趙為民

(安徽大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，安徽 合肥 230601)

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農(nóng)村養(yǎng)老保障支出受益歸宿研究

趙為民

(安徽大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，安徽 合肥 230601)

運用CFPS2012和2014年入戶調(diào)查數(shù)據(jù)，實證研究中國農(nóng)村養(yǎng)老保障支出的受益歸宿及其影響因素。研究發(fā)現(xiàn)，中國農(nóng)村養(yǎng)老保障支出的受益歸宿總體上具有累進(jìn)性，其支出使得中國農(nóng)村的基尼系數(shù)降低了7-9個百分點。但是農(nóng)村養(yǎng)老保障并沒有向農(nóng)村最低收入群體傾斜，農(nóng)村中等收入群體是最大受益群體。由于農(nóng)村養(yǎng)老保障實現(xiàn)自愿參保，通過進(jìn)一步建立農(nóng)村養(yǎng)老保障參與概率模型，發(fā)現(xiàn)影響最低收入群體參與概率的主要是家庭收入、是否務(wù)農(nóng)、年齡、宗教、健康以及是否受到政府不公正對待等因素。文章最后提出農(nóng)村養(yǎng)老保障政策需要加大對低收入群體的財政激勵，改變與參保者繳費水平掛鉤的財政補助政策，同時加強宣傳，提振農(nóng)民對養(yǎng)老保障政策的信心。

農(nóng)村養(yǎng)老保障； 受益歸宿； 收入再分配； 養(yǎng)老政策

一、引言

中國自2009年開始面向農(nóng)村適齡人口試點新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險制度(以下簡稱：新農(nóng)保)，農(nóng)民自愿參保，自主選擇繳費檔次，多繳多得，2013年各地又逐步將新農(nóng)保與城鎮(zhèn)居民社會養(yǎng)老保險合并，統(tǒng)一稱為城鄉(xiāng)居民社會養(yǎng)老保險，至此，中國農(nóng)村的養(yǎng)老保障制度正式建立。養(yǎng)老保障的公共產(chǎn)品性質(zhì)決定了養(yǎng)老保障離不開政府的參與，尤其需要公共財政的支持，發(fā)達(dá)國家用于社會保障的財政支出已成為其最大的單筆支出項目。中國新農(nóng)保財政補貼由中央和地方兩級財政支出構(gòu)成，分別在參保繳費環(huán)節(jié)(補入口)和待遇支付環(huán)節(jié)(補出口)對參保農(nóng)民進(jìn)行補助，隨著參與新農(nóng)保農(nóng)民的不斷增加，相應(yīng)的財政支出也是逐年遞增，截至到2013年，中央財政總計向新農(nóng)保投入補助2320多億元，加上各級地方財政投入的300多億元，新農(nóng)保財政投入已經(jīng)超過了2620億元。

盡管政府公共支出的目標(biāo)取向各有不同，但都會對國民收入分配狀況產(chǎn)生不同程度的影響，由財政支撐的中國農(nóng)村養(yǎng)老保障制度，由于其內(nèi)在的扶貧扶弱的要求，應(yīng)當(dāng)具有較強的收入再分配的功能。近年來，中國農(nóng)村內(nèi)部收入差距擴大日益嚴(yán)重，農(nóng)村居民基尼系數(shù)在2011年已達(dá)到0.39，逼近0.4的國際警戒線。要解決農(nóng)村收入差距擴大，有兩種政策工具，一是稅收政策，二是支出政策，但是中國作為發(fā)展中國家，稅收體系以流轉(zhuǎn)稅為主體，收入再分配功能較弱，因此，要想解決農(nóng)村內(nèi)部收入差距擴大的問題，向農(nóng)民提供平等的公共服務(wù)和支出，甚至是向農(nóng)村貧困人口提供傾斜的公共服務(wù)和支出就變得格外重要。但是公共服務(wù)供給增加與平等分享之間并沒有必然聯(lián)系，Wagstalff et al[1]等通過跨國比較的實證分析發(fā)現(xiàn)，醫(yī)療、教育等公共服務(wù)受益窮人的目標(biāo)均很差。那么，中國農(nóng)村養(yǎng)老保障制度的實施，伴隨著服務(wù)供給和財政支出的逐年增加，在農(nóng)村不同收入分組之間有著怎樣的受益歸宿，農(nóng)村貧困人口是否從中受益最大？在當(dāng)下的中國，則成為一個非常重要的問題，值得深入探討和研究。

“誰在公共支出及其增長中受益”此類問題被稱為公共支出受益歸宿研究[2]。盡管學(xué)者們很早就認(rèn)識到公共支出的受益分配在人群中并不均等，但是同稅收受益歸宿研究相比，受限于支出受益的度量，信息的缺乏等該領(lǐng)域進(jìn)展一直較為緩慢。直到Meerman[3]和Selowsky[4]等學(xué)者共同提出了受益歸宿分析方法(benefit incidence analysis,簡稱BIA)，并經(jīng)由世界銀行的學(xué)者[5-6]的大力推動，越來越多的研究者加入到這一領(lǐng)域，BIA方法也成為研究財政支出受益歸宿的主要方法。Davoodi &Tiongson[7]利用BIA方法研究了56個國家1960-2000年的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)56個國家總體來說，其公共教育和醫(yī)療均對窮人更加有利，但是撒哈拉以南的非洲國家和經(jīng)濟轉(zhuǎn)型國家，其中產(chǎn)階級受益更多。Gafar[8]則對加勒比海地區(qū)各國的教育、保健、基礎(chǔ)設(shè)施等方面的公共支出歸宿進(jìn)行了分析研究，發(fā)現(xiàn)教育、保健有利于窮人，但是富人從基礎(chǔ)設(shè)施支出中受益更大。Warr&Menon[9]基于家庭入戶調(diào)查數(shù)據(jù)對老撾公共教育和醫(yī)療服務(wù)的支出歸宿進(jìn)行了實證研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)最窮的收入分組從上述公共支出中受益最少。Van Doorslaer et al[10]研究了14個亞洲國家和地區(qū)入戶調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)在所有的14個國家中，中國貧窮人口因為有著最高的醫(yī)療私人自付比，因而從政府提供的公共醫(yī)療服務(wù)中受益最少。

標(biāo)準(zhǔn)的BIA方法是以平均支出成本來分配參與者獲得的收益，但是當(dāng)支出政策發(fā)生邊際變化，即增加公共支出，這時所產(chǎn)生的收益并不必然被原受益者按原來的獲得比率獲得*除非所有的收入群體從特定服務(wù)中的受益和服務(wù)提供的總水平之間的關(guān)系均是線性的，而這很少見。，實踐中，決策者常用增加服務(wù)供給和支出的手段提升服務(wù)的可得性或者增加服務(wù)的覆蓋面，因此增加的支出不是給予原有的受益者，而是擴大受益人群。因此以平均支出成本法測算支出政策的邊際變化具有誤導(dǎo)性[11]。Younger[12]總結(jié)了三種用于公共政策變化的邊際受益分析方法，并與標(biāo)準(zhǔn)的成本方法進(jìn)行了比較。Lanjouw&Ravallion[13]利用印度國家抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)(NSS)估計了印度農(nóng)村的就學(xué)和三類反貧困項目參與率的邊際差異，發(fā)現(xiàn)非貧困人口先獲得這些項目的大部分利益，但隨著他們在邊際獲益上的基本飽和，窮人隨著項目的擴張獲得了較大的邊際利益。

以上可稱之為BIA的成本分析法，但是將人們從公共支出中的受益簡單等同于其應(yīng)承擔(dān)的支出成本，受到不少學(xué)者的質(zhì)疑，他們認(rèn)為準(zhǔn)確衡量服務(wù)接受者的受益應(yīng)當(dāng)結(jié)合其對服務(wù)的主觀感受和評價。Aaron&McGuire[14]基于個人效用函數(shù)的估計表明，受益歸宿的結(jié)果取決于個人效用函數(shù)的特定假設(shè)，他們提出純公共品的利益應(yīng)按家庭的邊際收入效用的倒數(shù)成比例分配，在對美國60年代的實證分析的結(jié)果顯示，公共支出從中等收入家庭向富有家庭和貧窮家庭發(fā)生了收入再分配。Wulf[15]通過私人支付意愿來評價受益者獲得的公共支出受益量，從而分析公共支出的收入分配影響，基于間接效用函數(shù)推導(dǎo)出衡量收益的補償性差異及支出函數(shù)，可以得到補償性需求來測量私人的支付意愿。Walle[16]則構(gòu)造出個人或家庭對公共支出的反應(yīng)函數(shù)，推測沒有政府干預(yù)下的收入或支出水平，以政府干預(yù)前后收入或支出水平的差異衡量受益程度。Kruse& Pradhan[17]采用該方法對207個印度尼西亞地區(qū)數(shù)據(jù)進(jìn)行測算，估計出人們對政策變化的行為反應(yīng)函數(shù)，得出窮人在公共衛(wèi)生支出中的邊際收益最大的結(jié)論。由于主觀評價法在理論上較有吸引力，因此學(xué)術(shù)界越來越重視該方法在BIA中的運用，但是，不管是對公共品的個人效用函數(shù)還是需求函數(shù)的估計又會引入研究者較多的主觀性，同時該方法對研究者提出了很高的信息(數(shù)據(jù))要求，因而它們在實踐中的運用目前還受到較大限制。

國內(nèi)的實證研究，大多集中在衛(wèi)生支出和教育支出的地區(qū)間受益比較方面，如趙海利、趙海龍[18]采用成本法分析我國初等教育公共支出的利益歸宿，結(jié)論是高收入地區(qū)是主要受益者，而中低收入地區(qū)則是利益受損者。李祥云[19]對我國農(nóng)村稅費改革前后義務(wù)教育階段的公共支出在地區(qū)、城鄉(xiāng)的分布進(jìn)行分析，結(jié)論是改革前后義務(wù)教育公共支出的最大受益者依然是人均GDP最高的五分之一地區(qū)。王紹光[20]基于國家衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查匯總數(shù)據(jù)的研究，認(rèn)為中國以市場為導(dǎo)向的醫(yī)療改革造成了地區(qū)間醫(yī)療服務(wù)的利用不平等。近年來，利用入戶調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行人際間的比較研究開始明顯增長，蔣洪等[21]通過對10000余名在校大學(xué)生的家庭情況調(diào)查，分析了不同收入階層家庭間的高等教育支出受益情況，得出的結(jié)論是享受高等教育的學(xué)生來自高收入階層家庭的比例遠(yuǎn)大于來自低收入階層家庭的比例。郭振友等[22]利用浙江省2003年家庭衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查數(shù)據(jù)，分析了浙江省政府醫(yī)療機構(gòu)補助支出的公平性和效率，發(fā)現(xiàn)從絕對公平角度看,無論門診補助、住院補助還是總補助都是貧困人群獲得得少,而富裕人群獲得得多。李永友、鄭春榮[23]基于CFPS入戶調(diào)查數(shù)據(jù)，認(rèn)為新醫(yī)改提高了中國公共住院服務(wù)的受益累進(jìn)性，最窮收入分組成為主要受益群體。

國內(nèi)研究農(nóng)村養(yǎng)老保障這類轉(zhuǎn)移性財政支出，以及該類支出在農(nóng)民不同收入群體間的受益歸宿及其收入分配效應(yīng)起步較晚，文獻(xiàn)較少，且主要集中在衛(wèi)生和教育這兩類公共產(chǎn)品支出的地區(qū)間比較。本文的研究結(jié)論對于調(diào)整和完善中國農(nóng)村養(yǎng)老保障政策，增加農(nóng)村貧困人口的收入，改善其福利狀況具有重要的理論和實踐意義。本文的數(shù)據(jù)來源于北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心發(fā)布的的入戶調(diào)查數(shù)據(jù)(China Family Panel Studies,CFPS)，選擇CFPS而非其他入戶調(diào)查數(shù)據(jù)的原因是，CFPS記錄了相對其他入戶調(diào)查數(shù)據(jù)來說較為全面的受訪者農(nóng)村社會保障的相關(guān)信息。

二、農(nóng)村養(yǎng)老保障服務(wù)受益識別方法

(一)受益歸宿識別方法

BIA方法已經(jīng)廣泛用來推斷某項目公共支出的受益歸宿。該方法需要解決兩個問題：1.度量個人、家庭或子群體從特定的公共支出的受益量；2.結(jié)果的比較。第一個問題通過成本法解決，即首先計算出公共項目的平均成本，該平均成本視為公共產(chǎn)品的價值，參與者的受益程度即等于項目平均成本。第二個問題，比較不同群體的受益大小，因為我們關(guān)心的是公共支出對收入再分配的影響，因此根據(jù)家庭的人均收入或人均支出來劃分群體，比較公共服務(wù)接受者的受益在不同收入群體間的差異。具體的測算方法是先計算出公共服務(wù)的人均成本(參與者人數(shù)除以總支出)作為價值單元，再對每個子群體按照參加與否對價值單元進(jìn)行加總，即：

(1)

e為項目的總支出，∑ui為參與者總?cè)藬?shù)。uj為是否參與指標(biāo)變量，參與為1，否則為0，nq為q群體的人數(shù)，因此，Bq則為群體j的總受益。

成本法操作簡便結(jié)果直觀，但是用服務(wù)成本表示接受者的獲益或者說直接轉(zhuǎn)化為受益者的收入受到不少質(zhì)疑。由于農(nóng)村養(yǎng)老保障服務(wù)不同于公共衛(wèi)生和教育這類公共產(chǎn)品，用于農(nóng)村養(yǎng)老保障的政府支出是一種財政轉(zhuǎn)移性支出，參與者的受益可以直接用其接受的政府補助收入來衡量，所以成本法的缺點在農(nóng)村養(yǎng)老保障支出受益研究中得到了較好的規(guī)避，因此本研究也采用成本法計算各收入分位組的受益情況，具體的計算方法是*目前農(nóng)村養(yǎng)老保障由基礎(chǔ)養(yǎng)老金和個人賬戶養(yǎng)老金賬戶構(gòu)成，基礎(chǔ)養(yǎng)老金在參保人達(dá)到60歲法定年齡時開始發(fā)放，每人每年600元，全部由財政負(fù)責(zé)支出(g2補出口)，同時規(guī)定地方政府對參保人繳費環(huán)節(jié)必須給予補貼，補貼標(biāo)準(zhǔn)不低于每人每年30元(g1補入口)，對46—59周歲參保人，距領(lǐng)取年齡不足15年，在年滿60周歲辦理領(lǐng)取手續(xù)前，允許一次性補繳，同樣可以享受g1政府補貼，但累計繳費不得超過15年，同時規(guī)定對選擇較高繳費檔次的給予適當(dāng)財政補貼，具體標(biāo)準(zhǔn)由省人民政府決定。而農(nóng)民自己繳費的部分全部進(jìn)入個人賬號，并在60歲以后逐年領(lǐng)取直至領(lǐng)完，因此農(nóng)民自己繳費的部分可視為農(nóng)民的自我儲蓄，在計算養(yǎng)老保障收益時個人繳費部分可不做考慮。：

(2)

其中，Bq為q分位組的總收益，g1為在投保繳費環(huán)節(jié)政府給予的財政補貼(補入口)，age為投保人投保時的年齡，g2為將來領(lǐng)取養(yǎng)老金時政府給予的財政補貼(補出口),按照11年進(jìn)行求和是因為新農(nóng)保按目前中國人的平均壽命71.5歲計算，60歲以后可能還有11年左右時間領(lǐng)取養(yǎng)老金，出于簡化運算本文不考慮收入折現(xiàn)。

一旦測算出Bq就可以比較不同收入組的平均受益程度和收入分配效應(yīng)。在收入洛倫茲曲線

上描繪出項目的集中曲線*項目集中曲線是收入排序后的累計人口百分比(POP)作為橫坐標(biāo)，以項目參與率AOP或收益率Bq為縱坐標(biāo)，描繪出的曲線。，如果項目集中曲線位于450C對角線上方，表明低收入群體享有的支出的份額超過其占總?cè)丝诘谋壤?該項目支出有利于低收入群體(有利于窮人)。如果集中曲線位于450C對角線下方，但處于洛倫茨曲線的上方, 表明低收入群體享有的公共支出份額雖然低于其占總?cè)丝诒壤?，但由于低收入群體享有的公共支出份額超過其占總收入份額，因此，介于45℃對角線和洛倫茨曲線之間的項目集中曲線仍具有向弱勢群體的再分配效應(yīng)(具有累進(jìn)性)，如果項目集中曲線位于洛倫茨曲線下方，則該項目支出不利于窮人(具有累退性)。具體如圖1所示。

圖1 公共支出受益分布曲線

農(nóng)村養(yǎng)老保障支出的公平性也可以用集中指數(shù)進(jìn)行定量的分析，集中指數(shù)定義為集中曲線與45 ℃對角線之間面積與45 ℃對角線下的三角形面積之比, 取值范圍(-1，1)。負(fù)數(shù)表示有利于窮人，正數(shù)表示有利于富人。CI指數(shù)可以用下式計算：

(3)

(二)平均參與率和邊際參與率

基于成本法的分析可以看出，影響?zhàn)B老保障收益歸宿的重要原因，是不同收入群體農(nóng)村養(yǎng)老保障的項目參與率，因此為了進(jìn)一步研究農(nóng)村養(yǎng)老保障的受益歸宿和發(fā)展演變情況，需要從項目參與率角度做進(jìn)一步的分析。

由于項目和支出往往隨著時間的推移而逐步擴大，因此MOPq能夠更加準(zhǔn)確的反應(yīng)當(dāng)項目擴大和支出增加時，各不同收入組的邊際受益情況，Lanjouw&Ravallion[13]263分析了當(dāng)收入群體從特定服務(wù)中的受益和服務(wù)提供的總水平之間的關(guān)系為非線性時的各種情況，當(dāng)項目早期如果窮人平均收益較大時，即AOP窮人>AOP富人稱為“早期俘獲(Earlycapture)”，如果早期是富人受益較大，但隨著項目的擴展、支出的增長，窮人受益大于富人，即MOP窮人>MOP富人，直至發(fā)生AOP窮人>AOP富人稱為“后期俘獲(Latecapture)”。但是“早期俘獲”和“后期俘獲”僅僅測算AOP、MOP是不準(zhǔn)確的，如圖2所示，當(dāng)提供服務(wù)水平較高時，即S2處，AOP富人>AOP窮人(OA的斜率大于OB)，但是由于MOP窮人>MOP富人(B點切線斜率大于A點切線斜率)，因此隨著支出的增加窮人受益將會最終增大。當(dāng)提供服務(wù)水平較低時，即S1處，AOP富人>AOP窮人(OC的斜率大于OD)，并且，MOP富人>MOP窮人(C點切線斜率大于D點切線斜率)，因此如果得出在S1點，繼續(xù)增加服務(wù)供給和公共支出有利于富人，但是，這個結(jié)論是不準(zhǔn)確的。關(guān)鍵是要注意到，在所有的服務(wù)提供水平上，窮人的MOP均大于AOP，這預(yù)示著隨著服務(wù)供給增加，窮人的AOP將會一直增加，而富人的正好相反。因此準(zhǔn)確的把握項目擴展支出增加時的受益歸宿問題，需要注意此點。

圖2 公共支出的平均收益與邊際受益

邊際參與率的估計，可以采用以下二種方法：

1.利用兩個不同時期的截面數(shù)據(jù)，通過計算平均參與率的變化，近似得出不同收入分組的邊際參與率。

(4)

2.因為項目覆蓋率和參與率在不同地區(qū)間存在差異，因此可以通過以下回歸方程估計MOP：

pidq=αq+βqpd+εidqq=1,2...5

(5)

(5)式的回歸中，一個關(guān)鍵假設(shè)是項目覆蓋面的廣度和深度與參與率之間的關(guān)系在不同地區(qū)間是恒定的，即(5)式并沒有考慮到地區(qū)間的異質(zhì)性，其結(jié)果可能有偏，因此本文對農(nóng)村養(yǎng)老保障邊際參與率的估計，利用2012和2014兩年的CFPS數(shù)據(jù)，采用面板固定效應(yīng)回歸方法進(jìn)行估計：

pidqt=αq+βqpdt+γqxdt+μd+εidqt

(6)

三、農(nóng)村養(yǎng)老保障支出收益歸宿實證分析

(一)數(shù)據(jù)來源解釋

本研究的數(shù)據(jù)來源于CFPS2012和2014年的入戶調(diào)查數(shù)據(jù)庫，CFPS是一項全國性的綜合社會跟蹤調(diào)查項目，其目標(biāo)樣本規(guī)模為16000戶中國家庭，記錄了中國25個省市中社區(qū)、家戶和個人信息，其中CFPS與其他全國性的調(diào)查數(shù)據(jù)相比，記錄了較為詳實的農(nóng)村養(yǎng)老保障相關(guān)信息，因此本研究采用CFPS作為我們的數(shù)據(jù)來源。我們首先對社區(qū)信息庫、家庭信息庫、家庭關(guān)系庫、成人信息庫進(jìn)行并庫處理，使得社區(qū)信息、家庭信息和個人信息處于一個庫之中，便于后繼的分析處理，再根據(jù)“社區(qū)行政=村委會”和“個人戶口=農(nóng)村戶口”篩選出本研究需要分析的目標(biāo)庫，2012年目標(biāo)庫涉及到24個省138個區(qū)縣398個村7947戶22169個16歲以上成人，2014年目標(biāo)庫涉及到24個省138個區(qū)縣397個村7540戶21272個16歲以上成人。因為CFPS中有關(guān)養(yǎng)老保障的信息分布在“領(lǐng)取養(yǎng)老保險情況”和“參保情況”兩模塊中，本研究根據(jù)是否參與(領(lǐng)取)新農(nóng)?；蚴欠駞⑴c(領(lǐng)取)城鄉(xiāng)居民社會養(yǎng)老保險識別農(nóng)村養(yǎng)老保障的參與者。我們根據(jù)目標(biāo)庫中“家庭人均收入”作為分組標(biāo)準(zhǔn)變量(2012、2014年該變量均按2010年的可比價格進(jìn)行調(diào)整)，把樣本按家庭人均收入從高到低等分為5個群體，每個群體擁有的家庭戶數(shù)是一樣的，但是由于各家庭的人口數(shù)不相等，因此每個分組中包含的人口數(shù)量有一定的差異，具體如表1所示：

(二)新農(nóng)保財政補助規(guī)定

根據(jù)新農(nóng)保政策規(guī)定，年滿16周歲的未參加城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老保險的農(nóng)村居民均可自愿參加新農(nóng)保，對累計繳費年度超過15年的(包括按年繳納或者一次性補繳)可在60歲以后按月領(lǐng)取養(yǎng)老保險金，財政補貼主要在兩個環(huán)節(jié)給予：一是在投保繳費環(huán)節(jié)政府給予財政補貼，基本補貼為每人每年30元；二是在投保人年滿60歲后給予的基礎(chǔ)養(yǎng)老保險金為每人每年600元*農(nóng)民自己繳費的部分其實是一種自我儲蓄，因此農(nóng)民繳費的部分既不算為購買公共服務(wù)(參保)所支付的價格，也不算做農(nóng)民將來的補助收入。。上述補助是國家規(guī)定的最低補助標(biāo)準(zhǔn)。新農(nóng)保同時明確省級人民政府可根據(jù)各地區(qū)實際情況，在財力許可的情況下適當(dāng)提高補助標(biāo)準(zhǔn)，按照2012年各地區(qū)新農(nóng)保實施現(xiàn)狀，可以將各省地方政府財政補貼分為“補入口”、“補出口”及“雙補”方式*相關(guān)信息來自于各省市下發(fā)的新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險試點實施意見的通知。，地方政府“補入口”主要根據(jù)農(nóng)民繳費的不同檔次，在基本補貼基礎(chǔ)上在農(nóng)民繳費環(huán)節(jié)額外再給予財政補貼，上海、吉林、黑龍江、江西、四川、貴州、甘肅、青海8個省份規(guī)定了全省(市)統(tǒng)一的財政補貼標(biāo)準(zhǔn)方式和規(guī)模，其余省份則分別交由市級政府或區(qū)縣級政府決定。北京市則采取“補出口”的方式，即除了國家給予的基礎(chǔ)養(yǎng)老金之外，再補助每人每年280元基礎(chǔ)養(yǎng)老金。其余省份采取了“雙補”方式，既“補入口”又“補出口”，但是沒有統(tǒng)一規(guī)定補貼的方式和規(guī)模，由各市、縣決定財政補貼標(biāo)準(zhǔn)方式和規(guī)模。

表1 樣本家庭收入5分位組信息

(三)農(nóng)村養(yǎng)老保障參與率

2009年實施的新農(nóng)保，采取的是農(nóng)民自愿參保的方式，由于現(xiàn)行的新農(nóng)保制度與農(nóng)民理想中的養(yǎng)老保險模式之間尚存在一定距離，其參保意愿還受到個人特征、家庭情況、周圍環(huán)境的影響，因此農(nóng)民參與新農(nóng)保在個體和地區(qū)間存在差異。本文首先計算不同收入分組的農(nóng)民群體的平均參與率(AOP)，如表2所示：

表2 農(nóng)村養(yǎng)老保障平均參與率

注：如果農(nóng)民參加了新農(nóng)保或者參加了城鄉(xiāng)居民社會養(yǎng)老保險，不論其是否正在領(lǐng)取養(yǎng)老保險金，均視為參加了農(nóng)民養(yǎng)老保障項目；最窮與最富差異是指最窮收入分組和最富收入分組之間參與率的差異；*、**、***分別為10%、5%、1%水平上顯著。

從表2可見，無論是2012年還是2014年，最窮收入分組的參與率均高于最富收入分組參與率，并且二者間的差異在統(tǒng)計上非常顯著，但是最窮收入分組的參與率不是最高，2012年最高參與率組是次低收入組(2nd)，2014年參與率最高的是中等收入分組(3nd)。平均參與率(AOP)顯示的是各分組之間的參與率的相對高低，表2顯示出類似的結(jié)果，即最窮收入分組參與所占份額大于最高收入組。

(四)農(nóng)村養(yǎng)老保障受益歸宿和收入再分配

我們將分兩種情況進(jìn)行受益歸宿分析：一是按照國家規(guī)定的最低補助標(biāo)準(zhǔn)，計算全樣本的農(nóng)民受益歸宿；二是考慮到問題的簡化和數(shù)據(jù)的可得性，按照統(tǒng)一規(guī)定“補入口”的8個省份，以及統(tǒng)一“補出口”的北京，對這9個省市的農(nóng)民受益歸宿進(jìn)行分析。首先基于(2)式計算各收入分位組的收益，在第一種情況中g(shù)1為30元，g2為600元，在第二種情況中，需要根據(jù)每個參保者選擇繳費的檔次(2012年cfps中有該條信息)，并結(jié)合各個省的統(tǒng)一規(guī)定確定g1和g2，各省的規(guī)定如表3所示：

表3 各地方財政補助規(guī)定

注：以上資料根據(jù)上述省市出臺的新農(nóng)保相關(guān)政策整理而成。

需要說明的是，農(nóng)民參與的養(yǎng)老保險分為新農(nóng)?；虺青l(xiāng)居民社會養(yǎng)老保險，由于CFPS沒有記錄新農(nóng)保財政補助的信息，因此對參與新農(nóng)保的農(nóng)民通過上述方式計算g1和g2；對參與城鄉(xiāng)居民社會養(yǎng)老保險的農(nóng)民來說，由于CFPS記錄了政府和集體提供的財政補貼，因此對參與城鄉(xiāng)居民社會養(yǎng)老保險的農(nóng)民，g1直接取CFPS中的相關(guān)數(shù)據(jù)。對于年齡大于60歲而不需要繳納費用的農(nóng)民享受不到“補入口”政策，因此g1為0。

由表4的結(jié)果可見，CFPS反映的中國農(nóng)村地區(qū)收入差距依然較大，2012年最低收入群體其收入僅占總體收入的1.7%，盡管2014年農(nóng)村收入差距有所縮小，但最低收入群體的收入依然占比很低，而最富裕群體的收入占比穩(wěn)定在50%左右。但是與收入分配相比農(nóng)村養(yǎng)老保障受益則顯得公平許多，在只考慮基本財政補貼的全國性樣本的第一種情況，2012年和2014年最低收入群體受益占比接近20%，2014年相比2012年最低收入群體受益略微下降，高收入群體受益略微上升。在考慮實際財政補貼的9省市的第二種情況下，最低收入群體、次低收入群體(2nd)和最富裕群體(5nd)的受益出現(xiàn)了下降，而中等收入群體(3nd)和次富裕群體(4nd)的受益上升?？紤]到第二種情況地方政府主要實行的是“補入口”政策，繳費檔次越高財政補助越多，這對中上等收入群體具有一定的激勵作用，而對最低收入群體和最高收入群體的激勵不足，因此可以得出這一結(jié)論：目前與繳費檔次掛鉤的財政補貼政策，受益最大的是中上等群體的農(nóng)民。進(jìn)一步從優(yōu)勢檢驗分析，2012和2014年兩年的情況是一致的，即農(nóng)村養(yǎng)老保障集中曲線均占優(yōu)洛倫茲曲線，但是被45度線占優(yōu)，這表明中國農(nóng)村養(yǎng)老保障形成的受益分布具有累進(jìn)性，但是尚沒有完全向農(nóng)村貧困人口傾斜。表4的CI指數(shù)也直觀的反映這一情況。

表4 農(nóng)村養(yǎng)老保障支出受益歸宿

注：由于2014年CFPS沒有記載繳費金額，故第二種情況9省的分析缺少2014年的情況。表中第一列為按照人均家庭收入從低到高排序累積家庭戶數(shù)百分比，Income列為家庭人均收入累積百分比，Benefit為農(nóng)民養(yǎng)老保障受益累積百分比。*表示與家庭收入累積份額存在5%水平上顯著差異，黑色粗體表示與家庭累積份額存在5%水平上顯著差異。+號表示占優(yōu)45度線或洛倫茲曲線，-號表示被45度線或洛倫茲曲線占優(yōu)。

促進(jìn)社會公平，縮小收入差距是現(xiàn)代政府的一個重要職能，但是稅收無法使窮人變富，增加社會最貧困人口的收入必須依靠公共支出，任何公共支出盡管其目標(biāo)取向不同，但都具有一定的收入再分配功能。公共教育和公共醫(yī)療這類政府提供的公共服務(wù)，增加了服務(wù)接受者的人力資本，降低了私人支出，從而間接的增加了其收入。而農(nóng)村養(yǎng)老保障類服務(wù)的財政支出，類似于財政轉(zhuǎn)移支付，是政府直接以現(xiàn)金的方式對參與者進(jìn)行收入補助，其收入再分配效應(yīng)更加明顯。因此如果我們把農(nóng)村養(yǎng)老保障的財政補貼作為參與者增加的收入，那么中國龐大的農(nóng)村養(yǎng)老保障支出在多大程度上改善了農(nóng)村收入分配狀況呢？本文計算了接受養(yǎng)老保障財政補貼之前和之后的農(nóng)民收入的基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)以及阿特金森指數(shù)，結(jié)果如表5所示：

表5 農(nóng)村養(yǎng)老保障收入分配效應(yīng)

根據(jù)表5的結(jié)果可見，基于CFPS數(shù)據(jù)計算出的全國農(nóng)村收入的基尼系數(shù)，2012年為0.4715，2014年為0.4667，9省市2012年的基尼系數(shù)為0.4545。在養(yǎng)老保障收益的受益加入之后，基尼系數(shù)降低了將近9個百分點，可見農(nóng)村養(yǎng)老保障服務(wù)及其支出對農(nóng)村收入分配差距的糾正作用非常明顯。加入養(yǎng)老保障受益收入之后，2012年基尼系數(shù)為0.3952,2014年為0.3737，又降低了2個百分點，說明農(nóng)村養(yǎng)老保障支出的再分配調(diào)節(jié)力度仍在擴大中。在考慮實際財政補貼的9省市的第二種情況下，盡管最低收入群體和次低收入群體的受益有所下降，但是基尼系數(shù)仍然下降了7個百分點，說明農(nóng)村養(yǎng)老保障支出確實對農(nóng)村收入分配差距起到了較好的調(diào)節(jié)作用。從其他不平等指數(shù)的變動趨勢來看也反映了這一情況。

四、農(nóng)村養(yǎng)老保障服務(wù)參與概率影響因素及趨勢分析

(一)農(nóng)村養(yǎng)老保障服務(wù)參與概率影響因素

影響農(nóng)村養(yǎng)老保障不同群體受益大小的一個重要因素是參與率，由于現(xiàn)行的農(nóng)村養(yǎng)老保障強調(diào)“自愿性”原則，加之實施時間短，收益周期長，政府宣傳不到位，所以農(nóng)村養(yǎng)老保險面臨著如何激勵農(nóng)民參保并長期維持農(nóng)民參保意愿的難題。由于農(nóng)民的參保意愿既受到養(yǎng)老保障政策因素的影響，同時農(nóng)民的個人特征、經(jīng)濟條件、家庭情況、周圍環(huán)境等也都會產(chǎn)生影響，因此本文將建立農(nóng)民參保概率計量模型，深入研究影響農(nóng)民參與養(yǎng)老保障的相關(guān)因素。我們利用CFPS2012和2014兩年的數(shù)據(jù)，建立面板二值選擇模型，設(shè)潛變量模型中隨機干擾項εit服從邏輯分布，則待估計的模型可設(shè)為：

(7)

(8)

但(8)式中μi不可觀測，故考慮(yi1,yi2,…yin,μ)的聯(lián)合密度函數(shù)，并進(jìn)行以下分解：

(9)

在(yi1,yi2,…yin,μ)的聯(lián)合密度中，如果能將μi積分積掉，得到(yi1,yi2,…yin)的邊緣密度函數(shù)，即可通過MLE進(jìn)行估計了，但是這樣構(gòu)造的積分沒有解析解，因此本研究采用“Gauss-Hermitequadrature”方法進(jìn)行數(shù)值積分[24]，由于此積分的精確度依賴于數(shù)值計算的點數(shù)，因此本文在估計中將對點數(shù)進(jìn)行調(diào)整，直至得到穩(wěn)定的結(jié)果。

(7)式的解釋變量由政策變量、社區(qū)信息、家庭信息和個人信息構(gòu)成。其中政策變量為本縣(市)農(nóng)村養(yǎng)老保障平均參與率(County_ratio)，我們以此變量控制該地區(qū)農(nóng)村養(yǎng)老保障服務(wù)的供給力度。社區(qū)信息包括:所在村農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值(VillageAgroGdp)、所在村人均收入(VillageIncPee)。家庭信息包括：過去一年是否從事農(nóng)業(yè)工作(FamIFAgro)、家庭人均純收入(FamIncomePee)、家庭工資性收入占總收入比例(FamWageRatio)、過去一年政府補助總額(FamGovIncome)。個人信息包括：年齡(Age)、教育程度(Edu)、個人收入(Income)、家庭在本地社會地位自評(caste)、對本縣市政府評價(JudgeGov)、對自己未來的信心程度(FutureTrust)、過去一年健康狀況(health)、過去一年是否受到不公正對待(IfInjustice)、宗教的重要性(religious)。

表6 農(nóng)村養(yǎng)老保障參與率影響因素(邊際效應(yīng))

注：FamIFAgro取值為1、5，分別對應(yīng)“yes”和“NO”。edu取值為1-8分別對應(yīng)文盲及半文盲、小學(xué)、初中、高中(技校、職校)、大專、本科、碩士、博士。caste取值為1-5，取值越高表示地位越高。Judgegov取值為1-5，分別對應(yīng)“有很大成績”、“有一定成績”、“沒有多大成績”、“沒有成績”及“比以前更糟”。religious取值為1-3，分別對應(yīng)“很重要”、“有點重要”及“不重要”。FutureTrust取值為1-5，取值越高代表越有信心。health取值為1-5，分別對應(yīng)“非常健康”、“很健康”、“比較健康”、“一般”及“不健康”。IfInjustice取值為1、3、5分別對應(yīng)“有過”、“碰見過類似的事情，但沒有類似的經(jīng)歷”及“沒有”。***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

本文在估計該模型時，首先選擇在12個點進(jìn)行數(shù)值積分，同時在8個點與16個點再次進(jìn)行數(shù)值積分，采用3種數(shù)值積分的系數(shù)估計值的“相對差距”不超過10-4，因此說明在12個點進(jìn)行數(shù)值積分的結(jié)果較為穩(wěn)健，表6是分別對5個收入群體及所有群體進(jìn)行估計的結(jié)果：

根據(jù)表6的結(jié)果，可見模型具有非常高的解釋力，并且從LR檢驗和Hausman檢驗結(jié)果來看，選擇隨機效應(yīng)估計模型是正確的。養(yǎng)老保障地區(qū)平均參與率變量的邊際效應(yīng)在所有分組中均顯著為正，但是最低收入群體和最高收入群體其邊際效應(yīng)均小于平均水平1.096，表明隨著地區(qū)養(yǎng)老保障供給力度的加大，更多的參與者是中等收入的群體。所在村農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的邊際效應(yīng)均不顯著，但是所在村的人均收入在收入3nd、4nd、5nd分組表現(xiàn)出負(fù)效應(yīng)，表明人均收入越高的村，高收入群體參與率越低。家庭是否務(wù)農(nóng)的邊際效應(yīng)在所有模型中均顯著為負(fù)，表明不從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的家庭農(nóng)村養(yǎng)老保險的參與傾向偏低。家庭人均收入邊際效應(yīng)在最窮收入組顯著為正，表明最窮收入群體如果收入提高，會促進(jìn)其參與農(nóng)村養(yǎng)老保障，這也間接表明收入過低仍然是限制貧困人口受益的關(guān)鍵因素。而工資性收入占比和家庭轉(zhuǎn)移支付收入這兩個變量的邊際效應(yīng)有正有否，且不是很顯著。年齡的邊際效應(yīng)在所有模型中均為正且高度限制，說明隨著年齡的增長農(nóng)民參與養(yǎng)老保障的概率在增大。教育的邊際效應(yīng)在最低收入群體的邊際效應(yīng)不顯著，在其他收入群體均為負(fù)效應(yīng)，這說明教育程度越高的人，其參與概率反而越低。個人收入對農(nóng)民參與概率的邊際效應(yīng)非常小，且大多不顯著。家庭地位自評和對本地政府評價這兩個變量的邊際效應(yīng)大多為負(fù)，但統(tǒng)計上不顯著。宗教的重要性在所有模型中均為正，且較為顯著，表明越不信教的人參與農(nóng)村養(yǎng)老保障的概率越大。未來的信心程度的邊際效應(yīng)均為正，但不太顯著。健康的邊際效應(yīng)在最低收入群體中顯著為正，并且大于均值0.006，表明最低收入群體中越是身體不健康的人參與養(yǎng)老保障的概率越大。是否受過政府不公正對待的邊際效應(yīng)在最低收入群體中顯著為正，表明受到不公正對待是影響貧困農(nóng)民參與概率的負(fù)面因素。

從該模型結(jié)果的分析中可以看出，隨著農(nóng)村養(yǎng)老保障服務(wù)供給力度和財政支出的逐年加大，中高收入群體的參與概率逐漸超過了最低收入群體，而影響最低收入群體參與概率的主要是家庭收入、家庭是否務(wù)農(nóng)、年齡、宗教、健康以及是否受到政府不公正對待等因素，因此農(nóng)村養(yǎng)老保障政策上需要加大對低收入農(nóng)民的激勵，養(yǎng)老保障的財政補助應(yīng)向貧困農(nóng)民適度傾斜，同時需要加大政策宣傳，打破家庭養(yǎng)老和土地養(yǎng)老等傳統(tǒng)觀念，宣傳工作要覆蓋到在城市打工的農(nóng)民，要加大管理力度，提高服務(wù)水平，消除農(nóng)民的種種疑慮，增加其對新農(nóng)保政策的信心，從而進(jìn)一步提升貧困農(nóng)民的參與概率。

(二)邊際參與率與趨勢分析

基于表2可見，農(nóng)民養(yǎng)老保障在人群中的覆蓋面逐年提升，2014年超過了50%，那么農(nóng)村養(yǎng)老保障服務(wù)供給力度和財政支出隨著時間的推移而逐步擴大，農(nóng)村不同收入組的邊際受益情況如何，研究MOPq能夠了解繼續(xù)增加服務(wù)供給和公共支出的收入群體的邊際參與情況，從而可以把握各群體的受益趨勢，我們根據(jù)上文介紹的(3)式和(5)式分別計算農(nóng)村養(yǎng)老保障的邊際參與率，考慮到(7)式的農(nóng)村養(yǎng)老保障參與概率模型中本縣(市)農(nóng)村養(yǎng)老保障平均參與率變量(County_ratio)的邊際效應(yīng)也可以看做是一種邊際趨勢，因此其結(jié)果我們也放在一起進(jìn)行比較。在(5)式的回歸中，我們選擇的隨時間變化的經(jīng)濟社會特征變量包括人口、GDP、人均收入、人均財政支出、第一產(chǎn)業(yè)占比，以上數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒(2012，2014)，具體測算結(jié)果如表7所示：

基于表7的結(jié)果，在所有3類不同的MOP計算方式下，2nd收入群體和3nd收入群體的邊際參與率均高于其他收入群體，而最窮收入群體的邊際參與率均小于最富裕收入群體。結(jié)合表2平均參與率測算的結(jié)果可見，盡管在2012年有AOP窮人>AOP富人，但是由于MOP富人>MOP窮人，因此2014年窮人的參與率和受益率均有所減小(參考表2和表4)，按照這樣的態(tài)勢繼續(xù)發(fā)展，則最貧困人口從農(nóng)村養(yǎng)老保障支出的受益會越來越小，而中等收入的農(nóng)民將會成為最大的受益群體。

表7 農(nóng)村養(yǎng)老保障邊際參與率

注：mop(1)是采用(3)式計算出的邊際參與率，MOP(2)是(5)式面板固定效應(yīng)回歸估計出的省平均參與率的系數(shù)值，MOP(3)是采用表6中的本縣(市)農(nóng)村養(yǎng)老保障平均參與率的邊際效應(yīng)值。校正后邊際參與率是根據(jù)[14],各收入群體的加權(quán)邊際參與率之和應(yīng)等于5，其均值應(yīng)等于1，因此做上述調(diào)整。

五、總結(jié)

發(fā)達(dá)國家主要依靠所得稅調(diào)節(jié)收入分配，但是發(fā)展中國家的稅制結(jié)構(gòu)以流轉(zhuǎn)稅為主體，因此縮小收入差距更多地依靠公共支出，要求公共支出的受益向貧困人口傾斜。作為最大的發(fā)展中國家，自2009年開展的新農(nóng)保是中國實施城鄉(xiāng)基本服務(wù)均等化的重要措施，新農(nóng)保實施五年間財政投入已經(jīng)超過了2620億元，且該項支出將逐年遞增，如此龐大的財政支出，在農(nóng)村不同收入群體中的受益情況怎么樣？如何向農(nóng)村中最低收入群體傾斜？本文采用CFPS數(shù)據(jù)，基于BIA框架對中國農(nóng)村養(yǎng)老保障支出的受益歸宿進(jìn)行了實證研究，研究發(fā)現(xiàn)2012年最低收入群體養(yǎng)老保險的參與率明顯高于其他收入群體，但是到2014年最低收入群體其參與率雖仍高于最高收入群體，但已被中等收入群體(2nd、3nd及4nd)反超，從邊際參與率的分析中進(jìn)一步證實了這一結(jié)論：即隨著新農(nóng)保試點的逐步深入，服務(wù)供給和財政支出的增加，中等收入群體將成為最高參與率群體。

進(jìn)一步從農(nóng)村養(yǎng)老保障支出受益的量化研究中發(fā)現(xiàn)，在僅考慮基本財政補助的全國性樣本中，農(nóng)村最低收入群體的受益占比接近20%，但2014年比2012年有略微降低，這與其邊際參與率的降低有關(guān)。在考慮實際財政補助的9省市的樣本中，最低收入群體、次低收入群體(2nd)和最富裕群體(5nd)的受益均出現(xiàn)了下降，而中等收入群體(3nd)和次富裕群體(4nd)的受益上升，這是由于地方財政補貼特點是參保者選擇的繳費檔次越高補助越多，這對中等收入群體形成了較明顯的繳費激勵，導(dǎo)致其受益上升?？偟谜f來，不管是全國性樣本還是9省市樣本，兩種情況下農(nóng)村養(yǎng)老保障集中曲線均占優(yōu)洛倫茲曲線，但是被45度線占優(yōu)，表面中國農(nóng)村養(yǎng)老保障形成的受益分布具有累進(jìn)性，但是尚沒有完全向農(nóng)村貧困人口傾斜，考慮到各省市農(nóng)村養(yǎng)老保障實際運行中，地方政府均有類似的鼓勵多繳費的財政激勵政策，因此，中國農(nóng)村養(yǎng)老保障受益在向農(nóng)村中等收入群體傾斜，本文邊際參與率的分析也證實了這一趨勢。本文通過測算農(nóng)村收入不平等系數(shù)，檢驗了農(nóng)村養(yǎng)老保障的收入再分配效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)農(nóng)村養(yǎng)老保障支出縮小了農(nóng)村的收入差距。

農(nóng)村養(yǎng)老保障公共支出是一種財政轉(zhuǎn)移性支出，決定農(nóng)村中不同收入群體受益的一個重要因素是群體參與率，由于新農(nóng)保強調(diào)自愿參與，因此本文建立了農(nóng)民參保概率計量模型，通過對各影響因素的邊際效應(yīng)的分析發(fā)現(xiàn)，最低收入群體參與概率主要受到家庭收入、家庭是否務(wù)農(nóng)、年齡、宗教、健康以及是否受到政府不公正對待等因素的影響，因此增加農(nóng)村貧困人口的參與熱情，應(yīng)加大對低收入群體的繳費激勵，政策宣傳上要覆蓋到在城市打工的農(nóng)民，加大管理力度，提高服務(wù)水平，消除農(nóng)民的種種疑慮，增加其對新農(nóng)保政策的信心，從而提升貧困農(nóng)民的參與概率和受益大小，使得農(nóng)村中的貧困人口成為農(nóng)村養(yǎng)老保障的最大受益群體。

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ZHAOWei-min

(EconomicSchool,AnhuiUniversity,Hefei230601,China)

Using the household survey data of CFPS2012 and CFPS2014, this paper analyzes the benefit incidence of rural endowment insurance expenditure. The results find that rural endowment insurance expenditure is progressive. Gini coefficient in rural China has reduced by 6 to 7 percentage points by the expenditure. But the rural endowment insurance did not tilt to the lowest income groups in rural areas. Middle income group in rural is the biggest benefit group. Due to voluntary participation, establish the rural old-age security participation probability model, we find that family income, farming, age, religion, health and whether be treated unfairly by the government mainly influence the lowest income groups in the insurance coverage. In the end, this paper points out that financial incentives for low-income groups need to increase, the financial subsidy policy linked to payment level should be changed,and the relevant media should increase the publicity, in order to boost farmers’ confidence in the old-age security policy.

rural endowment insurance; benefit incidence; redistribution of income; old-age security policy

2017-02-14

10.7671/j.issn.1672-0202.2017.03.010

安徽省哲學(xué)社會科學(xué)規(guī)劃一般項目(AHSKY2016D92)

趙為民(1974—)，男，安徽合肥人，安徽大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院講師，主要研究方向為財政、公共政策。E-mail：zhao203344@163.com

F323.89

A

1672-0202(2017)03-0095-15

① 數(shù)據(jù)來源于華中師范大學(xué)中國農(nóng)村研究院發(fā)布的《中國農(nóng)民經(jīng)濟狀況報告》。