文/呂承超 邵長花

社會保障具有調(diào)節(jié)收入分配、縮小居民收入差距的作用。我國農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)較為薄弱，發(fā)展相對滯后，導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距絕對額逐漸增加，需要政府干預(yù)加以緩解。我國農(nóng)村社會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，在很多國家和地區(qū)也得到了證實(shí)。社會保障收入分別占南歐、北歐國家國民收入再分配的80%和40%以上。眾多學(xué)者從不同視角對我國社會保障調(diào)節(jié)收入再分配的機(jī)理進(jìn)行了研究，我國社會保障在調(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)村社會保障的收入再分配效應(yīng)分析

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

社會保障對收入分配的調(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)的國民收入的第二次分配，目標(biāo)是減小收入差距，促進(jìn)社會公平正義。農(nóng)村社會保障是為了滿足農(nóng)村居民基本生活需要的一種保障制度，可以分為社會保險(xiǎn)、社會福利、社會救濟(jì)和社會優(yōu)撫四個內(nèi)容。

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

（二）農(nóng)村社會保障收入再分配效應(yīng)的測度方法

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

其中，re表示農(nóng)村社會保障的收入再分配效應(yīng)，gx表示農(nóng)村社會保障前的基尼系數(shù)，gn表示農(nóng)村社會保障后的基尼系數(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)表示對同水平收入群體提供相同的社會保障；縱向效應(yīng)表示對不同收入群體采取差別的社會保障，低收入群體較高收入群體獲得更多的社會保障；再排序效應(yīng)表示實(shí)施社會保障所引起的收入排序變化。當(dāng)rul再排序效應(yīng)較大時，表明社會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，存在縱向平等效應(yīng)；當(dāng)hul＞0時，存在橫向不平等效應(yīng)；當(dāng)rul＞0時，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個省份126個城市234個縣區(qū)，保留10362戶農(nóng)村住戶樣本，39065個農(nóng)村居民個體樣本。本文使用農(nóng)村轉(zhuǎn)移凈收入作為農(nóng)村社會保障收入數(shù)據(jù)。在確定相近收入組帶寬時，依照分解后縱向效應(yīng)最大化原則來確定。

（四）農(nóng)村社會保障的收入再分配效應(yīng)測度及分解

本文對14個省份農(nóng)村社會保障的收入再分配效應(yīng)進(jìn)行測度，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)村社會保障的收入再分配效應(yīng)re值均大于零，表明農(nóng)村社會保障發(fā)揮了收入再分配的作用。從全國來看，農(nóng)村社會保障的收入再分配效應(yīng)為0.0804。中西部省份re指數(shù)要高于全國數(shù)據(jù)，表明農(nóng)村社會保障對中西部地區(qū)收入再分配的作用效果要強(qiáng)于東部地區(qū)。可能是因?yàn)橹形鞑康貐^(qū)農(nóng)村家庭可支配收入較低，同等社會保障收入對中西部地區(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。全國及各省份農(nóng)村社會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)村社會保障制度對不同收入家庭差別對待，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)村家庭獲得社會保障收入會導(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)社會保障制度推進(jìn)程度不同。從三大效應(yīng)對收入再分配效應(yīng)貢獻(xiàn)來看，全國數(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)對總體再排序效應(yīng)貢獻(xiàn)率平均為93.91%。

農(nóng)村社會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、社會資源、就業(yè)行為等六個方面探尋農(nóng)村社會保障收入再分配效應(yīng)的影響因素。

農(nóng)村社會保障的收入再分配效應(yīng)。本文以CHIP數(shù)據(jù)中14個省份的地級市為研究樣本，剔除少于30個數(shù)據(jù)的城市樣本，最終保留了104個地級市。農(nóng)村社會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算，生產(chǎn)性資本采用農(nóng)業(yè)經(jīng)營性固定資產(chǎn)現(xiàn)價(jià)估計(jì)凈值加上非農(nóng)業(yè)經(jīng)營性固定資產(chǎn)現(xiàn)價(jià)估計(jì)凈值來測算。

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)余額總和來測算金融資產(chǎn)，采用住戶債務(wù)余額來測算金融負(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年各地級市《國民經(jīng)濟(jì)和社會發(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度。

社會資源。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)時間來測度農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間（ap），以農(nóng)村居民平均外出從業(yè)的總時間來度量外出勞動時間（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。本文采用逐個引入解釋變量的方法來進(jìn)行OLS回歸以保證穩(wěn)健性?；貧w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)，表明土地對農(nóng)村社會保障的收入再分配效應(yīng)起到了抑制作用。農(nóng)村經(jīng)營土地面積擴(kuò)大，有利于提高土地產(chǎn)出和質(zhì)量，增加農(nóng)民收入，降低社會保障前的基尼系數(shù)，減小農(nóng)村社會保障的收入再分配效應(yīng)。

金融資產(chǎn)對農(nóng)村社會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)營收入，降低社會保障前的基尼系數(shù)，減小農(nóng)村社會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)村社會保障的收入再分配效應(yīng)。地區(qū)農(nóng)民純收入包含社會保障收入，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)變動更小。

地區(qū)家庭年齡對農(nóng)村社會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)村老齡化將會增加收入不平等程度，提高社會保障前農(nóng)民收入基尼系數(shù)。最終提高了農(nóng)村社會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，社會保障前收入的不平等最終導(dǎo)致農(nóng)村社會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兩階段最小二乘法（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，本文對農(nóng)村社會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。

土地對農(nóng)村社會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)對農(nóng)村社會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)對農(nóng)村社會保障收入再分配的影響更大。地區(qū)農(nóng)民純收入在各個分位數(shù)回歸中均通過了顯著性檢驗(yàn)，其影響系數(shù)絕對值在整體分位數(shù)上呈現(xiàn)倒“U”形變動趨勢。地區(qū)家庭年齡是影響農(nóng)村社會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。少數(shù)民族比例影響系數(shù)的絕對值呈現(xiàn)“U”形趨勢，在中高分位數(shù)部分對收入再分配效應(yīng)抑制作用更強(qiáng)烈。

研究結(jié)論與政策建議

為測度農(nóng)村社會保障是否發(fā)揮了收入再分配效應(yīng)，本文采用2013年中國家庭收入調(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，測度了14個省份農(nóng)村社會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模型對全國、各省份以及各地級市測度發(fā)現(xiàn)，樣本范圍內(nèi)，大部分地區(qū)農(nóng)村社會保障發(fā)揮了收入再分配效應(yīng)。中西部省份的農(nóng)村社會保障收入再分配效應(yīng)更強(qiáng)。將農(nóng)村社會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)對總體再排序效應(yīng)影響最大。進(jìn)一步探討農(nóng)村社會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)建議對策。第一，關(guān)注農(nóng)村收入問題，建立農(nóng)民增收長效機(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)。重視我國日益凸顯的老齡化問題，重新測定合理的基礎(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。建立監(jiān)察機(jī)制，加大社會保障制度在少數(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)勢向產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢和經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢轉(zhuǎn)變，發(fā)展優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)和特色經(jīng)濟(jì)；對少數(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)，為長遠(yuǎn)發(fā)展提供人力保障。