RUC之声 | 我国社会保障支出的收入分配和减贫效应研究

合理的收入分配和农村人口脱贫是全面建成小康社会的重要任务。从收入不平等看，市场收入和政府收入再分配政策是导致收入差距的两个重要决定因素。本文测算结果发现， 我国的市场收入基尼系数与发达国家差距较小， 而政府再分配政策效果不明显是导致居民收入差距的主要因素，再分配政策中社会保障支出分配效应高于个人所得税。通过对社会保障支出及各分项支出的收入再分配效应进行测算，发现我国的社会保障支出具有改善居民收入分配的作用，离退休金和报销医疗费支出扩大了居民收入差距，而最低生活保障和农村养老金对收入分配有正向作用。同时，本文对养老、医疗和教育补贴扩大不同倍数的减贫效应模拟发现，增加社会保障支出可以有效减少农村贫困。因此，在全面建成小康社会中，要不断完善社会保障体系，增加社会保障支出的规模和瞄准性，发挥社会保障支出在调节收入分配和农村保障性扶贫中的作用。

作者 | 中国人民大学财政金融学院教授 岳希明          种聪

以下为文章全文：

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引言

党的十九大报告指出，我国即将进入全面建成小康社会的决胜时期，要“抓重点、补短板、强弱项”。目前来看，收入分配和农村贫困仍然是全面建成小康社会的“短板”和“弱项”，也是需要抓住的“重点”。我国的收入分配问题主要是收入差距和收入不公，本文主要研究收入差距产生的原因和改善措施。蔡萌、岳希明（2016）认为政府收入再分配政策效应弱是导致我国居民收入差距比发达国家严重的主要原因，而我国的政府再分配政策主要有社会保障支出和个人所得税（社会保障缴费），两者调节收入分配的方式不同，社会保障支出的方式是增加低收入者收入（提低），通过个人所得税限制高收入者收入（限高）。国内外研究发现， 社会保障支出作为政府财政支出的重点， 在调节收入分配中作用突出。而个人所得税的收入分配作用较弱（岳希明、 徐静， 2012）。Kristjánsson（2011） 对 OECD 16 个国家居民的收入基尼系数进行测算发现， 收入再分配政策可以使这些国家的市场基尼系数降低0.193， 其中社会保障支出政策的贡献率是个人所得税和社会保障缴费的 4 倍。蔡萌、 岳希明（2016） 测算了一些拉美国家的基尼系数和再分配效应， 发现巴西等国政府转移性支出的收入再分配效应占政府再分配效应的比重较高， 其贡献度为 75.2%。谢垩（2018） 发现中国90%以上的收入再分配效应是通过公共转移支付来实现的，税收和社会保障缴费在再分配中所起的作用不到 10%。综上所述， 包括我国在内的世界上很多国家都是通过社会保障支出来进行收入再分配、缩小收入差距，因而研究社会保障支出的收入再分配效应是非常有必要的。本文使用 CHIP2013 调查数据，进一步研究我国收入差距产生的原因，以及社会保障支出分配效应。

农村贫困也是全面建成小康社会需要关注的问题，本文主要考虑社会保障支出在农村保障性扶贫中的作用。我国已经把养老保险、医疗保险和救助、完善教育扶贫以及最低生活保障制度作为扶贫政策工具，明确地纳入当前和未来的农村扶贫政策体系。已有研究表明，保障性支出对减少农村贫困有重要作用。谢垩（2018）研究了政府转移支出的减贫效果，发现特困户救助、五保户补助、 最低社会保障等政府转移支出对贫困的瞄准较好，其减贫效率相对较高。我国目前扶贫的核心在于解决最后这 1000 余万农村极端贫困人口的脱贫问题。因此，为了打赢 2020 年全面脱贫攻坚战， 应该加大养老、医疗和教育等社会保障支出， 建立和完善中国农村保障性扶贫体系，并使其逐渐成为解决农村贫困问题、 避免贫困人口返贫的有效举措。

本文的主要贡献有：从全面建成小康社会的视角出发， 研究社会保障支出在调节收入分配和农村扶贫中的重要作用；使用 CHIP2013 数据测算我国收入差距产生的原因， 并从社会保障支出和个人所得税两个角度分析再分配政策效应；针对我国农村老、 弱、 病、 残等特殊贫困群体脱贫难度大的问题， 模拟测算增加我国养老、医疗、教育等补贴对农村减贫的影响；提出我国要实行开发式扶贫和综合保障性扶贫并重的政策， 并强调社会保障支出在未来扶贫中的重要性。剩下的结构安排如下：第二部分为收入不平等形成机制和再分配效应的测算方法；第三部分为我国居民收入不平等的主要成因分析；第四部分测算社会保障支出的收入分配效应；第五部分模拟测算社会保障支出的减贫效应；第六部分为结论与政策建议。

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收入不平等形成机制和再分配效应的测算方法

（一）收入不平等形成机制

收入不平等的形成体现在居民收入形成过程之中，经历初次分配和再分配后形成居民可支配收入，不同的要素收入和再分配政策可能会导致收入差距。具体来看， 初次收入分配得到的收入被称为市场收入。之后，政府对居民的初次收入进行再分配， 主要是通过政府向居民的转移性支出， 以及居民向政府缴纳的个人所得税和社会保障缴费，形成最后的可支配收入。已有研究表明， 再分配政策是导致收入差距的主要因素，接下来我们将探讨再分配政策是如何对收入产生影响的。蔡萌、 岳希明（2018）提出政府转移性支出和个人所得税作为收入再分配的两个重要手段对再分配的影响存在差异。政府转移性支出通过社会保障、救济和福利等方式补贴给居民。来自政府的转移性支出（居民获得的来自政府的转移性收入） 是政府进行收入再分配的主要措施， 可以增加低收入者的收入（“提低”）。而个人所得税（和社会保障缴费） 是居民向政府的累进性的转移支付， 如果居民收入水平增加， 那么向政府缴纳的个人所得税（社会保障缴费） 就会更多， 这可以限制高收入群体的收入（“限高”）。图1 给出了居民可支配收入形成的过程，以及政府的收入再分配政策在居民收入形成中的作用，再分配政策一是来自政府的转移支付，二是个人所得税（和社会保障缴费）。本文假定政府的再分配政策主要是转移支付和个人所得税（包括社会保障缴费），因为，已有研究发现，我国政府主要依靠这两项政策直接调节居民收入差距， 而且国外研究也将这两项政策作为再分配的主要工具， 可以进行政策效应的国际比较， 进而探讨收入差距产生的原因。

图 1：政府收入再分配政策与收入的定义

（二）再分配效应测算方法

本文测算再分配效应使用的方法是 Musgrave 和 Thin（1949）的 MT 指数（再分配指数），用来测算不同的分配政策对收入不平等的影响。具体公式如下：MT=GX-GY。

其中，GX和GY分别表示实行某些政策前、后的基尼系数。当 MT>0 时，表示该政策可以缩小收入不平等， 相反， 则表示该政策会扩大收入差距。政策再分配效应还可以构建转移支付和个人所得税再分配效应的测算指标， 分解并测算政府转移性支出和个人所得税的收入分配效应。具体测算方法如下：MT=Gm-Gd=(Gm-Gg)+(Gg-Gd)。其中，Gm，Gg，Gd分别代表市场收入基尼系数、 总收入基尼系数、 可支配收入基尼系数。市场收入差距由市场本身导致，而可支配收入差距是政府对收入再分配调整导致的。政府再分配政策效应为Gm和Gd之差。市场收入基尼系数减去总收入基尼系数代表政府转移性支出的收入分配效应，而总收入基尼系数减去可支配收入基尼系数代表个人所得税（社会保障缴费） 的收入分配效应。

Kakwani（1984）通过对 MT 指数进行分解得到了再分配指数和税收累进性 P 指数之间的关系。已有研究发现， 这种方法可以用来比较不同社会保障支出的再分配效应（陈宗胜等，2016）。具体公式如下MT=CY-GY+Pt/(1-t)。其中，CY代表包括社会保障支出的可支配收入集中率（ 按照社会保障支出转入前的收入排序），GY代表包括社会保障支出的可支配收入基尼系数。t值等于社会保障支出与不包含社会保障支出的可支配收入的之比。在公式中，P代表社会保障支出的累进（退）性指数，P指数越大，社会保障支出的累进性越强，说明其分配越偏向于高收入群体；当P<0时，社会保障支出是累退的，说明分配有利于低收入群体；当P=0时，社会保障支出与居民总收入人口分布相同。

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我国居民收入不平等的主要成因

（一）数据来源本部分数据来自中国家庭收入调查（CHIP） 2013 年住户调查。 该调查数据的样本涉及18128 户，共计 62603 人。 CHIP 调查使用的样本是从国家统计局住户调查样本中抽取的子样本。 而且， CHIP2013 的收支数据是调查户的日记账，而不是调查户的简单回忆，用于居民收入增长和收入分配的研究，更具有一定的可信度。 在此需要说明的是， 该样本覆盖了全国 15 个省的 233 个县，这些地区分布于东、中、西部地区。 为了使调查人口与总人口的分布一致， 本文构建了两个维度的权重，分别是地区（东中西） 乘以城乡（城镇、农村、流动人口）权重，这样测算的结果更具有全国代表性。本文测算的是总收入、可支配收入和市场收入的基尼系数，并进一步探讨社会保障支出和个人所得税的再分配效应。那么总收入、可支配收入和市场收入的关系是：市场收入加上来自政府的转移性支付可以计算出总收入；总收入减去个人所得税（和社会保障缴费）可以得出居民可支配收入。需要说明的是， 转移性收入分为来自政府的转移性支付和来自非政府的家庭内部转移收入和其他转移性收入，转移性支出为个人所得税和社会保障缴费支出，转移性净收入为转移性收入减去转移性支出。因此，本文在实际测算时，将 CHIP2013 住户数据中，来自非政府的转移性收入放到市场收入中，来自政府的转移性收入是本文主要测算的政府转移支付的收入再分配效应。另外，农村住户来自政府的转移性支付较少，也可以认为转移性收入就是来自政府性的转移性收入。（二）收入不平等的测算和分解本文使用 Musgrave 和 Thin（ 1949）提出的 MT 指数方法， 对全国和城乡的市场收入、总收入和可支配收入的基尼系数进行分解，得到转移支付和个人所得税的收入再分配效应，并进行比较分析。表 1 给出了 2013 年我国居民各类收入的基尼系数、 转移支付和个人所得税（包括社会保障缴费）的收入再分配效应测算结果。从表 1 中可以看出， 2013 年全国人均市场收入基尼系数为 0.4809， 可支配收入基尼系数为 0.4476， 两者之差为 0.0333。也就是说， 我国政府再分配政策使居民收入差距下降了 6.92%（=0.0333÷0.4809× 100%）。市场收入基尼系数减去总收入基尼系数衡量的是转移支付收入再分配效应， 两者之差为 0.313。总收入基尼系数减去可支配收入基尼系数， 则反映了个人所得税（社会保障缴费） 的收入分配效应，两者之差为 0.002。转移支付对收入再分配效应的贡献度为 93.99%（=0.313÷0.333× 100%），个人所得税的贡献度为 6.01%（=0.002÷0.333× 100%）。通过转移支付和个人所得税的对比发现， 转移支付政策对收入不平等的改善作用比个人所得税更加明显。分城乡看，农村的人均市场收入基尼系数为 0.4224，可支配收入基尼系数为 0.4061，两者相差 0.0163，即农村的收入再分配政策使农村的收入不平等下降了 3.86%，虽然对收入不平等起到了一定的效果，但低于全国整体水平。农村人均总收入的基尼系数比可支配收入的基尼系数大，说明个人所得税（和社会保障缴费） 扩大了农村居民收入差距，这一点完全是由于社会保障缴费带来的。在农村，低收入家庭也要进行社会保障缴费，因此社会保障缴费负担存在向低收入人口倾斜的倾向，但从数值来看，此倾向并不十分显著。农村的转移支付对再分配政策的贡献度为 109.82%，而个人所得税（和社会保障缴费）对再分配政策的贡献度为-9.82%。城镇人均市场收入的基尼系数为 0.4408，可支配收入的基尼系数为 0.3537，两者相差 0.0871，说明城镇的收入再分配政策使城镇收入不平等指数下降了 19.76%，这一分配效果要明显高于全国和农村水平。和农村情况相同，个人所得税（和社会保障缴费）的收入分配效应为负，即加大了城镇居民的收入不平等，但数值很小（0.2 个百分点），可忽略不计。同样，是社会保障缴费（而不是个人所得税）导致了城镇居民收入差距略有扩大。（三）我国与世界各国政策再分配效应的比较1. 与发达国家政策再分配效应的比较表 2 给出我国与 OECD 国家的可支配收入基尼系数、市场收入基尼系数，以及转移支付和个人所得税的分配效应和贡献度。为了增加不同国家收支数据的可比性， 本文选择了相关文献中，对发达国家的收入和支出定义与我国相似的研究。 从表 2 中可以看出， 我国居民可支配收入的基尼系数比 OECD13 国③的基尼系数高 0.177， 也普遍高于 OECD16 国和OECD22 国，说明我国的可支配收入差距要大于以 OECD 国家为代表的发达国家。 进一步比较发现，再分配政策导致的我国与 OECD16 国和 OECD22 国的基尼系数差距比市场因素影响大。 本文通过数据对比发现， 政府再分配政策是导致我国收入差距大于发达国家的关键因素，市场在收入分配中的影响较小。 进而比较我国与 OECD 各国的可支配收入基尼系数和市场收入基尼系数的区别，分析我国与发达国家的再分配政策效应， 具体结果见表 2。从表 2 中可以看出，我国政策的再分配效应中，转移支付的再分配效应为 0.031，占总效应的比重为 93.99%，而个人所得税的再分配效应为 0.002，占总效应的比重为 6.01%，说明我国的政策再分配效应主要是通过转移支付贡献的。而 OECD13 国的转移支付和个人所得税的再分配效应贡献度分别为 75.63%、 24.38%， OECD16 国分别为 80.83%、 19.69%。OECD22 国分别为 79.33%、 20.67%。以上结果可以总结为：一是我国和其他发达国家的转移支付手段在收入再分配政策中发挥重要作用；二是我国转移支付手段的再分配效应高于其他 OECD 国家， 但个人所得税的分配效应低于 OECD 国家；三是市场因素对我国收入再分配调节影响较小， 政府的收入再分配政策影响较大，其中个人所得税分配效应小是导致我国居民收入差距比发达国家大的主要原因。2. 与发展中国家政策再分配效应的比较本文已经展示了我国与其他发达国家的收入再分配效应，下一步将比较我国与发展中国家的不同。 将 CHIP2013 调查数据与其他发展中国家的测算结果进行比较， 发现我国居民可支配收入基尼系数小于拉美国家， 巴西的基尼系数最高，为0.546。进一步比较发现， 拉美国家市场收入的不平等指数和我国相差较小，如墨西哥为 0.511，秘鲁为 0.504。 说明这些发展中国家政策的收入再分配效应低于我国。 而且在转移支付和个人所得税的收入再分配效应的贡献度比较上，拉美国家与我国和发达国家的结果相似，转移支付再分配效应的贡献度高于个人所得税。最后， 从我国与 OECD 等发达国家和以拉美为代表的发展中国家的比较中可知，政府收入再分配政策调节能力低是导致我国收入不平等比发达国家更严重的原因。 与部分拉美国家相比， 我国居民可支配收入差距较小， 表明我国政府再分配政策对缩小收入差距、调节收入再分配的影响大于很多发展中国家。 但我国与发达国家相比，政策的收入再分配效应有待提高。

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社会保障支出的收入分配效应

（一）我国社会保障支出的规模和结构

从前文中可以看出， 我国政府再分配政策在缩小居民收入差距、调节收入分配等方面发挥着重要作用。社会保障支出分配效应大小与其规模和结构有关。 通过与其他国家的比较发现， 我国社会保障支出存在的不足之处有： 总体支出规模较小； 我国社会保障支出主要集中在行政事业单位退休金以及城镇企业职工养老金两项上，其他支出比重低。这严重制约了目前我国社会保障支出的收入分配和减贫效应。1. 从国际比较的角度来看，我国社会保障支出规模偏小首先，不可否认的是近年来我国的社会保障支出规模逐渐增加。蔡萌、岳希明（2018）整理 2009~2014 年我国社会保障支出的规模后发现，我国社会保障支出占 GDP 的比重从6.09%逐渐提高到 8.20%， 说明我国社保支出的增长率高于 GDP 的增长率。2011年以后财政社保支出稳定在 15.5%左右，社会保障支出的增加没有超过财政支出的增加。然而，与其他国家社会保障支出规模相比较可以发现， 我国社会保障支出规模仍然偏低。一般而言，大多数发达国家的社会保障支出规模都比较高， 那么我国的社会保障支出规模是高是低呢？ 这需要对比不同国家的社会保障支出规模及其比重。 在比较不同国家社会保障支出水平时， 很多学者使用的指标是社会保障支出占人均 GDP 比重。另外，社会保障支出占比情况与经济发展水平（人均 GDP）正相关， 即人均 GDP 越高的国家， 社会保障支出水平也越高。 图 2 是使用 2012 年世界 56 个国家和地区的收支数据，对社会保障支出占 GDP 比重与人均 GDP 的关系进行回归后的曲线， 进而得出世界各国人均 GDP 和社会保障支出占比的关系。 整体上看，世界各国的社会保障支出占 GDP 比重与人均 GDP 正相关，即随着经济发展，社会保障支出占比逐渐提高。 当把社保支出占 GDP 比重对人均 GDP 进行数值回归时，我们得到了 2.309 的回归系数， 且达到统计上 1%的显著水平，回归结果的决定系数（即R2）为 0.216。 2.309 的回归系数表明， 人均 GDP 每增加 1%，社保支出占 GDP 的比重上升2.3 个百分点。图 2 中的回归拟合直线表示有条件均值，即在说明变数（即人均 GDP）给定的条件下，被说明变量（即社保支出占 GDP 比重）的平均值。当把我国人均 GDP 代入拟合曲线时，我们得到了 10.5%的数值， 这表明，在用社保支出占 GDP 比重表示的社会保障支出规模上，与我国经济发展水平相同国家的均值为 10.5%，而我国实际数值为 7.2%，后者比前者低了 3.3%， 说明考虑到人均 GDP， 我国的社会保障支出规模偏小。 按我国 2012 年GDP 计算，若要把我国社保支出提高到与中国发展水平大致相同国家的平均水平，需要增加 17832 亿元的社会保障支出，如果把这部分资金全部投入农村，用于改善广大农村人口的生活和福利水平，我国整体的居民收入差距将得到根本性的改善。图2 2012 年人均 GDP 与社会保障支出占比之间关系
2. 我国社会保障支出结构从宏观上看，我国社会保障支出主要包括社会保险基金支出和财政社会保障支出。社会保险基金支出中基本养老保险的占比最高， 其次是医疗保险。 从 1995~2013 年各项支出的变动趋势看，基本养老保险占比从 96.6%下降到 71%， 医疗保险支出占比从 0.8%提高到24.4%。 而财政社会保障支出主要包括社会保障和就业支出、医疗保障和保障性安居工程支出等，其中社会保障和就业支出占比最大。 从城乡居民支出的规模可以发现，财政对社会保险基金的补助占比最高， 其次是离退休金支出规模，占比达到 23%， 而城乡居民最低生活保障支出规模占比较低，为 10.1%。从微观上看，我国居民社会保障支出主要集中于行政事业退休金和城镇企业职工养老金。分城乡和流动人口来看，各项社会保障支出占比从高到低分别是行政单位离退休金、 城镇居民社会养老保险、报销医疗费、新型农村养老保险和低保。 本文使用 CHIP2013 年住户调查数据发现， 离退休金在城乡之间、城镇内部的分布都不均等，城镇人口要高于农村和流动人口，流动人口的待遇最低。城镇居民的离退休金是农村居民的 21.7 倍、流动人口的 17 倍。同时，城乡居民、流动人口的医疗费报销和低保也存在不平等现象。城镇居民的医疗费报销额是农村居民的 2.1 倍、流动人口的 10.2 倍； 同理， 城镇居民获得的低保收入是农村居民的1.5 倍、流动人口的 21 倍，低保的不平等要远大于医疗费报销的不平等。对比城乡、流动人口居民的离退休金、报销医疗费以及低保收入发现， 离退休金的不平等现象最为严重，其次是低保的不平等，流动人口得到的医疗费报销额和低保收入均少于农村居民。 当然，农村居民在社会救济、新农保和惠农补贴等转移性支出的收入高于城镇居民。 如农村居民的社会救济收入是城镇居民的 1.4 倍、流动人口的 9.7 倍。 通过城镇、农村和流动人口对比发现，除离退休金外，流动人口社会保障支出均值远远低于城镇和农村居民，我国的社会保障支出应该向农村人口和流动人口倾斜。（二）社会保障支出对收入不平等的影响本部分借用 Kakwani 的再分配指数和税收累进性 P 指数， 使用 CHIP2013 调查数据， 测算了我国社会保障支出的收入分配效应，尤其是离退休金、养老保险、最低生活保障以及报销医疗费等主要社会保障分项支出的收入分配效应。1. 社会保障总支出对收入不平等的影响根据再分配指数法，表 3 中的 P 值为社会保障支出集中率减去总收入基尼系数。 当 P=0时，表示社会保障支出与居民总收入的分布基本一致；当 P>0 时，表示社会保障支出更加偏向高收入群体， 即社会保障支出是累进的；当 P<0 时，表示社会保障支出偏向低收入群体，即社会保障支出是累退的。社会保障支出的收入分配效应见表 3。 需要说明的是，测算只考虑社会保障支出的收入分配效应，并没有考虑个人所得税的收入分配效应，因此，收入再分配效应的测算结果与既考虑社会保障支出效应也考虑个人所得税效应的算法存在一些差异。 整体上看，我国的社会保障支出具有调节收入分配的作用。 全国居民人均可支配收入的基尼系数为 0.4689， 加上来自政府转移性支出后的人均可支配收入基尼系数下降为 0.4440。 来自政府的转移支付使居民收入差距下降了 0.0249， 说明我国的社会保障支出可以缩小收入差距。 分城乡看，获得社会保障支出之前，农村居民可支配收入基尼系数为 0.4307， 获得社会保障支出后， 农村居民的基尼系数下降为 0.4150，下降了 3.6%（=0.0157÷0.4307× 100%）；城镇居民获得社会保障支出之前的可支配收入基尼系数为 0.4298，获得社会保障支出后可支配收入基尼系数下降为 0.3542，下降了17.59%（=0.0756÷0.4298× 100%） 。结果显示，无论农村还是城镇，社会保障支出均有缩小收入差距、完善收入分配的作用（蔡萌、 岳希明， 2018）。 但通过城乡对比发现，社会保障支出对城镇的收入分配效应远大于农村。 另外，比较社会保障支出对收入的影响发现， 社会保障支出反而增加了城乡收入不平等，扩大了收入差距，因为不包括社会保障支出的城镇居民的收入是农村的 2.4 倍， 然而， 加入社会保障支出后，城镇居民的收入是农村的 2.8 倍。2. 分项社会保障支出对收入不平等的影响接下来分析分项社会保障支出的居民收入分配效应，主要是离退休金、 城镇居民养老社会保险、最低生活保障、社会救济等。社会保障支出为人均可支配收入的来源之一， 蔡萌、岳希明（2018） 采用的测算方法是， 某分项收入对总收入不平等的效应是由按总收入排序的该项收入的集中率与总收入的基尼系数之间的大小决定的。 当 P>0 时，该分项收入倾向于向高收入群体聚集，而不是补贴给低收入群体， 进而扩大收入差距。 分项社会保障支出主要是来自政府的转移支付，表 3 中给出了社会保障支出的主要项目。从表中 3 可知， 我国总收入构成中工资性收入占比最高，达到 55.72%； 其次就是转移性收入，占比为 16.21%，说明我国居民的转移性收入已经是总收入的重要组成部分。转移性收入中，来自政府的社会保障总支出占总收入比重最高，为 14.04%，社会保障总支出占转移性收入的比重为 86.45%（14.04÷16.21× 100%）。 我国的社会保障支出中离退休金占比最高，达到了 82.3%， 剩下的分项项目加总后的占比仅为 17.7%。 城镇居民社会养老保险、 医疗费报销、 其他养老金等支出共占社会保障总支出的 98%。
从表 3 可以看出社会保障总支出和各分项支出的收入分配效应。其中， 社会保障总支出的集中率为 0.5265，高于总收入基尼系数 0.4440（P>0）， 即按照目前的分配方式， 社会保障总支出会扩大居民收入不平等。分项支出构成主要有离退休金、养老保险和最低生活保障等，在作用方向不同的转移支付项目相互作用情况下， 不同项目支出的收入分配效应不同， 因此必须要测算各分项社会保障支出的收入分配效应。具体来看， 集中率大于总收入基尼系数（P>0）的分项支出为离退休金和城镇居民社会养老保险， 离退休金的集中率为 0.5954， 远大于总收入基尼系数（P>0）。另外， 城镇居民社会养老保险集中率为 0.4833， 也会扩大居民收入不平等。按照目前城镇居民社会养老保险的情况， 社会养老保险更有可能被高收入群体得到。集中率小于总收入基尼系数（P<0） 的政府转移收入有最低生活保障、 新型农村养老保险、 社会救济、 现金政策性惠农补贴。其中， 最低生活保障的集中率为-0.3580，是分项支出中集中率最低的， 说明该项支出更可能向低收入群体倾斜，最有利于缩小收入差距，完善社会保障支出的收入分配效应。还有一些分项支出，如医疗费报销，其集中率略低于总收入基尼系数， 该项支出对总收入差距的影响较小。

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社会保障支出的减贫效应

（一） 社会保障支出与保障性扶贫政策农村贫困人口的大幅下降离不开中国政府长期以来扶贫工作的支持，尤其是自党的十八大以来，我国把扶贫开发放在了更加突出的位置，以精准扶贫、精准脱贫为基本方略，开创了扶贫事业的新局面，脱贫攻坚取得了决定性进展， 有助于稳步实现“2020 年全面脱贫”的宏伟目标。已有研究发现， 从政府获得转移支付是农村极端贫困人口的主要收入来源，社会保障支出（保障性转移支付） 对农村贫困人口减贫作用明显。 回顾我国的扶贫历史， 可以说，过去四十年我国农村扶贫开发政策是典型的区域开发政策，与专门以贫困人口为对象的保障扶贫政策有一定的距离。然而，虽然我国的扶贫是一个以区域瞄准为目标的开发式政策体系，绝大部分的扶贫资金通过项目的形式集中在村或者县级使用，但农田水利和基础设施建设扶贫项目的最终受益者也是农户。另外，不断完善的中国农村教育、养老和医疗等公共服务供给和社会保障制度也使得农村贫困人口从中获得了大量的保障性转移支付。也就是说，除了开发式扶贫项目以外，一系列保障性扶贫项目也提供了足够的扶贫资金由农户自身进行支配，中国农村的巨大减贫成效是由开发式扶贫和保障性扶贫项目共同成就的。 2018 年《中共中央、国务院关于打赢脱贫攻坚战三年行动的指导意见》正式提出了坚持开发式扶贫和保障性扶贫相统筹的要求。保障性扶贫是针对开发式扶贫效果逐渐减弱制定的，适用于少数极端贫困人口的兜底扶贫保障制度。保障性扶贫的代表性人群为老年人、残疾人、重病患者及深度贫困家庭的子女，目标在于解决农村地区因病、因残及因学导致的贫困问题，为缺乏自我劳动力的贫困户提供生活、健康、居住、养老、教育等方面的救助和扶贫保障。数据显示， 我国当前剩余的贫困人口大多分布在自然资源极其匮乏的地区，这些地区的贫困人口受医疗、教育等保障相对匮乏，不借助市场信息与机遇等因素，较难自主脱贫，继续依靠经济增长的减贫方式对贫困人口减少的作用微乎其微。通过培养贫困农户长期增收能力的开发式扶贫政策越来越难以达到预期的效果。要解决最后这 1660 万人的脱贫问题，在开发式扶贫政策之外，亟须完善农村保障性扶贫体系， 加强社会保障支出与保障性扶贫政策的联系， 通过政府的社会保障支出增加低收入者收入。（二） 我国农村贫困人口的特征本文利用 CHIP2013 年住户调查数据， 对贫困人口的构成进行分析，明确老、弱、病、残、学等因素在当前农村贫困人口中的占比， 以及不同特征分组人群的贫困发生率， 从现存贫困人口结构的角度论证了开发式扶贫的局限性以及建立保障性扶贫的必要性，见表4。

从样本整体上看， CHIP2013 数据库中符合条件的农村居民样本共 35135 人。农村居民人均可支配收入的均值为 10050 元，农村家庭人口的均值约为 4 人，年龄的均值约为 39 岁，平均受教育程度约为 2.9（接近初中水平），受访者自评健康状况均值为 2（好）。根据国家贫困线标准，将 2013 年住户人均收入低于 2736 元的人口定义为贫困组，将住户人均收入水平高于 2736 元的人口定义为非贫困组。

从年龄与贫困的关系上看，两者关系呈 U 形，即儿童和老年人的贫困发生率要高于中年人。45~59 岁年龄组的贫困发生率最低，为 7.16%，而 70 岁以上老年人的贫困发生率超过10%，且这种情况在贫困组更为明显。从受教育程度与贫困的关系上看，受教育程度越高，贫困发生率越低。未上过学的人群贫困发生率最高，为 11.57%， 大专学历水平人群的贫困发生率最低，为 5.22%。从健康状况与贫困的关系上看， 随着受访者自评健康状况从“非常好”到“非常不好”，各组的贫困发生率呈现显著的上升趋势，健康状况非常好的家庭贫困发生率为 7.87%，不好的家庭贫困发生率为 11.37%，增加了 3.5%，健康状况不好的家庭医疗需求较高、支出大，但是无法提供有效的劳动力保障收入。家庭健康状况非常不好的家庭，因为政府和社会给予了资金扶持，一定程度上降低了贫困发生率。

结果显示，当前农村贫困中因年迈、因学和因身体不健康致贫的人群占整体贫困的比重非常高，这些人口因年龄或身体原因而不具有基本的劳动能力，难以通过开发式扶贫措施实现脱贫，因此，需要政府通过建立和完善一系列的保障性扶贫措施来保证上述人口的基本生存需求。

（三）当前我国农村社会保障支出的减贫效应

主要考察政府社会保障支出类型包括农村居民养老金、低保、医疗报销、惠农补贴以及其他政府对农户的补贴收入。贫困组的家庭人均收入中政府补贴收入占比为 42.38%，表现出了对政府社会保障支出较强的依赖性，但存在覆盖面不足和标准偏低的问题；政府补贴收入可以使得农村收入贫困发生率从 7.91%下降至 3.38%，其中养老金收入贡献了政府补贴收入减贫效果的 62.03%，新农保养老金贡献了政府补贴收入减贫效果的 26.05%。同时模拟测算了新农保养老金、教育补贴和医疗补贴扩大不同规模下对目标群体的减贫效应。

表 5展示了不同类型政府转移性支出的减贫效果。在政府介入之前，按农村居民市场收入计算的贫困发生率为 12.9%，经过养老金、低保、医疗报销、现金政策性惠农补贴和其他政府转移支付等不同类型政府转移支付政策工具的作用后，按农村居民可支配收入计算的贫困发生率为 8.9%，表明政府的直接转移收入工具使得农村居民的贫困发生率下降约 4 个百分点。其中，不同类型政府转移支付工具的减贫力度呈现明显差异，养老金对减贫的贡献最大， 使得整体贫困发生率降低 2%，养老金中的新农保养老金使得整体贫困发生率下降0.8%；低保使得整体贫困发生率下降 0.5%；医疗报销使得整体贫困发生率下降 0.4%；退耕还林补贴等现金政策性惠农补贴使得整体贫困发生率下降 0.9%；其他政府转移支付工具使得整体贫困发生率下降 0.8%。

（四） 扩大新农保、教育和医疗补贴倍数的减贫效果模拟

从完善保障性扶贫的角度对财政扶贫资金的使用进行探索性研究，主要的目标在于解决农村地区老年人、学生以及身体健康状况欠佳者的脱贫问题。对上述三类农村居民（老年人、学生和身体健康欠佳者）增加政府扶贫补贴收入可以显著降低贫困发生率，减贫效果很大程度取决于政府补贴的规模，然而现实情况表明， 财政扶贫资金的规模往往是有限的， 而在一定的补贴标准下增加新农保养老金补贴、 教育补贴和医疗补贴可能实现的减贫效果便本文是模拟测算需要回答的问题。

1. 养老金扩大不同倍数的减贫效果模拟

在进行农村养老金扩大倍数的脱贫效果计算之前，一个很关键的问题是对现阶段符合新农保领取条件但未领取新农保养老金的人群按一定标准进行补齐。 定义家庭中应领取新农保的人数减去实际领取新农保的人数之差为家庭新农保的补齐人数。 整体来看，新农保养老金补齐将使得期初可支配收入平均增加 21 元，新农保扩大 1.2 倍使得可支配收入平均增加 48元，新农保扩大 1.5 倍使得可支配收入平均增加 88 元，新农保扩大 2 倍使得可支配收入平均增加 155 元，新农保扩大 2.5 倍使得可支配收入平均增加 222 元，新农保扩大 3 倍使得可支配收入平均增加 288 元。

随着养老金扩大倍数的增加，按农村家庭人均可支配收入计算的贫困发生率呈现明显的下降趋势。其中，与样本中初期可支配收入计算的贫困发生率相比，新农保养老金补齐使贫困发生率下降 0.1%，扩大 1.2 倍后农村贫困发生率下降 0.2%，扩大 1.5 倍后农村贫困发生率下降 0.4%，扩大 2 倍后农村贫困发生率下降 0.6%，扩大 2.5 倍后农村贫困发生率下降0.8%，扩大 3 倍后农村贫困发生率下降 0.9%。整体来讲，增加农村新农保养老金收入使整体贫困发生率下降的力度有限，主要原因在于新农保养老金的收入标准较低，按照现阶段新农保领取标准，个人新农保收入包含两个部分之和： 其一是财政补贴，中央制定的基础养老金为 55 元每月，地方可根据实际财政情况制定补贴标准；其二是来源于个人的缴费，按照个人账户新农保养老保险数额除以 139 为每月个人账户领取资金。 但是，当新农保瞄准农村老年人口时，这部分群体的贫困发生率显著下降，尤其是 70 岁及以上人口。

2. 教育补贴扩大不同倍数的减贫效果模拟

对年龄小于 16 岁的人群采用现金直补的方式，根据家庭中年龄小于 16 岁成员的个数进行现金补贴，初步方案为每人每年 1000 元。在新农保养老金扩大不同倍数的基础上增加教育补贴，同样作为家庭可支配收入的补充变量，进而计算分组贫困发生率。在新农保养老金扩大不同倍数的基础上，对年龄小于 16 岁个体的教育补贴可以有效降低贫困发生率。整体来看，新农保补齐加教育补贴可以使贫困发生率降低 0.4%，新农保扩大 1.2 倍加教育补贴可以使贫困发生率降低0.5%，新农保扩大1.5倍加教育补贴可以使贫困发生率降低0.7%，新农保扩大 2 倍加教育补贴可以使贫困发生率降低 0.9%，新农保扩大 2.5 倍加教育补贴可以使贫困发生率降低 1.1%，新农保扩大 3 倍加教育补贴可以使贫困发生率降低 1.2%。在新农保扩大不同倍数的基础上，教育补贴瞄准年龄小于 16 岁的群体， 贫困发生率明显降低，其中 0~5 岁年龄组个体的贫困发生率从最初的 12%， 最多可以下降至 8.8%； 6-15 岁年龄组个体的贫困发生率从最初的 10.7%， 最多可以下降至 8.2%。

3. 医疗补贴扩大不同倍数的减贫效果模拟

医疗补贴直接作用于不健康人群， 采用现金直补的方式，初步方案是每人每年 1000 元。在新农保养老金扩大不同倍数加教育补贴的基础上，增加医疗补贴使得样本的人均收入有不同程度的增加，在三种基本公共服务类扶贫补贴的共同作用下，整体样本贫困发生率从 8.9%最多可以下降至 7.6%。具体来看，新农保补齐加教育补贴和医疗补贴将使贫困发生率下降0.6%，新农保扩大 1.2 倍加教育补贴和医疗补贴将使贫困发生率下降 0.7%，新农保扩大 1.5倍加教育补贴和医疗补贴将使得贫困发生率下降 0.9%，新农保扩大 2 倍加教育补贴和医疗补贴将使贫困发生率下降 1.1%，新农保扩大 2.5 倍加教育补贴和医疗补贴将使贫困发生率下降 1.2%，新农保扩大 3 倍加教育补贴和医疗补贴将使贫困发生率下降 1.4%。 医疗补贴瞄准不健康的群体， 其减贫效应更加明显， 如自评身体状况“不好”人群的贫困发生率从最初的11.4%最多可以下降至 6.3%， 自评身体状况“非常不好”人群的贫困发生率从最初的 10.7%最多可以下降至 4.1%。

总结以上模拟结果， 虽然扩大不同补贴倍数对农村整体贫困发生率的影响较小，但农村老年人口、 学生和身体健康状况欠佳者的特殊群体的贫困发生率会显著下降。 2020 年后，社会保障支出有必要对农村老年、学生和不健康人群等容易贫困的群体给予更多的关注，增加对特殊贫困群体的瞄准性，建立和完善以养老、教育、医疗为核心的保障性扶贫体系， 从而保障低收入人口的基本生活。

 6

结论与政策建议

（一）主要结论研究发现， 增加对低收入群体的转移性支出是解决我国收入分配不平等问题的关键所在，市场力量对我国收入不平等的影响较小。 宏观数据显示，无论是从国际比较还是我国实际经济发展水平来看，我国社会保障支出规模较小， 且集中于行政事业单位退休金以及城镇企业职工养老金两项上。 CHIP2013 的微观数据显示，使用 MT 计算的指数结果证明我国的社会保障支出具有改善居民收入分配的作用， 分项社会保障支出中，离退休金会扩大居民收入差距，城乡低保更倾向增加低收入群体收入。如果各项社会保障支出一定，低保在缩小总收入差距上的效果最好。但由于低保在总收入中所占份额较低，它对我国收入不平等的影响较小。社会保障支出是农村贫困人口收入的主要来源， 社会保障支出可以用来保障农村极端贫困人口的养老、教育和医疗需求， 巩固脱贫攻坚成果，有效避免贫困人口脱贫后返贫。 通过扩大新农保补贴、教育补贴和医疗补贴不同倍数的减贫效果模拟发现，扩大社会保障支出可以使农村老年人口、学生和身体健康状况欠佳者的特殊群体的贫困发生率显著下降。

（二）政策建议

从上述结论中可知， 我国社会保障支出的规模和结构严重制约了其收入分配和减贫效应。

为了充分发挥社会保障支出的收入分配和减贫效应， 我们要不断完善社会保障体系，增加社会保障支出规模，优化社会保障支出结构。从社会保障支出收入分配效应上看， 社会保障力度的加大、 政策瞄准精确度的提高、 低收入人群的帮扶力度增加等措施将为改善我国收入不平等状况提供重要助力。从社会保障支出减贫效应上看， 应该建立和完善中国农村保障性扶贫体系， 增加对农村居民养老金、医疗、 教育和低保等转移支付的投入。具体如下：

（1）扩大贫困人口养老保障制度的覆盖面，对贫困人口家庭的养老保险缴费实行专项财政补贴；在中央基础养老金的基础上，增加对贫困人口的专项贫困养老金。

（2） 深入完善保障性健康扶贫体系，改善农村地区的基层医疗条件，优化医疗保障制度，倡导贫困地区居民形成健康文明的生活方式，逐步把大病专项救治转变为普惠性治疗，从根本上解决因病致贫返贫问题。

（3） 推进保障类教育扶贫体系的建设，保障义务教育，逐步实现对贫困人口子女从学前教育到高等教育的资助体系，改善贫困地区办学条件，完善贫困地区学生的营养改善和素质教育计划，加强和推广贫困地区的职业教育。

编辑  侯津柠

来源  《中国经济学人》

责编  金天、蒋旭

监制  朱霜霜

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