社会医疗保险与养老保险发展对居民收入分配的影响研究

初可佳

（广东金融学院 保险系，广东 广州510521）

一、引言

改革开放以来，我国社会经济得到了长足的发展，而居民收入差距却呈不断增长的态势。20世纪80年代至今，我国人均国民收入增长较快，与此同时，城乡居民收入比和基尼系数总体上也呈上升趋势。20世纪80年代早期，我国是亚洲6个可比性大国中收入分配最为均等的，但到了1999—2001年，我国却成为收入差距最大的国家之一（Lipton和Zhang，2005）［1］。王小鲁和樊纲（2005）也认为我国正在从一个收入较平等的国家转变为一个收入差距很大的国家［2］。

究竟是什么因素导致我国收入差距的不扩大成为学界和社会关注的热点问题。现有文献往往将这些因素归纳为经济增长、金融发展、城市化、市场化、财政能力、产业结构等社会经济变量，忽略了作为再分配重要手段的社会保障，特别是社会医疗保险作用。虽然有大量文献较为深入地研究了社会养老保险制度模式、转轨与变迁对于代内收入再分配和代际收入再分配的影响（刘苓玲和李培2012），但这些研究大多是基于微观层面展开，而未纳入宏观社会经济发展的整体框架考虑，也未同时对比研究社会医疗保险与社会养老保险对收入分配的影响［3］。税收和社会保障是再分配环节调节收入分配最主要的制度安排，国际经验表明社会保障缩小收入差距的作用甚至大于税收，因此成为很多国家进行收入再分配的重要手段。而社会医疗保险和社会养老保险则是社会保障非常重要的构成部分。以其占社会保险基金收入（支出）的比例来看，2001-2012年基本养老保险基金收入（支出）与社会保险基金收入（支出）的比值由80.24%（84.47%）下降到69.19%（70.16%），社会医疗保险基金收入（支出）的占比则由12.27%（8.88%）上升到24%（24.99%）。两者在社会保险基金中的占比一直保持在93%左右。基于此，本文主要研究社会医疗保险和社会养老保险对居民收入分配的影响，同时，将两者的影响程度进行对比分析。

从既有研究来看，社会医疗保险和社会养老保险对居民收入分配的实现机制已经有了比较明确的思路。因患病导致的额外支出和劳动力损失是个人和家庭所面临的重大风险和不确定性之一，而且这种风险的成本一般是高昂的，往往会导致“因病致贫、因病返贫”（Arrow，1963）［4］。而医疗保险通过整个社会成员均能获得免费或者低价的医疗服务，将个体所面临的风险在整个社会分摊，本质上是实现了横向上的收入分配的调节，即通过风险共担实现社会再分配的功能，将健康者和富有者的一部分收入转移给了病人和穷人（金彩红，2005）［5］。而对于养老保险而言，它不仅可以通过选择现收现付制的融资方式实现代际收入再分配，甚至通过对不同群体实行不同的养老保险缴费率或养老金计发办法来实现代际内的收入再分配（何立新，2007）［6］。但是，社会医疗保险和社会养老保险对我国居民收入分配效应如何，当前研究仍有不足。

二、文献综述

在经济增长与发展的相关文献中，有两大重要的主题。一是关于经济增长与收入分配关系的库兹涅兹U型曲线假说。库兹涅兹通过对美国、英国、德国等的历史数据研究发现，收入分配的不平等状况会随着经济的发展，经历先扩大后缩小的过程（Kuznets，1955）［7］。而后，很多学者开始论证库兹涅兹曲线是否存在及其适用性。二是与Goldsmitn-McKinnon-Shaw（1969，1973）的研究相关的——金融发展会加快经济发展，并改进经济发展的绩效。但此时并未关注金融发展对不平等的影响。20世纪90年代，相关研究开始关注经济增长、金融发展与收入分配之间的互动，Greenwood和Jovanovic（1990）基于库兹涅茨假说，通过建立动态模型来研究经济发展过程中金融发展与收入分配的关系，认为其动态过程类似于库兹涅茨假说，即在增长的中间阶段，随着经济的增长和储蓄率的上升，贫富收入差距会变大，最后随着经济增长收敛和储蓄率的下降，收入分配会趋向于稳定［8］。部分学者论证了这一结论（如Townsend和Ueda，2006；乔海曙和陈力，2009），而 Beck等（2004）、Clarke等（2013）等则分别通过模型和实证研究发现金融发展与收入分配之间存在的负相关关系［9-12］。也有学者认为金融发展加剧了收入的不平等（张立军、湛泳，2006）［13］。

除此之外，学者们又进一步研究了劳动力市场、人口流动、城镇化（或者城市化）、贸易开放、产业结构转型、国家制度（质量）、政策、教育水平对收入分配的影响。同时，不少学者开始将研究视角投向微观层面的调查数据，研究个人特征和属性对收入分配的影响，如边燕杰和张展新（2002）、李实和丁赛（2003）等学者发现党员身份、职业选择对收入分配有重要影响［14，15］。对于社会保障或社会保险对收入分配影响的定量研究则相对较少，如孙文基和李建强（2011）通过测算基尼系数和泰尔指数来研究中国1978—2008年财政性社会保障支出对收入分配不平等的影响；何立新和佐藤宏（2008）利用中国社会科学院经济研究所收入分配课题组1995年和2002年两次城镇住户调查的微观数据，通过测算我国社会保障对收入基尼系数的改变来分析社会保障的再分配效应［16，17］。而对于社会养老保险对收入分配影响的研究则大多集中在养老保险制度设计、制度变迁转轨、制度模式及私有化对代内与代际再分配的影响，是一种基于微观视角和制度设计视角的研究。

通过对文献的梳理可以发现，现有研究往往将居民收入的不平等因素集中在在经济发展、国家战略、金融发展、产业结构、市场化、城市化、财政支出、财政自主、国家贸易、对外开放、劳动力市场扭曲等直接与经济发展相关的社会经济变量上，亦有少数学者强调城市倾向性政策对于收入差距的影响，但这些城市倾向性政策最终也都被反映到社会经济的相关变量上。而忽略了作为居民收入再分配重要手段的社会保险的作用，特别是从宏观视角来对比研究社会医疗保险和社会养老保险对我国居民收入分配的影响。因此，本文在以往文献的研究的基础上，进一步将社会医疗保险发展和社会养老保险对收入差距的影响分离出来，并进一步对比分析社会医疗保险发展和社会养老保险发展对我国居民收入差距影响的差异。

三、研究设计

（一）模型构建

本文通过构建社会医疗保险发展和社会养老保险发展与收入差距的面板回归模型来研究社会医疗保险发展和社会养老保险发展对收入分配的影响。具体模型如下

其中，下标i用以表示不同的省市，t表示不同年份。被解释变量Yit为第t年第i个地区收入的不平等程度；主要解释变量hhealth_insit、pens_coverit分别表示第t年第t个地区社会医疗保险和社会养老保险的发展程度，而其余控制变量构成的向量Xit则是根据现有文献引入模型的其他相关社会经济变量组成，包括养老保险发展程度、经济发展水平、金融发展程度、城市化水平、政府参与和干预经济活动的能力、对外开放水平、人力资本、失业登记率等，以控制其他宏观社会经济因素对收入不均等的影响。β1、β2和φ为待估系数，μi为个体效应，εit为服从独立分布的干扰项。

（二）变量设定与数据来源

1.被解释变量的选取

我国巨大的收入差距与地区间和城乡收入差距有关，而地区间收入差距本身也与城乡收入差距有关。研究表明，虽然通过调整的中国城乡收入差距在不断缩小，但其对于收入不均等的贡献非常大，并在不断增长，以2002年为例，城乡组间贡献高达40%，如果进一步修正空间价格差异，贡献则会降低到26%（Sicular，2007）［18］。而现有文献大多采用城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入之比、泰尔指数来衡量收入的不均等；也有文献采用城乡居民人均消费比和基尼系数来衡量。虽然消费支出能够反映城乡居民的相对福利水平，但它忽略了储蓄等因素，从而不能完全反映实际购买力；而基尼系数仅对中间阶层收入的变动敏感，同时也缺乏各省市居民收入分配的基尼系数。因此，本文采用城乡收入差距（inc_gap）——消胀后的城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入之比作为被解释变量用以衡量收入的不均等程度。为了检验用城乡收入差距作为收入差距代理变量的稳定性，本文还使用德克萨斯大学基于19个工业部门的工资和就业数据计算的泰尔指数（theil）与利用城乡居民收入数据计算的泰尔指数（theil_cx）来进行稳健性检验。

2.主要解释变量的选取

社会医疗保险的发展。本文借鉴刘军强（2010，2012）的做法，用社会医疗保险的覆盖面（med_cover）来衡量社会医疗保险的发展，具体公式如（2）［19，20］。也有用社会保险基金支出占GDP比重或社会保险基金收入占GDP比重来衡量社会保险水平的（封进等，2010），由于我国社会保险坚持“收支平衡，略有结余”的原则，所以两者差异不大［21］。基于此，本文也采用社会医疗保险基金收入（支出）占GDP的比例（med_fundin，med_fundout）来衡量社会医疗保险水平，并作为社会医疗保险发展的代理变量来进行稳健性检验。

社会养老保险的发展。本文用社会养老保险的覆盖面（pens_cover）来衡量社会养老保险发展，以研究社会养老保险发展对收入再分配的影响，具体如公式（3）所示。

本文还根据相关文献控制了其他社会经济变量的影响，其他社会经济变量的选取如表1所示。本文的数据主要来源于《新中国60年统计资料汇编》、历年《中国统计年鉴》、各省（直辖市）的《统计年鉴》、《中国劳动统计年鉴》和《中国金融统计年鉴》。由于非农业人口占比与新农合基金支出存在缺失值，本文采用线性插值法将其补全，以避免由于缺失值而舍弃部分省份或年份所导致的样本自由度降低。本文选择的样本期限为2001—2012年。

此外，本文进一步通过方差膨胀因子（VIF）来检验是否存在共线性问题。检验结果显示平均方差膨胀因子为5.09，远小于10，因此，存在多重共线性问题的可能性较小。

四、实证检验

（一）基本实证结果分析

表2汇报了以城乡收入差距作为被解释变量，社会医疗保险覆盖面和社会养老保险覆盖面作为主要解释变量的计量模型估计结果。为了反映区域效应，本文在报告全国样本估计的基础上，同时报告东部、中部和西部三个区域的分样本估计结果。此外，考虑到天津、北京、上海和重庆四个直辖市的社会经济发展水平及城乡收入差距与其他省份存在较大差别，所以最后一个模型将这四个直辖市剔除进行估计，以查看实证结果的稳健性。而且，通过Hausman检验，得到五个模型的卡方值分别为29.88、92.17、54.18、98.21和40.27，均在5%的显著性水平下拒绝个体效应与其他自变量无关的原假设，故都采用固定效应模型。此外，五个模型进行wald检验，得到的P值都为0.000，其固定效应都显著，即固定效应模型是优于混合OLS模型的。

如表2所示，在控制了其他社会经济变量后，对于全国而言，社会医疗保险的发展与收入差距呈正相关关系，即社会医疗保险的发展会导致城乡收入差距的扩大，社会医疗保险对收入分配存在逆向调节作用①限于篇幅，本文并未对控制变量的回归结果一一进行分析。。而东部地区社会医疗保险发展变化1个单位，其收入差距会扩大0.475，而全国和中部地区的收入差距则分别会扩大0.22和0.249，由此可见，东部地区社会医疗保险对收入的逆向分配效应远远大于全国和中部地区的，西部地区的社会医疗保险虽然对收入存在逆向分配效应，但其并不显著。在剔除四个直辖市后，社会医疗保险对收入的逆向分配效应有所降低，其显著性也有所降低，可见，四个直辖市社会医疗保险对收入的逆向分配效应非常大。由上述分析可以推论，社会经济越发达，社会医疗保险对收入的逆向分配效应越强。

相对于社会医疗保险而言，社会养老保险发展与收入差距呈反相关关系，即社会养老保险的发展会缩小收入差距，即现阶段社会养老保险具有正向的收入调节作用。从分区域来看，中部地区社会养老保险对收入的正向调节作用会略强于东部地区，而西部地区的正向调节作用并不显著，剔除四个直辖市后，社会养老保险的正向调节作用增强。因此，社会养老保险会加强社会保障的正向收入再分配效应。此外，本文进一步论证了，社会医疗保险会削弱社会保障的正向收入再分配效应。

表1 变量总结

表2 我国社会医疗保险和社会养老保险发展对收入差距的影响

（二）内生性与稳健性检验

由于被解释变量与解释变量的相互影响，如随着收入差距的扩大，一方面收入不平等可能给相关社会政策的推行和操作带来困难，导致其发展缓慢，同时也可能会反作用于经济发展；另一方面，政府迫于舆论压力会积极采取相关社会政策或通过大力发展经济来缩小收入差距。此外，还由于可能存在测量误差或遗漏变量等问题，本文可能存在内生性问题。本文采取两种方式来对表2中的全样本模型进行内生性检验，回归结果如表3所示。

表3 内生性检验

一是，按照大多数文献的做法，将怀疑的内生性变量的上一期取值作为解释变量放入模型，由于上一期取值反映的是上一期的信息，所以不会受到当期收入差距的影响，从而避免内生性问题。本文首先将社会医疗保险发展和社会养老保险发展的上一期取值放入模型，如模型（1）所示，社会医疗保险发展对收入差距的正向作用有所减弱，社会养老保险对收入差距的负向作用却有所加强，失业率水平对收入差距的影响变的并不显著，而其他社会经济变量对收入分配的影响变化不大；然后继续将经济发展和城市化的上一期取值放入模型，如模型（2）所示，社会医疗保险发展对收入差距的正向作用变的更小，社会养老保险发展对收入差距的负向作用相对于模型（1）有所下降，失业率水平对收入差距的影响也变的不显著，而其他社会经济变量对收入差距的影响变化不大。

二是，将怀疑的内生变量滞后项和其他外生变量作为工具变量来进行工具变量估计。本文首先将社会医疗保险发展和社会养老保险发展作为内生性变量，并根据工具变量的设定方法，将其1期和2期滞后、死亡率、地区dummy变量作为工具变量来进行工具变量估计，如模型（3）所示，Hausman检验失败，而Davidson-MacKin-non（1993）检验的卡方值为3.916，在5%的显著性水平上拒绝原假设，即存在内生性问题，而Sargan检验的值为5.604，表明所选择的工具变量是有效的。此时，除了社会医疗保险发展与收入差距的正向关系相对于基准模型有所减弱，社会养老保险发展的负向关系有所加强，城市化水平变得不显著，失业率水平与收入差距的影响方向发生变化外，其他社会经济变量的作用变化并不大。然后本文将经济发展和城市化加入内生变量行列，将社会医疗保险发展和社会养老保险发展的1期和2期滞后、其他内生性变量的1期滞后，死亡率、出生率、地区dummy变量作为工具变量，如模型（4）所示，Hausman检验失败，但Davidson-MacKinnon（1993）检验的值分别为3.22，在5%的显著性水平上拒绝原假设，即存在内生性问题，而Sargan检验的值为3.443，表明所选择的工具变量是有效的。此时，社会医疗保险发展对收入分配的逆向再分配效应变得更小，失业率水平与收入差距的影响方向发生变化外，其他社会经济变量的作用变化并不大。由此可见，虽然本文设定的模型存在内生性问题，但是通过用两种方式控制内生性问题后，得到的实证结果与基准模型的并不存在太大的差异，因此，基准模型得到的回归结果是稳健的。

表4 稳健性检验

如前文所述，本文将收入差距的衡量指标变换为基于城乡收入差距计算的泰尔指数和基于工业部门工资与就业计算的泰尔指数，如表4的模型（1）和（2）；将社会医疗保险发展的衡量指标变换为社会医疗保险基金收入（支出）占GDP的比例，如模型（3）和（4）所示；将社会养老保险发展的衡量指标变化为城镇职工基本养老保险基金收入（支出）占GDP的比例，如模型（5）和（6）所示；将衡量财政分权的指标变换为基于支出角度测算的两种指标，如模型（7）和（8）所示。总体来看模型（1）—（5）、（7）和（8）并没有太大的差异，实证结果是稳健的，但当将社会养老保险发展的衡量指标变换为城镇职工基金收入（支出）占GDP的比例时，社会养老保险会显著的扩大收入差距，这与基准模型的结果相反，这可能是因为城镇职工基本养老保险作为专门为城镇职工提供福利的制度，在不考虑农村社会养老保险的情况，其发展必然会扩大城乡收入差距，因此我们不能够用衡量城镇职工基本养老保险发展的变量来作为社会养老保险发展的代理变量。

总之，经过上述一系列的内生性检验和稳健性检验，我们可以发现基本模型的实证结果基本是稳健的，同时，通过实证结果我们可以发现，社会养老保险和社会医疗保险对收入差异的作用机制是相反的：其中前者降低了收入差距，而后者则增加了收入差距。对于社会养老保险，其发现与理论预期一致，而对于社会医疗保险，其发现与理论预期迥异。造成这种现象的潜在原因可能是我国社会医疗保险兴起不久，在社会保障体系中所占份额还很小，各种制度还在完善中，因此，可能存在不少的扭曲因素，导致产生逆向分配效应。其次，由于基尼系数数据缺失，我们采用城乡收入差距作为代理变量，而我国农村地区和城镇地区的医疗保险体系存在极大的差异，这也是导致结果的另一潜在原因。在未来我们还将进一步采用微观数据验证结果的稳健性。

五、结论

本文利用我国31个省市2001—2012年的宏观数据，研究社会医疗保险发展与社会养老保险发展对我国收入差距的影响。不同于其他研究，我们在其他学者的基础上，系统性地控制了影响收入差距的其他变量。通过研究我们发现：社会医疗保险的发展会扩大城乡收入差距，且东部地区的远远大于全国和中部地区的，西部地区的并不显著；而社会养老保险发展则会缩小收入差距，且中部地区的略强于东部地区的，西部地区的并不显著。由此可见，社会养老保险会加强社会保险的正向收入调节作用，而社会医疗保险则会削弱社会保险的正向调节作用。社会医疗保险之所以对收入分配存在逆向调节作用，其原因可能是：一方面，目前我国社会医疗保险呈“碎片化”现象，制度因人设保，难以实现人群全覆盖；统筹层次低下，不能有效运用保险的风险分摊机制，导致社会医疗保险公平性问题突出（申曙光和侯小娟，2012），导致“因病致贫”和“因病返贫”等问题得不到有效解决，从而使其不能够充分发挥其收入再分配的功能，甚至在一定程度上存在逆向调节的作用；另一方面，相对于社会医疗保险而言，社会养老保险自2005年改革后，其制度设计与内在的精算平衡机制使其对收入分配的调节作用得到改善，而社会医疗保险的制度参数设计则有待于进一步精算化，其制度设计也有待于进一步科学化与合理化［22］。因此，在发展社会保险的过程中，不仅应注重其收入再分配功能的发挥，也应在强调不同保险项目特性的基础上，从其他保险项目的发展与设计中汲取经验教训，促进各保险项目发挥正的政策效应。

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