李齊云 李征宇 魯家琛

一、引言與文獻(xiàn)綜述

我國(guó)作為世界第二大經(jīng)濟(jì)體，改革開放以來(lái)經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展顯著提高了我國(guó)居民可支配收入，而收入分配差距問題也在逐漸凸顯。在發(fā)展初期，我國(guó)各項(xiàng)政策、各類資源都偏向城鎮(zhèn)，國(guó)家對(duì)城鎮(zhèn)社會(huì)保障制度的財(cái)政投入遠(yuǎn)超農(nóng)村。政策的不同使得城鎮(zhèn)居民在各類公共服務(wù)的享用及社會(huì)保障等方面相較于農(nóng)村居民存在明顯優(yōu)勢(shì)。而我國(guó)幅員遼闊，不同地區(qū)發(fā)展水平差異較大，研究社會(huì)保障制度對(duì)東中西部地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入的再分配效應(yīng)并對(duì)差異性進(jìn)行比較，有助于查找造成差異的原因，采取有效措施推進(jìn)我國(guó)社會(huì)保障體系的發(fā)展和完善，因此在促進(jìn)城鄉(xiāng)社會(huì)保障制度一體化方面具有重要意義。

為便于問題的說(shuō)明，本文采用西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心2013 年的中國(guó)家庭金融調(diào)查問卷的劃分標(biāo)準(zhǔn)，將該調(diào)查問卷所涉中國(guó)29 個(gè)省及直轄市區(qū)域劃分為東、中、西部三個(gè)區(qū)域，具體劃分如表1 所示。

表1 各省及直轄市區(qū)域劃分

作為政府提供的最基本的公共服務(wù)之一，學(xué)者對(duì)社會(huì)保障制度的研究由來(lái)已久。Harvey S. Rosen（2000）、Casey B. Mulligan（2003）認(rèn)為基于社會(huì)保障準(zhǔn)公共品的屬性，政府應(yīng)當(dāng)對(duì)其予以財(cái)政支持。當(dāng)居民由于年老、失業(yè)、生病等原因處于貧困線以下時(shí)，政府可以給予其維持生活的最低保障資金。當(dāng)收入再分配存在帕累托改進(jìn)時(shí)，政府的及時(shí)介入可以有效提高分配效率。

現(xiàn)有研究對(duì)社會(huì)保障制度是否能夠縮小居民收入差距存在分歧。

部分學(xué)者認(rèn)為政府社會(huì)保障制度所帶來(lái)的社會(huì)保障支出能夠減少居民收入差距，且其減少居民收入差距效果較強(qiáng)。Kiwanis（1977）比較分析了美、英、澳三國(guó)稅收和以社會(huì)保障為主的公共支出對(duì)收入分配的影響效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)一般稅收并沒有對(duì)居民的收入分配起到太大作用，而政府的公共支出在縮小居民收入分配差距方面表現(xiàn)優(yōu)異，對(duì)收入的分配效果優(yōu)于一般稅收。Negril（1988）運(yùn)用非參數(shù)模型將稅收、公共支出以及其他管制政策對(duì)收入分配的影響作出分析，得出稅收和轉(zhuǎn)移支付可以緩解收入分配差距擴(kuò)大化的結(jié)論，認(rèn)為政府應(yīng)當(dāng)加大對(duì)教育及人力資本培養(yǎng)方面的轉(zhuǎn)移支付。劉成奎、王朝才（2008）認(rèn)為社會(huì)保障支出能夠減少城鄉(xiāng)居民收入差距，即財(cái)政社會(huì)保障支出有助于社會(huì)公平的實(shí)現(xiàn)。王延中等（2016）認(rèn)為雖然我國(guó)的社會(huì)保障體系存在一些擴(kuò)大居民收入差距的制度，但總體上縮小了收入差距。郭慶旺（2016）利用UL 模型及2007 年住戶調(diào)查數(shù)據(jù)，認(rèn)為我國(guó)政府的轉(zhuǎn)移性支出能夠有效降低居民的收入不平等程度且改善居民收入分配的效果要遠(yuǎn)強(qiáng)于個(gè)人所得稅。

另一部分學(xué)者則存在相反意見。Witte、Roels 和Stevens（2009）通過(guò)研究比利時(shí)居民的個(gè)人養(yǎng)老金發(fā)放狀況，發(fā)現(xiàn)以稅收激勵(lì)為核心的個(gè)人志愿養(yǎng)老金制度存在“馬太效應(yīng)”，社會(huì)福利存在的逆向分配現(xiàn)象使得中高收入者較低收入者得到了更多的養(yǎng)老金收入。Cruz A. Echevarria、Amaia Iza（2006）通過(guò)實(shí)證分析認(rèn)為社會(huì)保障支出與人均GDP 之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，進(jìn)而得出社會(huì)保障支出并沒有使居民的收入再分配變得更加公平的結(jié)論。Immervoll et al（2011）認(rèn)為轉(zhuǎn)移性支出在改善收入不平等方面作用很弱，而政府在社會(huì)保障方面的支出并沒有起到調(diào)節(jié)收入分配的作用，相反還擴(kuò)大了居民的收入差距。目前國(guó)內(nèi)的主流觀點(diǎn)也認(rèn)為，社會(huì)保障制度居民的收入存在逆向調(diào)節(jié)（徐倩、李放，2012；施曉琳，2009）。社會(huì)保障對(duì)居民收入調(diào)節(jié)的“逆向”結(jié)論顯然與其本質(zhì)不符，主要是由于我國(guó)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平不同、城鄉(xiāng)戶籍制度、經(jīng)濟(jì)制度等原因，使得我國(guó)在發(fā)展與完善社會(huì)保障制度時(shí)存在一些擴(kuò)大收入差距的制度安排。這導(dǎo)致了我國(guó)城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)社會(huì)結(jié)構(gòu)的形成以及各地區(qū)社會(huì)福利政策的不同，最終擴(kuò)大了城鄉(xiāng)間收入的差距（鄭功成，2010）。蔡萌等（2018）基于CHIP2013 年數(shù)據(jù)表，認(rèn)為我國(guó)的社會(huì)保障支出具有改善居民收入分配的作用，但社會(huì)保障支出規(guī)模的整體增加會(huì)使居民收入分配狀況逐步惡化。

我國(guó)的社會(huì)保障制度對(duì)居民的收入存在逆向調(diào)節(jié)，可能是因?yàn)槲覈?guó)城鄉(xiāng)、區(qū)域之間存在收入分配差距較大的問題，總體來(lái)說(shuō)城鎮(zhèn)及東部相關(guān)省份的社會(huì)保障制度更加健全，對(duì)居民的收入正向調(diào)節(jié)作用也更大，而農(nóng)村及中西部相關(guān)省份存在社會(huì)保障財(cái)政支出壓力大，社會(huì)保障制度不健全等特點(diǎn)，因而導(dǎo)致社會(huì)保障與其改善居民收入再分配、保障居民基本生活的使命不匹配。

歷來(lái)針對(duì)社會(huì)保障制度對(duì)居民收入的再分配效應(yīng)問題的研究多采用規(guī)范性分析及理論分析，且研究層面多處于全國(guó)或城鄉(xiāng)的宏觀層面，對(duì)中西部社會(huì)保障制度方面的缺失問題關(guān)注不夠，運(yùn)用微觀數(shù)據(jù)分區(qū)域進(jìn)行實(shí)證研究的文獻(xiàn)也很少。

二、理論假設(shè)、數(shù)據(jù)來(lái)源及模型設(shè)定

（一）理論假設(shè)

本文在進(jìn)行中國(guó)社會(huì)保障制度對(duì)居民收入的再分配效應(yīng)方面的研究時(shí)，以居民的社會(huì)保障收入為切入點(diǎn)，探討社會(huì)保障制度對(duì)居民總收入的再分配效應(yīng)。定義社會(huì)保障收入公平指數(shù)①本文采用公平指數(shù)，旨在說(shuō)明居民在獲取社會(huì)保障收入前后收入差距變化情況，借以檢驗(yàn)社會(huì)保障制度對(duì)居民總收入的再分配效應(yīng)如何。公平指數(shù)的優(yōu)點(diǎn)是通過(guò)衡量獲取社會(huì)保障收入之前或之后的變化，能夠直觀地觀察到社會(huì)保障制度的再分配效應(yīng)及對(duì)公平化的影響?；诔橄蠓治龇椒ǖ囊螅疚臎]有引入其他影響收入再分配的因素，因此，其他影響因素的再分配效應(yīng)不在本文中展現(xiàn)。ΔY 為：其中Δy1表示個(gè)體總收入與平均總收入離差的絕對(duì)值，Δy2表示個(gè)體獲得社會(huì)保障收入前總收入與獲得社會(huì)保障收入前平均總收入離差的絕對(duì)值。當(dāng)社會(huì)保障收入公平指數(shù)ΔY ＞0 時(shí)，表示經(jīng)過(guò)社會(huì)保障制度的收入再分配作用，居民個(gè)體收入和總體平均收入的差距較獲取社會(huì)保障收入前變得更大，即社會(huì)保障制度會(huì)增大居民的收入差距；ΔY ＜0 時(shí)，表示經(jīng)過(guò)社會(huì)保障制度的收入再分配作用，居民個(gè)體收入和總體平均收入的差距較獲取社會(huì)保障收入后變得更小，即社會(huì)保障制度會(huì)減少居民的收入差距。

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)自西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心2013 年開展的“中國(guó)家庭金融調(diào)查”（China Household Finance Survey，CHFS）。在本文中，income1 代表居民獲得社會(huì)保障收入前總收入，通過(guò)問卷中工資性收入、財(cái)產(chǎn)性收入、經(jīng)營(yíng)性收入等相關(guān)數(shù)據(jù)加總獲得；SS income（Social Security income）代表社會(huì)保障收入，通過(guò)問卷中養(yǎng)老金收入、醫(yī)保收入及其他社會(huì)保險(xiǎn)、社會(huì)救濟(jì)等相關(guān)數(shù)據(jù)加總獲得；income2 代表居民總收入，由income1 和SS income 加總獲得。

（三）模型設(shè)定

目前衡量社會(huì)保障政策的收入再分配效果的方法有很多，常規(guī)的有廣義熵模型、泰爾指數(shù)、RE 指數(shù)及其改進(jìn)方法等。本文采用的方法為計(jì)量模型，選用的因變量為社會(huì)保障收入公平指數(shù)ΔY，避免因樣本數(shù)據(jù)不夠準(zhǔn)確對(duì)實(shí)證結(jié)果造成的影響。

本文的自變量為居民社會(huì)保障收入，根據(jù)本次家庭金融調(diào)查的問卷分類，居民社會(huì)保障收入包括養(yǎng)老金、離退休金收入、社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)收入以及其他政府救濟(jì)性收入，其中其他政府救濟(jì)性收入具體包括城鄉(xiāng)居民收到的特困戶補(bǔ)助金、賑災(zāi)款、撫恤金、實(shí)物補(bǔ)貼等。

本文還選取了相關(guān)的控制變量，本文選取的控制變量包括：性別、年齡、受教育程度以及健康狀況。數(shù)據(jù)處理時(shí)，生成年齡變量，規(guī)定當(dāng)1984 ≤出生年＜1997，即16 ＜年齡≤30 歲時(shí)，年齡變量為1；當(dāng)1964 ≤出生年＜1984，即30 ＜年齡≤50 歲時(shí)，年齡變量為2；當(dāng)1954 ≤出生年＜1964，即50 ＜年齡≤60 歲時(shí)，年齡變量為3；當(dāng)出生年＜1954，即年齡大于60 歲時(shí)，年齡變量為4。關(guān)于受教育程度指標(biāo)，根據(jù)受訪者的選擇，數(shù)值從1 到9 分別對(duì)應(yīng)受教育的程度，規(guī)定當(dāng)受訪人的文化程度選項(xiàng)選擇了1、2、3 時(shí)，受教育程度變量為1，定義為初等教育；當(dāng)受訪人的文化程度選項(xiàng)選擇了4、5、6 時(shí)，受教育程度變量為2，定義為中等教育；當(dāng)受訪人的文化程度選項(xiàng)選擇了7、8、9 時(shí)，受教育程度變量為3，定義為高等教育。關(guān)于健康狀況變量，根據(jù)受訪人的選擇，數(shù)值從1 到5 代表受訪人身體健康狀況逐漸下降，規(guī)定當(dāng)健康狀況選擇了1、2、3 時(shí)，健康狀況為1；健康狀況選擇了4 時(shí)，健康狀況為2；健康狀況選擇了5 時(shí)，健康狀況為3。為便于接下來(lái)的實(shí)證分析，分別對(duì)年齡、受教育程度與健康狀況設(shè)置虛擬變量。

gender 為性別的虛擬變量，當(dāng)受訪人為男性時(shí)，gender=1；當(dāng)受訪人為女性時(shí)，gender=0。

age1-age4 均為年齡的虛擬變量，當(dāng)1984 ≤出生年＜1997 時(shí)age1=1，否則age1=0；當(dāng)1964 ≤出生年＜1984 時(shí)，age2=1，否則age2=0；當(dāng)1954 ≤出生年＜1964 時(shí)，age3=1，否則age3=0；當(dāng)出生年＜1954 時(shí)，age4=1，否則age4=0。由于虛擬變量陷阱，我們選取age1 作為對(duì)照組，OLS 當(dāng)中引入age2、age3、age4作為年齡的虛擬變量。

edu1-edu3 均為教育的虛擬變量，受訪人的文化程度選項(xiàng)選擇了1、2、3 時(shí)，edu1=1，否則edu1=0；受訪人的文化程度選項(xiàng)選擇了4、5、6 時(shí)，edu2=1，否則edu2=0；受訪人的文化程度選項(xiàng)選擇了7、8、9 時(shí)，edu3=1，否則edu3=0。同樣的，由于虛擬變量陷阱，我們選取edu1 作為對(duì)照組，OLS 當(dāng)中引入edu2、edu3 作為教育的虛擬變量。

body1-body3 為健康狀況的虛擬變量，當(dāng)健康狀況選擇了1、2、3 時(shí)，body1=1，否則body1=0；當(dāng)健康狀況選擇了4 時(shí)，body2=1，否則body2=0；當(dāng)健康狀況選擇了5 時(shí)，body3=1，否則body3=0。同樣的，由于虛擬變量陷阱，我們選取body1 作為對(duì)照組，OLS 當(dāng)中引入body2、body3 作為健康狀況的虛擬變量。

作為樣本數(shù)據(jù)的常見類型之一，截面數(shù)據(jù)是在同一時(shí)期反映一個(gè)總體樣本不同統(tǒng)計(jì)單位相同統(tǒng)計(jì)指標(biāo)組成的數(shù)據(jù)列。本文使用Stata 軟件，采用最小二乘估計(jì)法（OLS）設(shè)定模型如下：

其中ε 為隨機(jī)干擾項(xiàng)。在本模型中，若α 為正，則說(shuō)明SS income 與ΔY 成正相關(guān)，即隨著居民社會(huì)保障收入的增加，ΔY 會(huì)增加，即社會(huì)保障收入會(huì)使得居民總收入的差距擴(kuò)大；若α 為負(fù)，則說(shuō)明SS income 與ΔY 成負(fù)相關(guān)，即隨著居民社會(huì)保障收入的增加，ΔY 會(huì)減少，即社會(huì)保障收入會(huì)使得居民總收入的差距縮小。

對(duì)于虛擬變量的系數(shù)，若系數(shù)為正，則說(shuō)明社會(huì)保障收入會(huì)使得該系數(shù)對(duì)應(yīng)的虛擬變量組相比于對(duì)照組的總收入的不公平程度擴(kuò)大，比如β2若為正，則說(shuō)明其他條件不變的情況下，社會(huì)保障收入會(huì)使得30 至50 歲年齡段群體的總收入不平等程度比17 至30 歲的群體的總收入不平等程度大。

三、實(shí)證結(jié)果分析

因?yàn)椴煌貐^(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與社會(huì)保障水平的差異，社會(huì)保障收入對(duì)居民收入的影響也可能存在差異。本部分將全國(guó)劃分為整體、東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)，各部分還細(xì)分了區(qū)域整體及城鄉(xiāng)比較，通過(guò)社會(huì)保障制度對(duì)樣本各部分居民收入的再分配效果進(jìn)行比較，為第四部分結(jié)論及政策建議提供支撐。

（一）整體回歸結(jié)果

首先對(duì)CHFS 數(shù)據(jù)庫(kù)中符合條件的69019 個(gè)樣本數(shù)據(jù)建立回歸模型進(jìn)行分析，回歸結(jié)果如表2 所示。

表2 整體社會(huì)保障收入與社會(huì)保障收入公平指數(shù)

根據(jù)表2 的回歸結(jié)果，可得出以下結(jié)論：

（1）無(wú)論是全國(guó)整體樣本還是城鎮(zhèn)與農(nóng)村樣本，社會(huì)保障收入SS income 變量對(duì)社會(huì)保障收入公平指數(shù)的回歸系數(shù)均為負(fù)，說(shuō)明隨著社會(huì)保障收入的增多，社會(huì)保障收入公平指數(shù)ΔY 減小，即中國(guó)社會(huì)保障制度會(huì)使居民收入的不平等程度減少。同時(shí)，農(nóng)村社會(huì)保障收入SS income 變量系數(shù)的絕對(duì)值比城鎮(zhèn)社會(huì)保障收入SS income 變量系數(shù)的絕對(duì)值更大，說(shuō)明社會(huì)保障政策在促進(jìn)收入公平方面在農(nóng)村表現(xiàn)更加顯著。

（2）在性別方面，在全國(guó)整體及農(nóng)村樣本中，gender 變量顯著為正，而在城鎮(zhèn)樣本中，gender 變量不顯著。由于規(guī)定樣本為女性時(shí)，gender=0，說(shuō)明相較于男性群體，社會(huì)保障制度會(huì)使女性整體及農(nóng)村女性的社會(huì)保障公平指數(shù)ΔY 變小，即中國(guó)社會(huì)保障制度會(huì)使女性居民收入的不平等程度減少。

（3）在年齡方面，在全國(guó)整體和城鎮(zhèn)樣本中，age2 變量和age3 變量均顯著為正，說(shuō)明相較于16-30 歲的群體，社會(huì)保障收入會(huì)使城鎮(zhèn)30-60 歲居民收入的不平等程度增加，社會(huì)保障制度對(duì)城鎮(zhèn)青年群體收入的再分配效應(yīng)更強(qiáng)一些。在城鎮(zhèn)樣本中，age4 變量顯著為負(fù)，說(shuō)明相較于16-30 歲的城鎮(zhèn)居民群體，社會(huì)保障收入會(huì)使60 歲以上居民群體社會(huì)保障收入公平指數(shù)ΔY 減小，即社會(huì)保障收入會(huì)使60 歲以上城鎮(zhèn)居民收入的不平等程度減少。

（4）在受教育程度方面，城鎮(zhèn)樣本中edu2 和edu3 變量顯著為正，說(shuō)明在城鎮(zhèn)居民中，相較于只受過(guò)初等教育的群體而言，社會(huì)保障收入會(huì)使得接受中高等教育的群體社會(huì)保障收入公平指數(shù)ΔY 增大，即社會(huì)保障收入會(huì)使城鎮(zhèn)中接受中高等教育的居民收入的不平等程度增大。

（5）在健康狀況方面，全國(guó)整體、城鎮(zhèn)與農(nóng)村樣本中body3 變量均顯著為負(fù)，說(shuō)明相較于健康狀況好的群體，社會(huì)保障收入會(huì)使得健康狀況不好的群體社會(huì)保障收入公平指數(shù)ΔY 減小，即社會(huì)保障收入會(huì)使得健康狀況不好的群體收入的不平等程度減小。

綜合以上分析可知，居民社會(huì)保障收入總體上降低了社會(huì)保障收入公平指數(shù)ΔY，使居民收入的不平等程度減小，達(dá)到了優(yōu)化城鄉(xiāng)居民收入分配差距的目的。社會(huì)保障制度會(huì)降低城鎮(zhèn)60 歲以上居民收入的不平等程度。但根據(jù)以上分析無(wú)從得知不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平地區(qū)社會(huì)保障制度效果如何，因此接下來(lái)本文將進(jìn)行東部、中部和西部的整體與城鄉(xiāng)分析。

（二）分區(qū)域回歸結(jié)果

1.東部地區(qū)回歸結(jié)果分析

對(duì)CHFS 數(shù)據(jù)庫(kù)中符合條件的東部地區(qū)樣本數(shù)據(jù)建立回歸模型進(jìn)行分析，回歸結(jié)果如表3 所示。

表3 東部地區(qū)社會(huì)保障收入與社會(huì)保障收入公平指數(shù)

根據(jù)表3 的回歸結(jié)果，可得出以下結(jié)論：

（1）與全國(guó)樣本相同，無(wú)論是東部地區(qū)整體樣本還是其城鎮(zhèn)與農(nóng)村樣本，社會(huì)保障收入SS income 變量對(duì)社會(huì)保障收入公平指數(shù)的回歸系數(shù)均為負(fù)，說(shuō)明隨著社會(huì)保障收入的增多，社會(huì)保障收入公平指數(shù)ΔY 減小，即東部地區(qū)社會(huì)保障制度會(huì)使居民收入的不平等程度減少。同時(shí)，農(nóng)村社會(huì)保障收入SS income 變量系數(shù)的絕對(duì)值比城鎮(zhèn)社會(huì)保障收入SS income 變量系數(shù)的絕對(duì)值更大，且相差更多，說(shuō)明東部地區(qū)社會(huì)保障制度對(duì)農(nóng)村居民的關(guān)注更多，針對(duì)農(nóng)村的社會(huì)保障制度效果在降低收入不平等程度上更顯著。

（2）在受教育程度方面，東部地區(qū)整體樣本中edu2 變量不顯著，edu3 變量顯著為正，說(shuō)明在東部地區(qū)居民中，相較于只受過(guò)初等教育的群體而言，社會(huì)保障收入會(huì)使得接受高等教育的群體社會(huì)保障收入公平指數(shù)ΔY 增大，即社會(huì)保障收入使得接受高等教育的居民收入的不平等程度相對(duì)增大。

（3）在健康狀況方面，東部地區(qū)整體樣本、城鎮(zhèn)和農(nóng)村樣本中body3 變量均顯著為負(fù)，說(shuō)明相較于健康狀況好的群體，社會(huì)保障收入會(huì)使得健康狀況不好的群體社會(huì)保障收入公平指數(shù)ΔY 減小，即社會(huì)保障收入會(huì)使得健康狀況不好的群體收入的不平等程度減小。

2.中部地區(qū)回歸結(jié)果分析

對(duì)CHFS 數(shù)據(jù)庫(kù)中符合條件的中部地區(qū)樣本數(shù)據(jù)建立回歸模型進(jìn)行分析，回歸結(jié)果如表4 所示。

表4 中部地區(qū)社會(huì)保障收入與社會(huì)保障收入公平指數(shù)

根據(jù)表4 的回歸結(jié)果，可得出以下結(jié)論：

（1）與全國(guó)樣本相同，無(wú)論是中部地區(qū)整體樣本還是其城鎮(zhèn)與農(nóng)村樣本，社會(huì)保障收入SS income 變量對(duì)社會(huì)保障收入公平指數(shù)的回歸系數(shù)均為負(fù)，說(shuō)明隨著社會(huì)保障收入的增多，社會(huì)保障收入公平指數(shù)ΔY 減小，即中國(guó)社會(huì)保障制度會(huì)使居民收入的不平等程度減少。不同的是，中部地區(qū)城鎮(zhèn)社會(huì)保障收入SS income 變量系數(shù)的絕對(duì)值比農(nóng)村社會(huì)保障收入SS income 變量系數(shù)的絕對(duì)值大，說(shuō)明中部地區(qū)社會(huì)保障制度在促進(jìn)收入公平方面在城鎮(zhèn)表現(xiàn)更加顯著。

（2）在受教育程度方面，中部地區(qū)整體樣本中edu2 變量不顯著，edu3 變量顯著為正，說(shuō)明在中部地區(qū)居民中，相較于只受過(guò)初等教育的群體而言，社會(huì)保障收入會(huì)使得接受高等教育的群體社會(huì)保障收入公平指數(shù)ΔY 增大，即社會(huì)保障收入使得接受高等教育的居民收入的不平等程度相對(duì)增大。

（3）在健康狀況方面，中部地區(qū)整體樣本、城鎮(zhèn)和農(nóng)村樣本中body3 變量均顯著為負(fù)，說(shuō)明相較于健康狀況好的群體，社會(huì)保障收入會(huì)使得健康狀況不好的群體社會(huì)保障收入公平指數(shù)ΔY 減小，即社會(huì)保障收入會(huì)使得健康狀況不好的群體收入的不平等程度減小。

3.西部地區(qū)回歸結(jié)果分析

對(duì)CHFS 數(shù)據(jù)庫(kù)中符合條件的西部地區(qū)樣本數(shù)據(jù)建立回歸模型進(jìn)行分析，回歸結(jié)果如表5 所示。

表5 西部地區(qū)社會(huì)保障收入與社會(huì)保障收入公平指數(shù)

根據(jù)表5 的回歸結(jié)果，可得出以下結(jié)論：

（1）與全國(guó)樣本相同，無(wú)論是西部地區(qū)整體樣本還是其城鎮(zhèn)與農(nóng)村樣本，社會(huì)保障收入SS income 變量對(duì)社會(huì)保障收入公平指數(shù)的回歸系數(shù)均為負(fù)，說(shuō)明隨著社會(huì)保障收入的增多，社會(huì)保障收入公平指數(shù)ΔY 減小，即中國(guó)社會(huì)保障制度會(huì)使居民收入的不平等程度減少。不同的是，西部地區(qū)城鎮(zhèn)社會(huì)保障收入SS income 變量系數(shù)的絕對(duì)值比農(nóng)村社會(huì)保障收入SS income 變量系數(shù)的絕對(duì)值大，說(shuō)明西部地區(qū)社會(huì)保障制度在促進(jìn)收入公平方面在城鎮(zhèn)表現(xiàn)更加顯著。

（2）在年齡方面，在西部地區(qū)整體樣本中，age2 變量、 age3 變量與age4 變量均不顯著。

（3）在受教育程度方面，西部地區(qū)整體樣本中edu2 變量、edu3 變量均不顯著，說(shuō)明在西部地區(qū)接受教育程度對(duì)社會(huì)保障收入公平指數(shù)無(wú)顯著影響。

（4）在健康狀況方面，西部地區(qū)整體樣本中body2 變量顯著為正，body3 變量不顯著。說(shuō)明相較于健康狀況好的群體，社會(huì)保障收入并沒有使健康狀況不好的群體收入的不平等程度減小，目前來(lái)看西部地區(qū)的社會(huì)保障制度并沒有改進(jìn)健康狀況不好的群體的收入狀況，其在社會(huì)保障制度的完善方面仍有很長(zhǎng)的路要走。

四、結(jié)論及政策建議

本文基于2013 年的“中國(guó)家庭金融調(diào)查”，以社會(huì)保障收入公平指數(shù)作為因變量，社會(huì)保障收入作為自變量，得到了中國(guó)社會(huì)保障制度對(duì)居民收入的具體影響?；仡櫲?，最終得到了以下幾個(gè)結(jié)論：

第一，從全國(guó)整體、東部、中部和西部地區(qū)等幾個(gè)方面看，社會(huì)保障制度都能夠使居民收入的不平等程度縮小，達(dá)到優(yōu)化居民收入分配差距的目的。不同的是，東部地區(qū)農(nóng)村社會(huì)保障收入對(duì)減小居民的收入不平等程度效果更顯著，而中西部地區(qū)則是城鎮(zhèn)社會(huì)保障收入對(duì)減小居民的收入不公平程度效果顯著。

第二，東部地區(qū)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度更加完善，對(duì)居民收入的再分配效果較強(qiáng)，能夠有效減小居民的收入不平等程度，而中西部地區(qū)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度在降低居民收入差距、保障老年群體基本生活方面的效果較差。

第三，東中部地區(qū)醫(yī)療保險(xiǎn)制度更加完善，健康狀況不好的個(gè)體通過(guò)社會(huì)保障制度中的醫(yī)療保險(xiǎn)制度以及各種社會(huì)救濟(jì)，能夠有效降低與健康狀況好的群體的收入差距；而西部地區(qū)由于保障力度、覆蓋范圍的原因，對(duì)健康狀況不好的個(gè)體的保障并不充分，對(duì)其收入的再分配作用也不強(qiáng)。

積極完善我國(guó)各項(xiàng)社會(huì)保障制度，特別是針對(duì)不同區(qū)域?qū)嵤┎町惢纳鐣?huì)保障制度，促進(jìn)落后地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，既是全面建成小康社會(huì)的必然要求，也是縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距的重要手段。我們要在借鑒國(guó)外社會(huì)保障制度建設(shè)的基礎(chǔ)上，根據(jù)我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的實(shí)際情況，采取符合實(shí)際的社會(huì)保障措施，在保障人民群眾基本生活水平的基礎(chǔ)上，逐步提高保障標(biāo)準(zhǔn)。根據(jù)本文內(nèi)容，可以從加強(qiáng)中西部地區(qū)社會(huì)保障體系建設(shè)、擴(kuò)充社會(huì)保障資金和積極推動(dòng)商業(yè)保險(xiǎn)市場(chǎng)發(fā)展等幾個(gè)方面著手，以提高社會(huì)保障制度效率，增強(qiáng)人民群眾抗風(fēng)險(xiǎn)能力，改善中西部地區(qū)社會(huì)保障制度現(xiàn)狀。