政府轉(zhuǎn)移支付收入老年再分配效應(yīng)的統(tǒng)計測算

鄧大松，賀 薇

（武漢大學(xué) 社會保障研究中心，武漢 430072）

0 引言

收入分配和社會保障都是事關(guān)國民切身利益的基本民生問題，對于維護(hù)經(jīng)濟(jì)社會協(xié)調(diào)發(fā)展與構(gòu)建和諧社會具有十分重要的意義。目前，我國收入分配差距過大與社會保障制度不健全已經(jīng)引發(fā)了許多社會問題，不利于經(jīng)濟(jì)社會的可持續(xù)發(fā)展。黨的十八屆三中全會提出的《關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》指出，“形成合理有序的收入分配格局，完善以稅收、社會保障、轉(zhuǎn)移支付為主要手段的再分配調(diào)節(jié)機(jī)制?！苯鉀Q好收入分配和轉(zhuǎn)移支付這兩大問題，不僅能夠從根本上解決國民的基本民生問題，還將為國家長期穩(wěn)定、健康、持續(xù)發(fā)展奠定堅實的基石。從目前來看，諸多社會問題的根源是收入分配差距過大，這與全體國民未能合理地分享到國家發(fā)展的成果有著直接或間接的關(guān)系，為此必須大力調(diào)節(jié)收入分配。

理清現(xiàn)行政府轉(zhuǎn)移支付對收入分配發(fā)揮著怎樣的調(diào)節(jié)作用，估計財政社會保障轉(zhuǎn)移支付對貧富差距的改善程度，特別是老年人口的再分配效應(yīng)，在老齡化和精準(zhǔn)扶貧問題日益嚴(yán)峻的今天，既是學(xué)術(shù)研究的一個必要課題，也是為制定再分配政策、優(yōu)化社會保障政策的重要基礎(chǔ)。那么，中國的財政社會保障支出是拉大還是減小了老年貧富差距呢？對不同社會保險參保項目及類型的老年人群，財政社會保障支出的轉(zhuǎn)移支付效應(yīng)是否存在明顯差異？是否改善了低收入人群的收入，降低了老年相對貧困率呢？從宏觀整體上把握現(xiàn)有財政社會社會保障支出對城鄉(xiāng)不同收入水平、社會保障不同項目類型待遇水平與家庭收入再分配、收入差距減小之間的關(guān)聯(lián)性，是本文要研究的主要問題和研究目的。

比較不同社會保險項目轉(zhuǎn)入收入后的家庭基尼系數(shù)、再分配效應(yīng)的變化，對老年貧困研究有著重要的意義。本文主要創(chuàng)新點(diǎn)在于：（1）本文嘗試通過全國各省份轉(zhuǎn)移支付收入占比家庭可支配收入的比較分析，利用對政府轉(zhuǎn)移支付收入再分配效應(yīng)的分解，找出財政社會保障支出對于不同人群內(nèi)部收入再分配效應(yīng)的縱向作用；以及對不同收入組之間收入再分配效應(yīng)的橫向作用。（2）引入財政社會保障支出的邊際效應(yīng)，借助不同社會保障項目差異，研究財政社會保障支出變化對家庭收入差距的增量變化影響，即基尼系數(shù)差距的變化。

1 研究基礎(chǔ)和數(shù)據(jù)來源

1.1 研究基礎(chǔ)和方法

在測度再分配政策的公平性效應(yīng)時，可以從兩各視角進(jìn)行把握，一個是從再分配是否對同一水平的人們提供相同的轉(zhuǎn)移性支出，體現(xiàn)橫向公平；另一個視角是看分配政策是否使得窮人、低收入者受益程度高于高收入者，體現(xiàn)縱向公平性。為分析政府轉(zhuǎn)移性支出的雙向效應(yīng)，本文嘗試從橫向和縱向兩個視角進(jìn)行研究。關(guān)于度量轉(zhuǎn)移性支出的再分配效應(yīng)模型主要由稅收的累進(jìn)性度量方法發(fā)展而來，政府的轉(zhuǎn)移性支出可以被視為負(fù)的所得稅，目前研究方法主要有RE指數(shù)、Kakwani指數(shù)及其改進(jìn)方法。由于RE指數(shù)的缺點(diǎn)在于它無法顯示個人或住戶轉(zhuǎn)移后收入的排序變化，或者根據(jù)人們的稅前收入將人群劃分為不同的相同收入組，但是現(xiàn)實中的微觀數(shù)據(jù)基本不存在完全相同收入組的情況；其次，模型中的再排序效應(yīng)并沒有完全包括組內(nèi)和組間的再排序效應(yīng)。因而，本文借鑒郭慶旺（2016）、Urban和Lambert（2008）等研究經(jīng)驗，選用改進(jìn)后的UL模型測度收入再分配效應(yīng)方法。其公式如下：

其中，HUL表示凈橫向效應(yīng)，VUL表示凈縱向效應(yīng)，RUL表示再排序效應(yīng)。如果VUL＜0，表示縱向不平等效應(yīng)；HUL＞0，表示橫向不平等效應(yīng)；RUL＞0，表示再排序不平等效應(yīng)，反之，則表示平等效應(yīng)。居民初次分配收入排序反映了市場機(jī)制的作用效果，如果RUL比較大，說明政府再分配政策較大程度地改變了居民初次分配收入排序，這意味著政府再分配政策存在對市場機(jī)制的過度糾正傾向。VA表示若每個相同收入組的每個成員得到相同比例轉(zhuǎn)移收入時，可減少的縱向收入不平等大??；GB為轉(zhuǎn)移前的居民收入基尼系數(shù),GC是按轉(zhuǎn)移后收入排序的組間基尼系數(shù)。HA測度的是橫向不公平效應(yīng)，即組內(nèi)實際轉(zhuǎn)移收入占總收入比重的差異導(dǎo)致的不平等效應(yīng)；RAJL表示再排序效應(yīng)，GA為轉(zhuǎn)移后收入的基尼系數(shù)，CA為組間先按轉(zhuǎn)移前收入排序，組內(nèi)再按轉(zhuǎn)移后收入排序得到的轉(zhuǎn)移后收入集中度指數(shù)。RWG表示組內(nèi)再排序效應(yīng)，REG表示組間的再排序效應(yīng)。

政府轉(zhuǎn)移性支出的收入分配效應(yīng)，既包含總量效應(yīng)，也內(nèi)含邊際效應(yīng)。邊際效應(yīng)能夠更好地體現(xiàn)出政府轉(zhuǎn)移性支出單位變化量引起的居民收入不平等變化量。為分析政府轉(zhuǎn)移性支出收入分配的邊際效應(yīng)，本文采用Lerman和Yitzhaki（1985）提出的收入分解方法，具體公式如下：

其中，G表示總收入的基尼系數(shù)；SK表示總收入中分項收入K所占的比重；GK表示分項收入K的基尼系數(shù)；RK表示總收入和分項收入K排序的相關(guān)性，其值越大，表明該項收入越傾向于分配給富人。

1.2 數(shù)據(jù)來源及說明

本文數(shù)據(jù)選自中國居民收入調(diào)查數(shù)據(jù)庫（CHIP）2014年調(diào)查數(shù)據(jù)，樣本來自國家統(tǒng)計局2013年城鄉(xiāng)一體化常規(guī)住戶調(diào)查大樣本庫。后者覆蓋全部31個?。ㄊ?、自治區(qū)）的16萬戶居民。CHIP項目組按照東、中、西分層，根據(jù)系統(tǒng)抽樣方法抽取得到CHIP樣本。樣本覆蓋了從15個省份126城市234個縣區(qū)抽選出的18948個住戶樣本和64777個個體樣本，其中包括7175戶城鎮(zhèn)住戶樣本、11013戶農(nóng)村住戶樣本和760戶外來務(wù)工住戶樣本，為分析研究的需要，選用家庭有年齡在60歲及以上人口的家庭，對數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)進(jìn)行了合并，合并通過stata13.0進(jìn)行，最終得到有效樣本數(shù)為1779份。

2 老年人口政府轉(zhuǎn)移性收入地區(qū)差異比較

2.1 居民政府轉(zhuǎn)移性收入的地區(qū)差異

對于城鄉(xiāng)居民而言，家庭收入主要包括工資性收入、財產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入以及經(jīng)營性收入等。其中家庭獲得轉(zhuǎn)移性收入包括家庭獲得的政府性轉(zhuǎn)移支付收入和私人轉(zhuǎn)移支付收入，其中政府性轉(zhuǎn)移支付收入主要包括養(yǎng)老金收入、社會救濟(jì)收入等，私人轉(zhuǎn)移支付收入主要包括來自工作單位給予的非工資性收入待遇、親戚朋友給予的資金等。本文主要考慮家庭獲得的政府性支付收入對家庭收入的影響，私人轉(zhuǎn)移支付由于存在較大不確定性，因而未考慮。

居民家庭獲得政府轉(zhuǎn)移性收入對家庭可支配收入的影響到底有多大？或者說在家庭政府性轉(zhuǎn)移支付收入占可支配收入的區(qū)域差異如何？本文將引入全國不同省市在2015年的政府轉(zhuǎn)移性收入對家庭可支配收入比例情況進(jìn)行分析。圖1是對全國31個省市的統(tǒng)計結(jié)果，其中左縱軸表示農(nóng)村家庭的占比情況，右縱軸表示城市家庭的占比情況。結(jié)果顯示，2015年全國大部分省市的農(nóng)村家庭政府轉(zhuǎn)移支付收入占可支配收入的比例均值在0.17以上；而城鎮(zhèn)家庭政府轉(zhuǎn)移支付收入占可支配收入的比例均值在0.18以上。其次，從各地城鄉(xiāng)政府轉(zhuǎn)移支付收入占比情況來看，大部分省份的城鎮(zhèn)均要高于農(nóng)村政府轉(zhuǎn)移支付收入占家庭可支配收入的比例；但也有一些地區(qū)例外，如西藏、青海、甘肅、河南、廣西、安徽、廣東等地，其中農(nóng)村地區(qū)占比與城鎮(zhèn)差值最大的為廣東地區(qū)，差值近0.18。相反，城鎮(zhèn)家庭獲得政府轉(zhuǎn)移支付收入占可支配收入比例相較于當(dāng)?shù)剞r(nóng)村差異最大的為東北三省的吉林省，達(dá)到0.14，其次東北三省的城鎮(zhèn)家庭政府轉(zhuǎn)移支付收入占比與農(nóng)村差異均為全國前列。遼寧城鎮(zhèn)家庭政府性轉(zhuǎn)移支付收入占可支配收入比全國之最高，達(dá)到0.26，最低為廣東的0.03；農(nóng)村政府轉(zhuǎn)移支付收入占家庭可支配收入比最高為青海省的0.29；最低為北京的0.09。以上分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村家庭政府轉(zhuǎn)移性收入占家庭可支配收入比例有呈現(xiàn)地理位置上的“自西向東”逐漸降低的趨勢，這也與我國中西部地區(qū)農(nóng)村家庭貧困較多有較大關(guān)聯(lián)；而城鎮(zhèn)家庭占比情況卻并未呈現(xiàn)明顯的趨勢，整體較為平穩(wěn)，除了廣東省極低外。

圖1 分省市家庭政府轉(zhuǎn)移性收入占可支配收入比重的城鄉(xiāng)比較

2.2 老年人口轉(zhuǎn)移性收入的地區(qū)差異

家庭獲得政府轉(zhuǎn)移性支出占家庭可支配收入收入比例情況，可以較好地說明政府轉(zhuǎn)移支付對家庭收入或者直接的經(jīng)濟(jì)貧困的重要性。家庭養(yǎng)老金收入則是反映和體現(xiàn)對老年人口收入再分配的公平性，是緩解老年貧困的重要支撐，其對老年人口可支配收入存在怎樣的影響？本文引入家庭養(yǎng)老金收入占家庭可支配收入的比例進(jìn)行分析，如下頁圖2所示，分別列出了全國省市2015年的養(yǎng)老金收入占家庭可支配收入比重的城鄉(xiāng)比較圖。由圖2可知，從農(nóng)村養(yǎng)老金占家庭可支配收入比例來看，上海的農(nóng)村養(yǎng)老金收入占比最高，達(dá)到0.43，黑龍江為最低，僅為0.09；在城鎮(zhèn)家庭養(yǎng)老金待遇占家庭可支配收入比例方面，占比最高的為山西省，達(dá)到0.86，最低則為青海的0.11。在各省內(nèi)部中城鄉(xiāng)養(yǎng)老金收益占家庭可支配收入比例最大的為山西省，達(dá)到0.73；最低的為浙江省，僅為0.02。全國2015年僅有三個省的城鎮(zhèn)養(yǎng)老金待遇水平占家庭可支配收入比例要低于農(nóng)村，主要有上海和青海，其中上海主要由于是中國經(jīng)濟(jì)中心等原因造成的城鄉(xiāng)差異并不是太大，而青海地區(qū)地處西北，主要是農(nóng)村地區(qū)存在較多貧困，養(yǎng)老金收入對其家庭可支配收入占比相較于城市地區(qū)的差異性較小，對城鄉(xiāng)居民收入，特別是老年收入存在同樣的重要程度，其次無論是青海城鎮(zhèn)還是農(nóng)村，其養(yǎng)老保險參保率都較低，使得老年人口養(yǎng)老金收入占家庭可支配收入比例比城鄉(xiāng)占比均較低。

圖2 分省市家庭養(yǎng)老金收入占可支配收入比重的城鄉(xiāng)比較

2.3 政府轉(zhuǎn)移性收入的核密度圖分析

前文分別以全國2015年城鄉(xiāng)居民家庭獲得的政府轉(zhuǎn)移性支付收入占家庭可支配收入的比重進(jìn)行、養(yǎng)老金收入占家庭可支配收入比重為基礎(chǔ)，主要從占比最值、最大城鄉(xiāng)差距等視角進(jìn)行的考慮，而對于全國性城鄉(xiāng)家庭轉(zhuǎn)移性政府收入及家庭養(yǎng)老收入占可支配收入比重的具體分布情況，可以通過家庭通過核密度圖進(jìn)行更清晰的分析。

如圖3所示，構(gòu)造家庭核密度圖，其中圖3（a）和（b）分別表示城鎮(zhèn)居民家庭政府轉(zhuǎn)移性收入占家庭可支配收入比重、城鎮(zhèn)居民家庭養(yǎng)老金收入占家庭可支配收入的比重；圖3（c）和（d）則表示的是農(nóng)村地區(qū)獲得的政府轉(zhuǎn)移性支付收入、養(yǎng)老金收入占家庭可支配收入的比重分布情況。圖3（a）和（b）比較發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)家庭獲得的政府轉(zhuǎn)移支付收入占可支配收入比重相較于其養(yǎng)老金收入占可支配收入比，養(yǎng)老金收入的分布更不均勻，顯得更加陡峭，但城鎮(zhèn)養(yǎng)老金占比曲線相對靠右，說明養(yǎng)老金收入在多數(shù)省城鎮(zhèn)內(nèi)都具有較高水平，如圖3（d）的陡峭程度比圖3（a）更大且偏右，陡峭的原因是這里考慮的為享受老年群體為主，養(yǎng)老金收入在其收入中占主要作用，而各省的待遇差異使得其全國分布情況存在較大的差異。圖3（b）和（c）比較發(fā)現(xiàn)，相較于農(nóng)村家庭獲得政府轉(zhuǎn)移性支付收入占家庭可支配收入比而言，城鎮(zhèn)分布情況更加陡峭，占比情況分布差異更大，而農(nóng)村地區(qū)則呈現(xiàn)較好的公平性，各地差異不大，處于較高水平的分布也較多，這與農(nóng)村地區(qū)對于除養(yǎng)老金發(fā)放等其他政府性轉(zhuǎn)移支付群體的較易識別度有關(guān)聯(lián)。圖3（b）和（d）比較發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村地區(qū)家庭養(yǎng)老金收入占可支配收入比重相較于城鎮(zhèn)家庭，其全國分布更不均勻，表現(xiàn)在圖形上就是倒“U”型曲線更加陡峭，且分布主要集中于左側(cè)，說明對于全國大多數(shù)農(nóng)村地區(qū)，養(yǎng)老金占可支配收入的比重都處于較低狀態(tài)和低水平。圖3（c）和（d）的比較可以更清晰的發(fā)現(xiàn)，對于全國農(nóng)村家庭獲得政府轉(zhuǎn)移性支付收入占可支配收入比重而言，養(yǎng)老金收入占比分布顯得更加不均勻，且集中靠左，說明農(nóng)村地區(qū)在獲得政府性轉(zhuǎn)移支付收入的公平性存在較大差異，其中養(yǎng)老金在全國農(nóng)村家庭基本呈現(xiàn)出較低的占比水平，而政府轉(zhuǎn)移性支付收入中的社會救濟(jì)（政府轉(zhuǎn)移性支付收入減去養(yǎng)老金收入）在全國各省市都有較均勻的分布，且各省市的差異并不是特別大，如最低保證水平的政策，在全國就沒有較大的差異性。養(yǎng)老金占比水平低，一個原因是參保率低，另一個就是待遇水平在全國農(nóng)村地區(qū)也普遍較低。

圖3 政府轉(zhuǎn)移性收入的核密度圖分析

3 老年家庭政府轉(zhuǎn)移支付收入的再分配效應(yīng)測算

3.1 城鎮(zhèn)老年家庭政府轉(zhuǎn)移性支付收入再分配效應(yīng)

根據(jù)國家統(tǒng)計局對家庭收入水平的五等份統(tǒng)計，本文嘗試建立以五等份分組樣本，各樣本占比20%，進(jìn)而考察不同收入水平下的政府轉(zhuǎn)移性收入對老年人口的再分配效應(yīng)。根據(jù)城鎮(zhèn)和農(nóng)村人口樣本權(quán)重可推算出整體基尼系數(shù)，以分組均值差異計算組間基尼系數(shù)，計算公式為：

其中，Wi是按收入分組后的各組人口數(shù)占總?cè)丝跀?shù)的比重；Yi是按收入分組后，各組人口所擁有的收入占總收入的比重；Vi是Yi從i=1到i的累計數(shù)，Vi=Y1+Y2+...+Yi。

表1 城鎮(zhèn)戶口老年家庭政府轉(zhuǎn)移支付收入的再分配效應(yīng)（五等份分組）

以城鎮(zhèn)家庭收入五等份分組測算家庭轉(zhuǎn)移性支付收入的再分配效應(yīng)，表1為測算結(jié)果。結(jié)果顯示，城鎮(zhèn)老年家庭在獲得轉(zhuǎn)移性支付收入前，家庭內(nèi)部基尼系數(shù)最大的為低收入戶樣本，最低為中等收入戶樣本；獲得政府轉(zhuǎn)移性收入后家庭基尼系數(shù)最大的仍為低收入戶樣本，最小的為偏高收入戶樣本，政府轉(zhuǎn)移性支付收入RE值最大的為偏低收入戶，占比62.86%，最低為高收入戶樣本的0.0818，僅為27.43%，說明政府轉(zhuǎn)移性支付收入對偏低收入戶的再分配效應(yīng)最大。對各樣本下的收入再分配效應(yīng)的分解來看，以低收入樣本為例，縱向效應(yīng)為0.1164，貢獻(xiàn)124.23%，改善了城鎮(zhèn)老年家庭收入分配；橫向效應(yīng)為0.0109，惡化了家庭收入分配，占比11.63%，再排序效應(yīng)為0.0118，占比12.59%。在所有樣本下，對家庭獲得政府轉(zhuǎn)移性支付收入進(jìn)行分解得到的縱向效應(yīng)占比最高的為中等收入樣本下，占比達(dá)到180.56%，有效改善老年家庭收入分配；橫向效應(yīng)中，占比最高的為低收入樣本下的11.63%，有惡化家庭收入分配，最小為高收入家庭的-5.62%，說明對高收入家庭內(nèi)部分組而言，有改善家庭收入差距的作用；再排序效應(yīng)占比最高的為中等收入樣本下的72.27%，最低為偏低收入下的6.64%。

3.2 農(nóng)村老年家庭政府轉(zhuǎn)移性支付收入再分配效應(yīng)

引入農(nóng)村家庭作為分析組，也劃分為五等份收入組，各個收入組占比20%。如表2所示，各收入組在獲得家庭轉(zhuǎn)移性支付收入前，家庭基尼系數(shù)在各收入組內(nèi)部的最大值為低收入戶樣本下的0.2644，最低為中等收入戶樣本下的0.1107,；政府性轉(zhuǎn)移支付收入轉(zhuǎn)入收入后，各分組內(nèi)部基尼系數(shù)最大的為高收入組內(nèi)部的0.1732，最低為中等收入戶樣本下的0.0713，再分配系數(shù)最大為偏低收入戶樣本下的0.1583，再分配效應(yīng)達(dá)到62.84%，再分配效應(yīng)最低為高收入樣本下的27.41%，對低收入樣本下的再分配效應(yīng)達(dá)到47.77%，也較高。對再分配系數(shù)進(jìn)行分組比較發(fā)現(xiàn)，縱向效應(yīng)最大的為偏低收入戶下的0.1932，占比最高的為低收入戶樣本下的147.59%，說明在農(nóng)村低收入、偏低收入戶樣本下，政府轉(zhuǎn)移性支付收入能有效改善老年收入分配；橫向效應(yīng)方面，最大值出現(xiàn)在低收入樣本下的0.0054，且偏低收入戶樣本下的橫向效應(yīng)也為正，說明政府轉(zhuǎn)移支付收入在橫向上拉大了不同收入組之間的收入差距；而中等收入、偏高收入、高收入組下的橫向效應(yīng)系數(shù)為負(fù)，占比最高的為中等收入樣本下的-5.84%，說明中等收入組下的政府轉(zhuǎn)移支付收入使得其減小與其他收入組的收入差距，改善了收入分配?？紤]再排序效應(yīng)，在各樣本組內(nèi)部，再排序效應(yīng)系數(shù)最大的為低收入組下的0.0547，占比43.31%也是所有分組樣本最高，說明獲得政府轉(zhuǎn)移性支付收入對農(nóng)村低收入家庭的收入再排序效應(yīng)最高。

3.3 不同政府性轉(zhuǎn)移支付項目收入的再分配效應(yīng)

以上分析從城鄉(xiāng)不同視角對樣本分別進(jìn)行五等份劃分，家庭獲得政府轉(zhuǎn)移性支付收入的再分配效應(yīng)及其分解，但考慮到養(yǎng)老金、社會救濟(jì)等政府轉(zhuǎn)移支付收入具體項目對不同老人的重要程度，需要進(jìn)一步對老年家庭獲得政府轉(zhuǎn)移支付收入的具體項目與家庭收入再分配的關(guān)聯(lián)性進(jìn)行研究。表3分別列出了養(yǎng)老金對家庭收入再分配的影響以及社會救濟(jì)對家庭收入再分配的影響的測算結(jié)果。

表2 農(nóng)村戶口老年家庭政府轉(zhuǎn)移支付收入的再分配效應(yīng)（五等份分組）

首先，考慮養(yǎng)老金對老年家庭收入再分配的影響，如表3所示，在城鎮(zhèn)方面，養(yǎng)老金轉(zhuǎn)入前，城鎮(zhèn)家庭內(nèi)部基尼系數(shù)為0.4268，養(yǎng)老金收入轉(zhuǎn)入后，家庭基尼系數(shù)變?yōu)?.3974，再分配系數(shù)為0.0294，一定程度上改善了家庭收入差距，再分配效應(yīng)為6.88%；對再分配系數(shù)進(jìn)行分解發(fā)現(xiàn)，縱向效應(yīng)為0.0376，占比127.89%，較好改善收入分配；橫向效應(yīng)為0.0012，占比4.08%，一定程度上拉大了收入分配差距；再排序效應(yīng)為0.0070，占比為23.81%；邊際效應(yīng)為-0.00074，說明養(yǎng)老金收入對城鎮(zhèn)老年人口收入差距有較好的縮小作用，且每增加養(yǎng)老金收入1個單位，會使城鎮(zhèn)居民收入差距減少0.074%。在農(nóng)村方面，養(yǎng)老金收入轉(zhuǎn)入家庭收入前的基尼系數(shù)為0.4785，養(yǎng)老金轉(zhuǎn)入后家庭收入基尼系數(shù)變?yōu)?.4236，再分配系數(shù)為0.0549，再分配效應(yīng)為11.47%，比城鎮(zhèn)的養(yǎng)老金收入再分配效應(yīng)要高；對其分解發(fā)現(xiàn)，縱向效應(yīng)為0.0631，占比114.94%，比城鎮(zhèn)縱向效應(yīng)要小，但也一定程度上改善了農(nóng)村分組內(nèi)部的收入差距；橫向效應(yīng)為0.0076，比城鎮(zhèn)橫向效應(yīng)要大，占比為13.84%，說明養(yǎng)老金收入拉大了農(nóng)村居民與其他非農(nóng)村居民的收入差距；再分配效應(yīng)僅為1.09%。農(nóng)村家庭獲得養(yǎng)老金收入的邊際效應(yīng)為-0.00026，說明每增加農(nóng)村居民一單位的養(yǎng)老金收入，能夠縮小收入差距0.026%。

表3 城鄉(xiāng)政府轉(zhuǎn)移支付收入不同項目的再分配效應(yīng)差異

其次，以社會救濟(jì)作為主要轉(zhuǎn)移支付收入再分配效應(yīng)分析。由表3可知，在城鎮(zhèn)樣本下，以社會救濟(jì)作為主要老年家庭的政府支付收入時，轉(zhuǎn)移前家庭間基尼系數(shù)為0.4456，比獲得養(yǎng)老金家庭的要高，轉(zhuǎn)移后家庭基尼系數(shù)降為0.4316，再分配系數(shù)為0.0140，再分配效應(yīng)僅為3.14%，明顯低于養(yǎng)老金待遇的再分配效應(yīng)。對城鎮(zhèn)社會救濟(jì)收入再分配效應(yīng)進(jìn)行分解發(fā)現(xiàn)，縱向效應(yīng)為0.0250，占比178.57%，有效改善了內(nèi)部收入分配；橫向效應(yīng)為0.0018，大于零，說明橫向上拉大了收入差距，占比12.86%，比較高；再排序效應(yīng)為0.0092，占比65.71%，說明再排序效應(yīng)較高；最后是城鎮(zhèn)社會救濟(jì)收入的邊際效應(yīng)為-0.00013，說明社會救濟(jì)金每增加一個單位，城鎮(zhèn)收入差距將縮小0.013%，這個邊際值要明顯小于城鎮(zhèn)養(yǎng)老金的邊際效應(yīng)，說明養(yǎng)老金對城鎮(zhèn)居民有更重要的作用。在農(nóng)村樣本下，社會救濟(jì)轉(zhuǎn)入收入前家庭基尼系數(shù)為0.4832，社會救濟(jì)轉(zhuǎn)入后，家庭基尼系數(shù)變?yōu)?.4037，再分配系數(shù)為0.0795，再分配效應(yīng)高達(dá)16.45%，比同等情況下的城鎮(zhèn)社會救濟(jì)要高得多，也比農(nóng)村養(yǎng)老金的再分配效應(yīng)高，說明社會救濟(jì)對于農(nóng)村老年人口的重要程度甚至高于養(yǎng)老金，這與農(nóng)村養(yǎng)老金享受人口較少有關(guān)聯(lián)性。對農(nóng)村社會救濟(jì)再分配系數(shù)進(jìn)行分解發(fā)現(xiàn)，縱向效應(yīng)為0.1373，達(dá)到172.70%，較大程度上縮小了農(nóng)村居民內(nèi)部的收入差距；橫向效應(yīng)為0.0044，占比5.53%，說明一定程度上拉大了橫向不同戶口類型的收入差距；再排序效應(yīng)為0.0534，占比67.17%，再排序效應(yīng)較高；邊際效應(yīng)為-0.00037，即社會救濟(jì)收入每提升一個單位，農(nóng)村家庭收入基尼系數(shù)減少0.037%，這比城鎮(zhèn)社會救濟(jì)的邊際效應(yīng)要高，比農(nóng)村養(yǎng)老金收入的邊際效應(yīng)也要高。

4 結(jié)論

本文基于中國居民收入調(diào)查數(shù)據(jù)庫（CHIP）2014年居民收入調(diào)查數(shù)據(jù)，從宏觀整體和微觀個體兩個層面進(jìn)行比較，利用財政社會保障支出中養(yǎng)老金、社會救濟(jì)的具體項目，分析老年家庭社會保障轉(zhuǎn)入收入前后家庭基尼系數(shù)變化和社會保障的再分配系數(shù)以及財政轉(zhuǎn)移支付收入的邊際效應(yīng)。得到如下結(jié)論：

（1）地區(qū)差異比較。城鎮(zhèn)家庭獲得的政府轉(zhuǎn)移支付收入占可支配收入比重相較于其養(yǎng)老金收入占可支配收入比，養(yǎng)老金收入占比的全國分布更不均勻；農(nóng)村地區(qū)政府轉(zhuǎn)移支付收入占比全國各地區(qū)差異更?。欢B(yǎng)老金方面，農(nóng)村地區(qū)的養(yǎng)老金占家庭可支配收入比重的全國各地區(qū)差異明顯；而政府轉(zhuǎn)移性支付收入中的社會救濟(jì)在全國各省市都有較均勻的分布，且各省市的差異并不大。

（2）政府轉(zhuǎn)移支付收入的城鄉(xiāng)差異。對財政社會保障支出的再分配效應(yīng)測算發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)老人家庭中政府轉(zhuǎn)移性支付收入再分配效應(yīng)最大的為偏低收入戶家庭；對再分配效應(yīng)分解結(jié)果顯示，縱向效應(yīng)最高的為中等收入樣本，橫向效應(yīng)最高的為低收入樣本；再排序效應(yīng)最高的為中等收入樣本。農(nóng)村老人家庭政府轉(zhuǎn)移性支付收入再分配效應(yīng)最大的偏低收入戶樣本；縱向效應(yīng)最高的為低收入戶；橫向效應(yīng)最低為中等收入樣本，中等收入家庭的收入差距削減效應(yīng)最大；再排序效應(yīng)最大的為低收入戶樣本。

（3）政府轉(zhuǎn)移支付收入具體項目差異的城鄉(xiāng)比較。分項目城鄉(xiāng)比較分析發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老金收入對城鎮(zhèn)老年人口收入差距有較好的縮小作用，且每增加養(yǎng)老金收入1個單位，會使城鎮(zhèn)居民收入差距減少0.074%；農(nóng)村養(yǎng)老金再分配效應(yīng)比城鎮(zhèn)的養(yǎng)老金收入再分配效應(yīng)要高，農(nóng)村家庭獲得養(yǎng)老金收入的邊際效應(yīng)為-0.00026，說明每增加農(nóng)村居民一單位的養(yǎng)老金收入，能夠縮小收入差距0.026%。其次，以社會救濟(jì)作為主要轉(zhuǎn)移支付收入再分配效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)老年家庭社會救濟(jì)再分配效應(yīng)明顯低于養(yǎng)老金待遇的再分配效應(yīng)；城鎮(zhèn)社會救濟(jì)再分配的邊際效應(yīng)為-0.00013，說明社會救濟(jì)金每增加一個單位，城鎮(zhèn)收入差距將縮小0.013%，這個邊際值要明顯小于城鎮(zhèn)養(yǎng)老金的邊際效應(yīng)。在農(nóng)村樣本下，社會救濟(jì)再分配效應(yīng)比同等情況下的城鎮(zhèn)社會救濟(jì)要高得多，也比農(nóng)村養(yǎng)老金的再分配效應(yīng)高。農(nóng)村社會救濟(jì)再分配邊際效應(yīng)為-0.00037，即社會救濟(jì)收入每提升一個單位，農(nóng)村家庭收入基尼系數(shù)減少0.037%，這比城鎮(zhèn)社會救濟(jì)的邊際效應(yīng)要高，比農(nóng)村養(yǎng)老金收入的邊際效應(yīng)也要高。