湯 兆 云

(華僑大學(xué) 政治與公共管理學(xué)院，福建 泉州 362021)

一、研究背景及文獻(xiàn)綜述

一段時期以來，我國收入分配差距持續(xù)擴(kuò)大業(yè)已成為不爭的事實(shí)，并成為社會各界普遍關(guān)注的熱點(diǎn)問題。1980年代中期我國基尼系數(shù)為0.16，2000年上升到0.44，2008年高達(dá)0.49左右。導(dǎo)致收入分配差距持續(xù)擴(kuò)大的原因是多方面的，但作為關(guān)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(diào)節(jié)收入再分配效應(yīng)不明顯是其中的一個重要原因[1]。學(xué)術(shù)界一般認(rèn)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(nèi)社會保障與收入分配的實(shí)踐均充分體現(xiàn)了社會保障在居民收入分配中的重要作用[2]。英國福利經(jīng)濟(jì)學(xué)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(rèn)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]?；谶呺H效用的遞減規(guī)律，社會保障可以通過二次分配將收入從富人轉(zhuǎn)移到窮人，達(dá)到收入分配均等化。在市場經(jīng)濟(jì)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(jìn)行調(diào)節(jié)。陶紀(jì)坤對不同福利國家的社會保障收入再分配的效果進(jìn)行研究后發(fā)現(xiàn)，不同的福利模式，其社會保障的調(diào)節(jié)效果也不相同，其中福利型社會保障制度的調(diào)節(jié)收入分配差距的效果最明顯，社會保險型其次，市場主導(dǎo)型效果最弱。研究結(jié)果顯示：瑞典的稅收調(diào)節(jié)收入再分配的貢獻(xiàn)只有10%左右，而社會保障的貢獻(xiàn)高達(dá)80%以上；美國的基尼系數(shù)下降的過程中社會保障的貢獻(xiàn)高達(dá)40%以上[4]。由此，社會保障成為很多西方發(fā)達(dá)國家調(diào)節(jié)收入再分配的重要手段。

在國內(nèi)關(guān)于社會保障調(diào)節(jié)收入再分配效應(yīng)的研究文獻(xiàn)中，研究者較多地認(rèn)為社會保障在居民收入再分配中起到“正向”調(diào)節(jié)作用。楊震林等的研究表明，養(yǎng)老金財產(chǎn)對中國城鎮(zhèn)地區(qū)企業(yè)職工家庭的財產(chǎn)分布產(chǎn)生了較大的分配效應(yīng)，使得家庭財產(chǎn)分布的基尼系數(shù)下降了8個百分點(diǎn)，家庭財產(chǎn)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(zhuǎn)移性收入對居民收入差距的調(diào)節(jié)作用，發(fā)現(xiàn)社會保障收入可以提高居民的收入水平，還能調(diào)節(jié)其差距[6]。田衛(wèi)民在比較社會保障收入對不同區(qū)域群體之間的收入差距的調(diào)節(jié)作用時發(fā)現(xiàn)，不同年份對不同區(qū)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(diào)節(jié)的作用也是逐年增強(qiáng)的[7]。

但同時也有研究顯示，社會保障對居民收入分配的調(diào)節(jié)多屬于“逆向調(diào)節(jié)”作用和累退效應(yīng)。鄭功成認(rèn)為社會保障體系的分割、分治局面，具體表現(xiàn)為城鄉(xiāng)之間、地區(qū)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(jié)果便是進(jìn)一步擴(kuò)大了城鄉(xiāng)間收入的差距[8]。李智在研究社會保障支出對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響中發(fā)現(xiàn)，社會保障支出的增長并沒有縮小城鄉(xiāng)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(diào)節(jié)效應(yīng)，研究發(fā)現(xiàn)，整體上看，社會保障的支出實(shí)際上加劇了不同群體之間的收入差距，這種差距在經(jīng)濟(jì)較為落后的地區(qū)更為明顯[10]。鄧旋利用1995～2009年中國省級面板數(shù)據(jù)進(jìn)行的實(shí)證研究顯示，在養(yǎng)老保障方面，城鎮(zhèn)居民享受更多的政府提供的隱形福利，農(nóng)村居民則排除在這些利益之外，在養(yǎng)老保障支出方面擴(kuò)大了城鄉(xiāng)間的收入[11]。值得注意的是，社會保障支出的區(qū)域差異性對居民收入分配存在“逆向”調(diào)節(jié)作用。趙福昌認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的市場就業(yè)率高，人口結(jié)構(gòu)也較為年輕，因此社會保障的負(fù)擔(dān)較輕，而經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后的地區(qū)就業(yè)率低，社會保障的負(fù)擔(dān)率高，不利于社會保障問題的解決，相反加劇了地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差異性[12]。張平等認(rèn)為，財政社會保障支出負(fù)擔(dān)各地區(qū)的差異較大，導(dǎo)致部分負(fù)擔(dān)重的區(qū)域政府的其他財政支出受到影響，區(qū)域之間的經(jīng)濟(jì)和社會福利差距擴(kuò)大，進(jìn)一步影響到各地區(qū)社會成員的收入水平[13]。這一現(xiàn)象產(chǎn)生的原因是多方面的。楊天宇認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的地區(qū)差異所決定的財政社會保障支出地區(qū)差距，是造成居民收入再分配中出現(xiàn)“逆向轉(zhuǎn)移”的主要原因[14]。

作為一個重大的經(jīng)濟(jì)、政治和社會議題，社會保障調(diào)節(jié)收入再分配效應(yīng)及其政策體系完善問題廣泛地吸引了學(xué)界的注意，完善社會保障調(diào)節(jié)收入再分配政策體系建設(shè)成為我國社會保障制度建設(shè)的重要內(nèi)容。黨的十八大、十八屆三中全會、十八屆五中全會都強(qiáng)調(diào)，要進(jìn)一步加大健全完善以稅收、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；黨的十九大報告強(qiáng)調(diào)，要“按照兜底線、織密網(wǎng)、建機(jī)制的要求，全面建成覆蓋全民、城鄉(xiāng)統(tǒng)籌、權(quán)責(zé)清晰、保障適度、可持續(xù)的多層次社會保障體系”[15]。黨的十九屆四中全會強(qiáng)調(diào)：“堅持應(yīng)保盡保原則，健全統(tǒng)籌城鄉(xiāng)、可持續(xù)的基本養(yǎng)老保險制度、基本醫(yī)療保險制度，穩(wěn)步提高保障水平。加快建立基本養(yǎng)老保險全國統(tǒng)籌制度?！盵16]中共中央政治局2021年5月31日召開會議強(qiáng)調(diào)：要“積極推進(jìn)職工基本養(yǎng)老保險全國統(tǒng)籌，完善多層次養(yǎng)老保障體系”[17]。

二、社會保障調(diào)節(jié)收入再分配效應(yīng)的現(xiàn)狀

本文數(shù)據(jù)基于2020年11月對福建省閩南地區(qū)的泉州市、廈門市和漳州市城鄉(xiāng)居民的抽樣調(diào)查，調(diào)查樣本按照多階段抽樣方法抽取，設(shè)置社會保障調(diào)節(jié)收入再分配的自變量和因變量，利用SPSS18.0統(tǒng)計分析軟件，定量分析社會保障調(diào)節(jié)收入再分配現(xiàn)狀及其影響因素。

(一)數(shù)據(jù)來源與變量設(shè)置

閩南地區(qū)城鄉(xiāng)居民調(diào)查對象子類型及頻率情況見表1。本次調(diào)查共發(fā)放600份調(diào)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(diào)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(zhì)、從事職業(yè)、就業(yè)單位性質(zhì)、就業(yè)身份、住房性質(zhì)等。

表1 閩南地區(qū)城鄉(xiāng)居民調(diào)查對象子類型及頻率基本情況

調(diào)查數(shù)據(jù)統(tǒng)計顯示，本次調(diào)查對象的主要情況如下：①調(diào)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(diǎn)；②調(diào)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(diào)查對象處于已婚狀態(tài)，未婚及離婚的比例低，分別為8.5%、1.9%；④家庭人口數(shù)量主要是3人及以上，比例為86.3%；⑤調(diào)查對象文化程度主要集中在中學(xué)、大學(xué)這兩個階段，比例分別為24.6%、56.6%，有9.6%的調(diào)查對象為研究生及以上學(xué)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(diào)查對象的年收入僅20 000元及以下；⑦調(diào)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(nóng)業(yè)戶口和非農(nóng)業(yè)戶口比例分別為52.6%、46.8%；⑨職業(yè)分布的排序前三位的分別為：公務(wù)員、辦事人員和有關(guān)人員(39.4%)，專業(yè)技術(shù)人員(23.1%)，經(jīng)商、商販(11.6%)⑩就業(yè)單位性質(zhì)排在前三位的分別為：機(jī)關(guān)事業(yè)單位(24.5%)、國有及國有控股企業(yè)(23.1%)、集體企業(yè)(21.8%)；就業(yè)身份主要以雇員(48.8%)和自營勞動者(35.3%)為主，就業(yè)身份為雇主的比例占13.9%；調(diào)查對象住房性質(zhì)主要為自建房、單位/雇主提供免費(fèi)住房，兩項比例總計高達(dá)63.9%。

(二)閩南地區(qū)城鄉(xiāng)居民參加社會保障項目的基本情況

福建省閩南地區(qū)城鄉(xiāng)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(yǎng)老保險、48.6%的人參加城鄉(xiāng)居民社會養(yǎng)老保險、20.7%的人參加城鎮(zhèn)企業(yè)職工社會養(yǎng)老保險，參加商業(yè)性社會養(yǎng)老保險的比例比較高，為35.6%。參加醫(yī)療保險項目的排序?yàn)椋汗ｋU(56.8%)、城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(49.1%)、商業(yè)醫(yī)療保險(46.7%)、生育保險(33.9%)和城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(25.6%)，有6.5%的城鄉(xiāng)居民沒有參加任何項目的醫(yī)療保險。獲得社會救助項目的排序?yàn)椋鹤匀粸?zāi)害救助(18.9%)、臨時困難補(bǔ)助(16.1%)、醫(yī)療救助(11.5%)、優(yōu)撫安置(11.5%)、教育救助(8.2%)和住房救助(6.7%)，有高達(dá)48.3%城鄉(xiāng)居民沒有獲得任何項目的社會救助。調(diào)查數(shù)據(jù)同時顯示，分別有8.2%、91.8%的城鄉(xiāng)居民享有、不享有城鎮(zhèn)居民最低生活保障；有68.3%的城鄉(xiāng)居民繳納了住房公積金。

(三)社會保障調(diào)節(jié)收入再分配效應(yīng)的現(xiàn)狀

本部分分別從閩南地區(qū)城鄉(xiāng)居民參加社會養(yǎng)老保險、參加醫(yī)療保險、獲得社會救助、享有城鎮(zhèn)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(zhǔn)機(jī)制和轉(zhuǎn)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(yǎng)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(xiāng)居民參加社會養(yǎng)老保險的覆蓋面是分析社會養(yǎng)老保險調(diào)節(jié)再收入分配效應(yīng)的重要出發(fā)點(diǎn)。2018年福建省國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報數(shù)據(jù)顯示，該年末參加城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險人數(shù)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(yè)參加基本養(yǎng)老保險離退休人員為144.02萬人，全部實(shí)現(xiàn)養(yǎng)老金按時足額發(fā)放；福建省參加基本醫(yī)療保險人數(shù)3 804.72萬人，其中參保職工853.04萬人，參保的城鄉(xiāng)居民2 951.68萬人；福建省參加失業(yè)保險人數(shù)570.27萬人，比前一年減少42.06萬人。

本次調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，參加國家公職人員社會養(yǎng)老保險、城鄉(xiāng)居民社會養(yǎng)老保險、城鎮(zhèn)企業(yè)職工社會養(yǎng)老保險、商業(yè)性社會養(yǎng)老保險的比例分別為15.6%、48.6%、20.7%、35.6%，其總覆蓋面高達(dá)96.5%。

2.保障水平

保障水平是社會保障調(diào)節(jié)再收入分配效應(yīng)的另一個重要指標(biāo)。2018年福建省國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報數(shù)據(jù)顯示，2018年末福建省領(lǐng)取失業(yè)保險金人數(shù)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(nóng)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(xiāng)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(diào)查數(shù)據(jù)顯示，閩南地區(qū)城鄉(xiāng)居民獲得社會救助(包括醫(yī)療救助、教育救助、自然災(zāi)害救助、住房救助、臨時困難補(bǔ)助、優(yōu)撫安置等幾個方面)的中位數(shù)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(bǔ)償率(上一年低保收入/全年家庭所需花費(fèi)×100%)作為因自變量，將家庭人口、戶口性質(zhì)(城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村地區(qū))、工作年限等作為因變量納入回歸模型，分析結(jié)果顯示，最低生活保障制度補(bǔ)償率與家庭年收入、戶口性質(zhì)等變量呈現(xiàn)出較為明顯的正相關(guān)關(guān)系。表2為閩南地區(qū)最低生活保障制度補(bǔ)償率多元回歸矩陣。表中數(shù)據(jù)顯示，最低生活保障制度補(bǔ)償率與家庭年收入之間的相關(guān)系數(shù)為0.108(P=0.00<0.05)；如果以加入工作年限作為協(xié)變量，其相關(guān)系數(shù)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(qū)最低生活保障制度補(bǔ)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(qū)城鄉(xiāng)居民最低生活保障制度補(bǔ)償率與相關(guān)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(zhì)(城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村地區(qū))、工作年限等作為因變量納入回歸模型，分析結(jié)果顯示，與最低生活保障制度補(bǔ)償率作比較，最低生活保障替代率與家庭年收入、戶口性質(zhì)(城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村地區(qū))等變量之間的相關(guān)關(guān)系沒有發(fā)生明顯變化。表3為閩南地區(qū)最低生活保障替代率與相關(guān)自變量的多元回歸矩陣。表中數(shù)據(jù)顯示，最低生活保障替代率與家庭年收入之間的相關(guān)系數(shù)為0.112(P=0.00<0.05)；如果以加入工作年限作為協(xié)變量，其相關(guān)系數(shù)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(qū)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(qū)最低生活保障替代率對調(diào)節(jié)收入再分配效應(yīng)更加明顯，產(chǎn)生的作用較為顯著。

表3 閩南地區(qū)城鄉(xiāng)居民最低生活保障替代率與相關(guān)自變量的多元回歸矩陣

調(diào)查數(shù)據(jù)同時顯示，閩南地區(qū)城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村地區(qū)居民認(rèn)為其個人月基本生活費(fèi)用分別不低于1 354.68元、1 243.23元。由此可見，其實(shí)際所需要的低保金要大于政府確定的最低生活保障標(biāo)準(zhǔn)。從城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村地區(qū)居民對目前政府確定的最低生活保障標(biāo)準(zhǔn)評價來看，分別有85.59%、80.23%的城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村地區(qū)居民認(rèn)為其確定的標(biāo)準(zhǔn)較低。

3.瞄準(zhǔn)機(jī)制

瞄準(zhǔn)機(jī)制是研究者在關(guān)于精準(zhǔn)扶貧對象篩選方面所提出的一個概念。扶貧“瞄準(zhǔn)機(jī)制”是“在扶貧中形成的貧困人口動態(tài)識別機(jī)制，包括了扶貧瞄準(zhǔn)的主體、對象、內(nèi)容、依據(jù)、表現(xiàn)形式等”[18]。本部分借鑒這一概念，并以“瞄準(zhǔn)機(jī)制”作為影響社會保障制度(這里主要以城鄉(xiāng)居民最低生活保障制度作為衡量指標(biāo))調(diào)節(jié)收入再分配效應(yīng)的重要因素。城鄉(xiāng)居民參加社會保障的調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，分別有64.03%的城鎮(zhèn)居民、72.24%的農(nóng)村地區(qū)居民認(rèn)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(diào)查對象認(rèn)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(zhèn)居民、11.85%的農(nóng)村地區(qū)居民認(rèn)為其合理或基本合理，但也有6.90%的被調(diào)查者認(rèn)為其方式或者途徑是不合理的；從低保政策的實(shí)施效應(yīng)來看，分別有60.02%的城鎮(zhèn)居民、67.05%的農(nóng)村地區(qū)居民認(rèn)為其實(shí)現(xiàn)或基本實(shí)現(xiàn)了政策預(yù)期，但也有5.45%的被調(diào)查者認(rèn)為低保政策實(shí)施效應(yīng)還有待進(jìn)一步加強(qiáng)；調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，城鄉(xiāng)居民獲得低保的時間平均為4.18年，最長的為10.45年，城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村地區(qū)居民分別為5.23年和3.54年。從以上分析中可以發(fā)現(xiàn)，最低生活保障制度的瞄準(zhǔn)機(jī)制發(fā)揮的作用較好，基本上達(dá)到了預(yù)期的目的，但是，最低生活保障制度的退出機(jī)制還有待完善的地方。調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，只有6.32%的被調(diào)查者考慮過退出低保制度。表4為閩南地區(qū)最低生活保障退出率與相關(guān)自變量的多元回歸矩陣。表中數(shù)據(jù)顯示，最低生活保障退出率與家庭年收入之間的相關(guān)系數(shù)為0.231(P=0.00<0.01)，如果以加入工作年限作為協(xié)變量，其相關(guān)系數(shù)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(qū)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(qū)最低生活保障退出率對調(diào)節(jié)收入再分配效應(yīng)更加明顯，產(chǎn)生的作用較為顯著。

表4 閩南地區(qū)城鄉(xiāng)居民最低生活保障退出率與相關(guān)自變量的多元回歸矩陣

4.轉(zhuǎn)移率

社會保障的轉(zhuǎn)移率是衡量社會保障調(diào)節(jié)收入再分配效應(yīng)的另一重要指標(biāo)。社會保障的轉(zhuǎn)移率是指以終生養(yǎng)老金繳費(fèi)累積精算現(xiàn)值與終生的養(yǎng)老金給付待遇精算現(xiàn)值之間的差額來衡量社會保障調(diào)節(jié)收入再分配的定量效應(yīng)。根據(jù)終生養(yǎng)老金繳費(fèi)累積精算現(xiàn)值與終生的養(yǎng)老金給付待遇精算現(xiàn)值的比較值進(jìn)行測算(正值、負(fù)值和零，分別表示養(yǎng)老金給付待遇的轉(zhuǎn)入、轉(zhuǎn)出和不變)，其計算公式為：轉(zhuǎn)移率=轉(zhuǎn)移額/終生養(yǎng)老金繳費(fèi)總額×100%。表5為閩南地區(qū)城鄉(xiāng)居民不同自變量社會保障的轉(zhuǎn)移率情況。表中數(shù)據(jù)顯示，性別、年齡、文化程度、工作年限、年收入和就業(yè)身份等自變量社會保障的轉(zhuǎn)移率為正值，即養(yǎng)老金給付待遇的轉(zhuǎn)入；而婚姻狀況、戶口性質(zhì)和從事職業(yè)等自變量社會保障的轉(zhuǎn)移率為負(fù)值，即養(yǎng)老金給付待遇的轉(zhuǎn)出。以性別因素為例，相對于男性城鄉(xiāng)居民來說，女性城鄉(xiāng)居民社會保障轉(zhuǎn)移率增加了26%；而婚姻不完整的城鄉(xiāng)居民的社會保障轉(zhuǎn)移率減少了27%。

表5 閩南地區(qū)城鄉(xiāng)居民不同自變量社會保障的轉(zhuǎn)移率

三、社會保障調(diào)節(jié)收入再分配效應(yīng)的影響因素

表6為閩南地區(qū)城鄉(xiāng)居民參加社會保障與其自變量矩陣表；表7為閩南地區(qū)城鄉(xiāng)居民參加社會保障與其他因變量矩陣表。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，福建省城鄉(xiāng)居民參加社會養(yǎng)老保險、參加醫(yī)療保險、獲得社會救助與其年齡變量呈現(xiàn)出明顯的正相關(guān)關(guān)系(P=0.000<0.01)，其Spearman的rho相關(guān)系數(shù)分別為0.098、0.101和0.102。城鄉(xiāng)居民參加社會養(yǎng)老保險項目、參加醫(yī)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(zhì)、從事職業(yè)、就業(yè)單位性質(zhì)、就業(yè)身份、住房性質(zhì)等變量之間呈現(xiàn)出明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系(P=0.000<0.01)。城鄉(xiāng)居民參加社會養(yǎng)老保險、參加醫(yī)療保險、獲得社會救助與其婚姻狀況(P=0.155>0.01)、從事職業(yè)(P=0.155>0.01)、就業(yè)單位性質(zhì)(P=0.015>0.01)、住房性質(zhì)(P=0.055>0.01)等變量沒有通過顯著性檢驗(yàn)。

表6 閩南地區(qū)城鄉(xiāng)居民參加社會保障與其自變量矩陣表

表7 閩南地區(qū)城鄉(xiāng)居民參加社會保障與其他因變量矩陣表

閩南地區(qū)城鄉(xiāng)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(zhì)、就業(yè)身份等控制變量之間的Logistic Regression結(jié)果見表8。模型1反映了年齡控制變量對城鄉(xiāng)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(xiāng)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(chǔ)上加入了期望值因子(戶口性質(zhì)、就業(yè)身份)。從表8數(shù)據(jù)中可以發(fā)現(xiàn)，實(shí)證結(jié)果證實(shí)了年齡等因素對于城鄉(xiāng)居民參加社會保險項目具有一定的正效應(yīng)，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(xiāng)居民參加社會保險項目具有一定的負(fù)效應(yīng)。在模型1的基礎(chǔ)上，模型2引入城鄉(xiāng)居民單位行業(yè)變量后，從卡方值、虛擬確定系數(shù)值來看，模型的模擬效果有了相當(dāng)程度的提高。模型3中，在控制其他變量的情況下，城鄉(xiāng)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(yīng)，且顯著度均達(dá)到了0.01(P>0.01)以上的水平。表中數(shù)據(jù)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(diǎn)；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(xiāng)居民來說，家庭人口越來越多的城鄉(xiāng)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(xiāng)居民來說，文化程度越高的城鄉(xiāng)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(xiāng)居民來說，年收入越高的城鄉(xiāng)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(xiāng)居民來說，工作年限越長的城鄉(xiāng)居民參加社會保險項目的比例減少了15%；就業(yè)較為靈活的城鄉(xiāng)居民比就業(yè)相對固定的城鄉(xiāng)居民參加社會保險項目的比例減少了12%。

表8 閩南地區(qū)城鄉(xiāng)居民參加社會保險項目的影響因素

四、充分發(fā)揮社會保障調(diào)節(jié)收入再分配效應(yīng)的建議

雖然我國社會保障在提高國民收入、調(diào)節(jié)收入分配方面發(fā)揮了重要作用，但是，一段時期以來，我國收入分配差距持續(xù)擴(kuò)大業(yè)已成為不爭的事實(shí)，并成為社會各界普遍關(guān)注的熱點(diǎn)問題。社會保障調(diào)節(jié)收入分配的作用不宜高估，在一些領(lǐng)域和一些地方，甚至出現(xiàn)了對收入分配的“逆向調(diào)節(jié)”作用和累退效應(yīng)。目前的基本養(yǎng)老保險和醫(yī)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(kuò)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(fā)揮了一定的作用，但在收入分配調(diào)節(jié)方面的作用并不明顯，分析其主要原因?yàn)椋荷鐣Ｕ系恼斦?zé)任不到位、社會保障覆蓋面不充分和社會保障存在著城鄉(xiāng)行業(yè)和群體的差距?；诖耍ㄗh在以下幾個方面著力完善，從而充分發(fā)揮社會保障調(diào)節(jié)收入再分配的效應(yīng)。

(一)進(jìn)一步完善社會保障制度的頂層設(shè)計

由于我國各類人員社會保障制度的設(shè)計遵循“分類施保”的指導(dǎo)思想和技術(shù)思路，在身份分類和成員資格確定標(biāo)準(zhǔn)上存在著多重性，并在此標(biāo)準(zhǔn)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(dǎo)致我國社會保障制度陷入“碎片化”的發(fā)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(xù)性造成了一定的影響。因此，應(yīng)高度重視統(tǒng)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(jìn)行頂層設(shè)計。

(二)妥善處理社會保障的涉費(fèi)責(zé)任和財政責(zé)任

在社會保障制度建設(shè)過程中，政府必須承擔(dān)相應(yīng)的財政投入責(zé)任。目前及今后相當(dāng)長的時期內(nèi)，要進(jìn)一步推進(jìn)和擴(kuò)大城鄉(xiāng)居民社會保障制度全覆蓋、區(qū)域全覆蓋、保障人群全覆蓋，實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民社會保障制度的良性健康發(fā)展，政府承擔(dān)應(yīng)有的財政責(zé)任顯得越來越重要。①進(jìn)一步加大中央財政對參保城鄉(xiāng)居民基礎(chǔ)養(yǎng)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(xiāng)居民養(yǎng)老保險金待遇的補(bǔ)貼問題；③中央及地方政府財政對參保城鄉(xiāng)居民基礎(chǔ)養(yǎng)老金補(bǔ)助數(shù)額及其比例要根據(jù)財政收入的年增長速度適時進(jìn)行動態(tài)調(diào)整。

(三)進(jìn)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(guān)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(yǎng)老保險制度改革的發(fā)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(jìn)行建構(gòu)：①進(jìn)一步建立健全非繳費(fèi)型的“零支柱”，為終身貧困者以及不適用任何形式的社會養(yǎng)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(yǎng)老保險，以達(dá)到社會養(yǎng)老保險制度的“兜底”作用；②進(jìn)一步健全繳費(fèi)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(yǎng)老保險年金制度；③進(jìn)一步健全強(qiáng)制性的“第二支柱”，建立健全有正式工作公民的職業(yè)養(yǎng)老金制度；④進(jìn)一步健全自愿性的“第三支柱”，第三支柱的養(yǎng)老保險金主要通過個人和企業(yè)以自愿的方式進(jìn)行商業(yè)性保險儲蓄，建立商業(yè)保險儲蓄基金；⑤進(jìn)一步健全非正規(guī)社會保障的“第四支柱”，通過子女供養(yǎng)、親戚資金資助以及家庭間的資金移轉(zhuǎn)等方式，健全倫理性的家庭保險養(yǎng)老制度，提高老年者的生活水平[19]。