農(nóng)村社會(huì)保障發(fā)揮了收入再分配效應(yīng)嗎
——來自CHIP數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析

文/呂承超 邵長(zhǎng)花

社會(huì)保障具有調(diào)節(jié)收入分配、縮小居民收入差距的作用。我國(guó)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)較為薄弱，發(fā)展相對(duì)滯后，導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距絕對(duì)額逐漸增加，需要政府干預(yù)加以緩解。我國(guó)農(nóng)村社會(huì)保障存在保障水平較低、覆蓋面較窄及政府投入力度小等問題，值得進(jìn)一步研究。社會(huì)保障的收入再分配效應(yīng)已經(jīng)得到了學(xué)術(shù)界的廣泛認(rèn)可，在很多國(guó)家和地區(qū)也得到了證實(shí)。社會(huì)保障收入分別占南歐、北歐國(guó)家國(guó)民收入再分配的80%和40%以上。眾多學(xué)者從不同視角對(duì)我國(guó)社會(huì)保障調(diào)節(jié)收入再分配的機(jī)理進(jìn)行了研究，我國(guó)社會(huì)保障在調(diào)節(jié)收入再分配方面發(fā)揮了作用，縮小了收入差距，但也存在著不合理的制度安排。

農(nóng)村社會(huì)保障的收入再分配效應(yīng)分析

（一）農(nóng)村社會(huì)保障調(diào)節(jié)收入再分配的機(jī)理

社會(huì)保障對(duì)收入分配的調(diào)節(jié)體現(xiàn)在初次分配、再分配和三次分配中。收入再分配是由政府主導(dǎo)的國(guó)民收入的第二次分配，目標(biāo)是減小收入差距，促進(jìn)社會(huì)公平正義。農(nóng)村社會(huì)保障是為了滿足農(nóng)村居民基本生活需要的一種保障制度，可以分為社會(huì)保險(xiǎn)、社會(huì)福利、社會(huì)救濟(jì)和社會(huì)優(yōu)撫四個(gè)內(nèi)容。

農(nóng)村社會(huì)保障體系調(diào)節(jié)收入再分配的機(jī)理，包括風(fēng)險(xiǎn)設(shè)置的社會(huì)保障收入再分配、同類社會(huì)保障項(xiàng)目的收入再分配和保障待遇的收入再分配。農(nóng)村社會(huì)保障給付調(diào)節(jié)收入再分配的機(jī)理，包括個(gè)體成員之間的社會(huì)保障收入再分配、不同群體之間的社會(huì)保障收入再分配和代際之間的社會(huì)保障收入再分配。農(nóng)村社會(huì)保障籌資調(diào)節(jié)收入再分配的機(jī)理，包括財(cái)政籌資的社會(huì)保障收入再分配和保險(xiǎn)籌資的社會(huì)保障收入再分配。

（二）農(nóng)村社會(huì)保障收入再分配效應(yīng)的測(cè)度方法

本文采用MT指數(shù)的擴(kuò)展方法來測(cè)度農(nóng)村社會(huì)保障的收入再分配效應(yīng)，具體公式如下：

其中，re表示農(nóng)村社會(huì)保障的收入再分配效應(yīng)，gx表示農(nóng)村社會(huì)保障前的基尼系數(shù)，gn表示農(nóng)村社會(huì)保障后的基尼系數(shù)。此后，Urban和Lambert提出了比較完善的UL收入再分配效應(yīng)測(cè)度方法，即UL模型，公式如下：

其中，vul、hul、rul分別表示縱向效應(yīng)、橫向效應(yīng)和再排序效應(yīng)，橫向效應(yīng)表示對(duì)同水平收入群體提供相同的社會(huì)保障；縱向效應(yīng)表示對(duì)不同收入群體采取差別的社會(huì)保障，低收入群體較高收入群體獲得更多的社會(huì)保障；再排序效應(yīng)表示實(shí)施社會(huì)保障所引起的收入排序變化。當(dāng)rul再排序效應(yīng)較大時(shí)，表明社會(huì)保障制度在很大程度上改變了農(nóng)村居民初始收入排序。當(dāng)vul＞0時(shí)，存在縱向平等效應(yīng)；當(dāng)hul＞0時(shí)，存在橫向不平等效應(yīng)；當(dāng)rul＞0時(shí)，存在再排序不平等效應(yīng)。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文選取2013年中國(guó)家庭收入調(diào)查（CHIP）農(nóng)村部分?jǐn)?shù)據(jù)，涵蓋東、中、西三大地區(qū)的14個(gè)省份126個(gè)城市234個(gè)縣區(qū)，保留10362戶農(nóng)村住戶樣本，39065個(gè)農(nóng)村居民個(gè)體樣本。本文使用農(nóng)村轉(zhuǎn)移凈收入作為農(nóng)村社會(huì)保障收入數(shù)據(jù)。在確定相近收入組帶寬時(shí)，依照分解后縱向效應(yīng)最大化原則來確定。

（四）農(nóng)村社會(huì)保障的收入再分配效應(yīng)測(cè)度及分解

本文對(duì)14個(gè)省份農(nóng)村社會(huì)保障的收入再分配效應(yīng)進(jìn)行測(cè)度，并分解為橫向效應(yīng)、縱向效應(yīng)和再排序效應(yīng)，進(jìn)一步將再排序效應(yīng)分解為組內(nèi)和組間再排序效應(yīng)。

總體而言，農(nóng)村社會(huì)保障的收入再分配效應(yīng)re值均大于零，表明農(nóng)村社會(huì)保障發(fā)揮了收入再分配的作用。從全國(guó)來看，農(nóng)村社會(huì)保障的收入再分配效應(yīng)為0.0804。中西部省份re指數(shù)要高于全國(guó)數(shù)據(jù)，表明農(nóng)村社會(huì)保障對(duì)中西部地區(qū)收入再分配的作用效果要強(qiáng)于東部地區(qū)?？赡苁且?yàn)橹形鞑康貐^(qū)農(nóng)村家庭可支配收入較低，同等社會(huì)保障收入對(duì)中西部地區(qū)收入分配影響更大。從各省份來看，農(nóng)村社會(huì)保障收入再分配效應(yīng)最大的是甘肅0.1268，最小的是遼寧0.0247，各省份平均值為0.0796。

進(jìn)一步將農(nóng)村社會(huì)保障收入再分配效應(yīng)分解為縱向效應(yīng)vul、橫向效應(yīng)hul和再排序效應(yīng)rul。全國(guó)及各省份農(nóng)村社會(huì)保障收入再分配效應(yīng)中，橫向效應(yīng)均小于零，縱向效應(yīng)和再排序效應(yīng)均大于零，說明縱向效應(yīng)和橫向效應(yīng)有利于農(nóng)村家庭收入的公平分配，而再排序效應(yīng)惡化了農(nóng)村家庭收入分配狀況。農(nóng)村社會(huì)保障制度對(duì)不同收入家庭差別對(duì)待，通過縱向效應(yīng)減小收入差距；相同收入家庭可以獲得近似社會(huì)保障收入，通過橫向效應(yīng)彌補(bǔ)收入差距；某些農(nóng)村家庭獲得社會(huì)保障收入會(huì)導(dǎo)致家庭之間收入排序的變化，再排序效應(yīng)擴(kuò)大家庭收入分配差距的原因可能是不同地區(qū)社會(huì)保障制度推進(jìn)程度不同。從三大效應(yīng)對(duì)收入再分配效應(yīng)貢獻(xiàn)來看，全國(guó)數(shù)據(jù)中橫向效應(yīng)貢獻(xiàn)率為127.75%，再排序效應(yīng)次之為39.20%，縱向效應(yīng)最小為11.45%；各省份橫向效應(yīng)平均貢獻(xiàn)率達(dá)到107.33%，再排序效應(yīng)平均貢獻(xiàn)率為44.50%，縱向效應(yīng)平均貢獻(xiàn)率為37.17%。

對(duì)再排序效應(yīng)進(jìn)一步分解發(fā)現(xiàn)，各地區(qū)組間再排序效應(yīng)均為零，且各省份rajl平均值僅為0.0022，作用微弱，而組內(nèi)再排序效應(yīng)發(fā)揮了關(guān)鍵作用，各省份組內(nèi)再排序效應(yīng)對(duì)總體再排序效應(yīng)貢獻(xiàn)率平均為93.91%。

農(nóng)村社會(huì)保障收入再分配效應(yīng)的影響因素實(shí)證分析

（一）影響因素探析及變量說明

本文基于CHIP《城鄉(xiāng)居民收入分配與生活狀況調(diào)查問卷》微觀數(shù)據(jù)，從人力資本、物質(zhì)資本、金融資本、地區(qū)特征、社會(huì)資源、就業(yè)行為等六個(gè)方面探尋農(nóng)村社會(huì)保障收入再分配效應(yīng)的影響因素。

農(nóng)村社會(huì)保障的收入再分配效應(yīng)。本文以CHIP數(shù)據(jù)中14個(gè)省份的地級(jí)市為研究樣本，剔除少于30個(gè)數(shù)據(jù)的城市樣本，最終保留了104個(gè)地級(jí)市。農(nóng)村社會(huì)保障的收入再分配效應(yīng)（re）作為被解釋變量。

人力資本。本文選取教育（edu）和健康（hea）作為人力資本的代理變量，采用平均受正規(guī)教育的年數(shù)來測(cè)度教育水平，使用健康狀況“好”和“非常好”的人數(shù)占地區(qū)總?cè)藬?shù)比重來測(cè)度健康水平。

物質(zhì)資本。本文選取土地（lan）和生產(chǎn)性資本（ass）兩大指標(biāo)來表示物質(zhì)資本，其中，土地使用家庭土地總面積扣除閑置土地面積來測(cè)算，生產(chǎn)性資本采用農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)性固定資產(chǎn)現(xiàn)價(jià)估計(jì)凈值加上非農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)性固定資產(chǎn)現(xiàn)價(jià)估計(jì)凈值來測(cè)算。

金融資本。本文選取金融資產(chǎn)（fin）和金融負(fù)債（deb）來衡量金融資本，采用住戶人民幣金融資產(chǎn)余額與外幣金融資產(chǎn)余額總和來測(cè)算金融資產(chǎn)，采用住戶債務(wù)余額來測(cè)算金融負(fù)債。

地區(qū)特征。本文篩選出地區(qū)農(nóng)民純收入（ni）和地區(qū)家庭年齡（age）兩個(gè)指標(biāo)來衡量地區(qū)特征，其中，地區(qū)農(nóng)村純收入以各地級(jí)市農(nóng)村居民人均純收入來表示，數(shù)據(jù)來源于2013年各地級(jí)市《國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，地區(qū)家庭年齡采用平均家庭年齡來測(cè)度。

社會(huì)資源。本文選取鄉(xiāng)村干部比例（rc）、中共黨員（cp）比例和少數(shù)民族比例（mi）來表示社會(huì)資源。其中鄉(xiāng)村干部比例表示為鄉(xiāng)村干部人數(shù)除以地區(qū)總?cè)藬?shù)，中共黨員比例表示為中共黨員人數(shù)除以地區(qū)總?cè)藬?shù)，少數(shù)民族比例表示為少數(shù)民族人數(shù)除以地區(qū)總?cè)藬?shù)。

就業(yè)行為。本文以農(nóng)村居民平均從事家庭農(nóng)林牧漁業(yè)生產(chǎn)時(shí)間來測(cè)度農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時(shí)間（ap），以農(nóng)村居民平均外出從業(yè)的總時(shí)間來度量外出勞動(dòng)時(shí)間（og），以農(nóng)村就業(yè)（包括離退休后再就業(yè)）人口除以地區(qū)總?cè)丝趤頊y(cè)算就業(yè)比例（lb）。

（二）計(jì)量模型構(gòu)建

為了檢驗(yàn)農(nóng)村社會(huì)保障的收入再分配效應(yīng)各影響因素及其效果，本文構(gòu)建半對(duì)數(shù)計(jì)量模型加以分析，公式如下所示：

其中，x表示地區(qū)控制變量，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（三）經(jīng)驗(yàn)分析

1.估計(jì)結(jié)果及穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為克服個(gè)體間異方差和序列相關(guān)問題，回歸的估計(jì)系數(shù)采用White異方差修正并采用聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差。本文采用逐個(gè)引入解釋變量的方法來進(jìn)行OLS回歸以保證穩(wěn)健性。回歸結(jié)果中，土地、金融資產(chǎn)、地區(qū)農(nóng)民純收入、地區(qū)家庭年齡和少數(shù)民族比例通過了顯著性檢驗(yàn)。

土地的回歸系數(shù)為-0.0319，通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，表明土地對(duì)農(nóng)村社會(huì)保障的收入再分配效應(yīng)起到了抑制作用。農(nóng)村經(jīng)營(yíng)土地面積擴(kuò)大，有利于提高土地產(chǎn)出和質(zhì)量，增加農(nóng)民收入，降低社會(huì)保障前的基尼系數(shù)，減小農(nóng)村社會(huì)保障的收入再分配效應(yīng)。

金融資產(chǎn)對(duì)農(nóng)村社會(huì)保障的收入再分配效應(yīng)產(chǎn)生負(fù)向影響，回歸系數(shù)為-0.0201，在5%的水平上顯著。農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)余額增加，農(nóng)民可以獲得更高的非農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入，降低社會(huì)保障前的基尼系數(shù)，減小農(nóng)村社會(huì)保障的收入再分配效應(yīng)。

地區(qū)農(nóng)民純收入回歸系數(shù)為-0.0747，在1%的水平上顯著，說明其縮小了農(nóng)村社會(huì)保障的收入再分配效應(yīng)。地區(qū)農(nóng)民純收入包含社會(huì)保障收入，地區(qū)農(nóng)民純收入增加，伴隨著農(nóng)村基尼系數(shù)的下降，使得農(nóng)民收入的基尼系數(shù)變動(dòng)更小。

地區(qū)家庭年齡對(duì)農(nóng)村社會(huì)保障收入再分配效應(yīng)是正向促進(jìn)作用，回歸系數(shù)為0.1700，在1%的水平上顯著。家庭老年人口增加和農(nóng)村老齡化將會(huì)增加收入不平等程度，提高社會(huì)保障前農(nóng)民收入基尼系數(shù)。最終提高了農(nóng)村社會(huì)保障收入再分配效應(yīng)。

少數(shù)民族比例回歸系數(shù)通過了1%顯著性水平檢驗(yàn)，回歸系數(shù)為-0.0589，說明其降低了農(nóng)村社會(huì)保障收入再分配效應(yīng)。少數(shù)民族地區(qū)實(shí)施的眾多政策和辦法未能徹底改變農(nóng)村少數(shù)民族收入差距問題，社會(huì)保障前收入的不平等最終導(dǎo)致農(nóng)村社會(huì)保障收入再分配效應(yīng)減小。

2.內(nèi)生性處理

本文回歸模型中可能存在內(nèi)生性問題。地區(qū)農(nóng)民純收入與農(nóng)村社會(huì)保障收入再分配效應(yīng)可能存在雙向因果關(guān)系，導(dǎo)致OLS估計(jì)結(jié)果有偏差。為此，本文采用異方差穩(wěn)健DWH檢驗(yàn)證明地區(qū)農(nóng)民純收入是內(nèi)生解釋變量。

為解決內(nèi)生性問題，本文選取金融資產(chǎn)和教育作為工具變量：第一，金融資產(chǎn)與地區(qū)農(nóng)民純收入之間存在一定正相關(guān)關(guān)系，農(nóng)民受教育水平與農(nóng)民收入存在協(xié)整關(guān)系，滿足工具變量與內(nèi)生變量相關(guān)性的要求；第二，金融資產(chǎn)和教育在OLS回歸中并不顯著，滿足工具變量外生性要求；第三，金融資產(chǎn)與教育的相關(guān)系數(shù)極小，并且與其它解釋變量之間不存在多重共線性，因此認(rèn)為金融資產(chǎn)與教育是合適的工具變量。本文采用多工具變量?jī)呻A段最小二乘法（IV-2SLS）進(jìn)行回歸，以解決內(nèi)生性問題。在正式回歸之前，工具變量通過了外生性和相關(guān)性檢驗(yàn)，證明了工具變量的有效性。為穩(wěn)健起見，本文還采用有限信息最大似然估計(jì)法（LIML）進(jìn)行回歸，結(jié)果表明，2SLS和LIML回歸結(jié)果中影響因素的回歸系數(shù)以及顯著性水平非常接近，有力證明了回歸結(jié)果的有效性。

（四）分位數(shù)回歸的進(jìn)一步討論

為了更好地描述解釋變量對(duì)被解釋變量影響的變化以及被解釋變量條件分布全貌，本文對(duì)農(nóng)村社會(huì)保障的收入再分配效應(yīng)進(jìn)行分位數(shù)回歸。影響因素具有顯著特征的仍然集中在土地、金融資產(chǎn)、地區(qū)農(nóng)民純收入、地區(qū)家庭年齡和少數(shù)民族比例五個(gè)變量，再次證明普通最小二乘法回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

土地對(duì)農(nóng)村社會(huì)保障的收入再分配效應(yīng)在不同分位數(shù)上均為負(fù)向影響且通過顯著性檢驗(yàn)。金融資產(chǎn)對(duì)農(nóng)村社會(huì)保障的收入再分配效應(yīng)具有抑制作用，在0.1、0.2、0.4和0.9分位數(shù)上通過了顯著性檢驗(yàn)，表明金融資產(chǎn)在低分位數(shù)和高分位數(shù)對(duì)農(nóng)村社會(huì)保障收入再分配的影響更大。地區(qū)農(nóng)民純收入在各個(gè)分位數(shù)回歸中均通過了顯著性檢驗(yàn)，其影響系數(shù)絕對(duì)值在整體分位數(shù)上呈現(xiàn)倒“U”形變動(dòng)趨勢(shì)。地區(qū)家庭年齡是影響農(nóng)村社會(huì)保障收入再分配效應(yīng)的主要因素，在0.1～0.6分位數(shù)回歸中顯著，回歸系數(shù)呈現(xiàn)兩頭小、中間大的趨勢(shì)。少數(shù)民族比例影響系數(shù)的絕對(duì)值呈現(xiàn)“U”形趨勢(shì)，在中高分位數(shù)部分對(duì)收入再分配效應(yīng)抑制作用更強(qiáng)烈。

研究結(jié)論與政策建議

為測(cè)度農(nóng)村社會(huì)保障是否發(fā)揮了收入再分配效應(yīng)，本文采用2013年中國(guó)家庭收入調(diào)查（CHIP）的農(nóng)村數(shù)據(jù)，根據(jù)MT指數(shù)，擴(kuò)展了UL模型，測(cè)度了14個(gè)省份農(nóng)村社會(huì)保障的收入再分配效應(yīng)，并將其分解為縱向效應(yīng)、橫向效應(yīng)和再排序效應(yīng)；在此基礎(chǔ)上，本文探尋了影響農(nóng)村社會(huì)保障收入再分配效應(yīng)的微觀影響因素，并構(gòu)建計(jì)量模型加以實(shí)證檢驗(yàn)。

通過UL模型對(duì)全國(guó)、各省份以及各地級(jí)市測(cè)度發(fā)現(xiàn)，樣本范圍內(nèi)，大部分地區(qū)農(nóng)村社會(huì)保障發(fā)揮了收入再分配效應(yīng)。中西部省份的農(nóng)村社會(huì)保障收入再分配效應(yīng)更強(qiáng)。將農(nóng)村社會(huì)保障的收入再分配效應(yīng)進(jìn)行分解，縱向效應(yīng)和橫向效應(yīng)改善了農(nóng)村收入再分配狀況，而再排序效應(yīng)惡化了農(nóng)村收入分配差距。橫向效應(yīng)在收入再分配效應(yīng)中貢獻(xiàn)率最大，再排序效應(yīng)次之，縱向效應(yīng)貢獻(xiàn)率最小，組內(nèi)再排序效應(yīng)對(duì)總體再排序效應(yīng)影響最大。進(jìn)一步探討農(nóng)村社會(huì)保障收入再分配效應(yīng)的影響因素，發(fā)現(xiàn)土地、金融資產(chǎn)、地區(qū)農(nóng)民純收入、地區(qū)家庭年齡和少數(shù)民族比例五個(gè)變量回歸結(jié)果顯著。通過IV-2SLS回歸以及LIML回歸解決了內(nèi)生性問題，提高了穩(wěn)健性和顯著性。分位數(shù)回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，各解釋變量的作用效果和顯著性水平存在差異性。

本文提出四點(diǎn)建議對(duì)策。第一，關(guān)注農(nóng)村收入問題，建立農(nóng)民增收長(zhǎng)效機(jī)制。從促進(jìn)金融發(fā)展、培養(yǎng)人力資本入手，提高農(nóng)民純收入。繼續(xù)推進(jìn)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)化創(chuàng)新，推動(dòng)農(nóng)村金融改革，優(yōu)化現(xiàn)有農(nóng)村金融體系；進(jìn)一步發(fā)揮農(nóng)村金融對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村金融與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展；多層次提高農(nóng)村“教育資本”，升級(jí)農(nóng)民增收人力資源。第二，繼續(xù)推進(jìn)農(nóng)村土地制度改革，發(fā)揮土地改善農(nóng)民收入分配的作用。深化改革農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)制度，激發(fā)農(nóng)村土地活力，提升農(nóng)村土地利用效率；改善農(nóng)村土地細(xì)碎化狀況，深化土地租賃管護(hù)，提高農(nóng)民土地租金，縮小收入差距。第三，關(guān)注地區(qū)家庭特征，尤其是家庭年齡結(jié)構(gòu)。重視我國(guó)日益凸顯的老齡化問題，重新測(cè)定合理的基礎(chǔ)養(yǎng)老金調(diào)整系數(shù)，完善各類養(yǎng)老投資渠道，實(shí)現(xiàn)養(yǎng)老金的合理增值；提高低收入者的勞動(dòng)報(bào)酬率，讓更多的低收入者參與到養(yǎng)老保險(xiǎn)制度中來。第四，團(tuán)結(jié)少數(shù)民族，挖掘少數(shù)民族地區(qū)的比較優(yōu)勢(shì)。建立監(jiān)察機(jī)制，加大社會(huì)保障制度在少數(shù)民族地區(qū)的推行力度；促進(jìn)少數(shù)民族地區(qū)的資源優(yōu)勢(shì)向產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢(shì)和經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢(shì)轉(zhuǎn)變，發(fā)展優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)和特色經(jīng)濟(jì)；對(duì)少數(shù)民族干部進(jìn)行有計(jì)劃的學(xué)歷教育、理論集訓(xùn)和崗位培訓(xùn)，為長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展提供人力保障。