老年者的生活水平[19]。