一、 社會保障與收入分配的理論研究

在社會保障與收入分配的理論研究中， 福利經濟學是從經濟學視角研究社會效用的最大化以及社會的物質生產與分配的重要理論體系。 它試圖在西方主流經濟學之外開辟社會分配研究的新領域， 它主要研究如何進行資源配置以提高效率，如何進行收入分配以實現公平， 以及如何進行集體選擇以增進社會福利[1]。 經濟學界通常將福利經濟學分為舊福利經濟學和新福利經濟學， 雖然兩者的基礎理論是一致的， 都是基于邊沁和穆勒的功利主義思想， 但在社會保障與收入分配關系的價值理念上存在明顯差異。

庇古 （A. C. Pigou） 既是福利經濟學的創始人， 也舊福利經濟學的代表人物。 他認為， 社會經濟福利等于一國的國民收入， 影響經濟福利的因素包括： 一是國民收入總量， 二是個人收入分配狀況。 舊福利經濟學家運用基數效用論和邊際遞減規律， 論證了國民收入分配均等化可以增加社會總福利。 根據基數效用論， 商品對人的效用或福利可以用商品的單位價格來計量， 個人與社會的效用可以進行計算和比較。 根據邊際遞減規律， 隨著收入的增加， 個人重新增加的每一單位收入中所獲得的效用是遞減的， 一個人收入愈多，貨幣收入的邊際效用愈??； 收入愈少， 則貨幣收入的邊際效用就愈大。 因此， 同樣一英鎊， 窮人和富人獲取的效用是不同的， 它給窮人帶來的效用總是大于給富人帶來的效用。 由此進一步推導出， 在國民總收入既定的條件下， 如果把富人收入的一部分轉移給窮人， 窮人所獲得的效用大于富人所損失的效用， 社會的福利就會增大。 因此，舊福利經濟學派主張通過政府干預， 舉辦社會福利來調節收入分配差距， 從而使社會總效用增加。

具體措施包括兩類： 一類是直接的轉移， 例如舉辦一些社會保險或社會服務設施； 另一類是間接的轉移， 例如， 對于窮人最迫切需要的食品 （如面包、 馬鈴薯等） 的生產部門和生產單位， 政府給予補貼， 促使這些部門和企業降低這些食品的售價， 使窮人受益[2]。

然而， 20 世紀 30 年代， 庇古的舊福利經濟學受到羅賓斯 （L.Robbins）、 卡爾多 （N. Kaldo）、?？怂?（J.R.Hicks） 等新福利經濟學家的批判，他們認為， 舊福利經濟學派的基數效用理論假設以及收入分配均等化規范性研究在邏輯上是不可能的， 其主張是沒有科學根據的。 他們主張通過提高效率來增進社會福利， 只有經濟效率問題才是大的福利內容， 而反對像舊福利經濟學家那樣只注意研究收入分配。 新福利經濟學核心理論基礎———帕累托最優———就是一個關于效率的標準，只有在某個人福利改善而又不致使其他人福利受損的情況下， 社會福利才是最大的。 但是， 新福利經濟學也不完全忽視收入分配公平問題， 因為在現實社會中， 收入分配的調節在使一部分人受益的同時， 總會使另一部分人受損。 他們由此提出補償原則理論， 即當社會變革使一部分人受益而另一部分人受損時， 受益人可以對受損人進行補償， 只要收益大于補償就說明社會福利增加了。

不過新福利經濟學家的補償原則是虛擬的， 他們認為只要社會整體發展了， 并不需要受益者直接對受損者進行補償， 這些受損人終究可以通過“漏斗效應” 從社會發展中得到補償[3]。

不論是舊福利經濟學， 還是新福利經濟學，都是圍繞如何實現社會福利最大化這一目標， 但兩個理論的價值導向與實現途徑卻是不一樣的，在公平與效率這對矛盾中， 舊福利經濟學更強調公平， 認為收入分配公平實現了社會福利最大化，而新福利經濟學則更強調效率， 認為只有在不損害效率基礎上對收入分配的適當調節才是合理的。

二、 社會保障對收入分配影響的實證性研究

社會保障制度作為政府的一項社會政策， 從本質上講是一種調節國民收入分配的手段， 其根本目的在于熨平收入分配中的不平等。 在實踐中，社會保障調節了收入分配差距， 促進了社會公平，但也存在諸多問題。

1. 社會保障促進了收入分配的公平

社會保障作為一種財政工具， 是調節收入分配的綜合性手段。 在初次分配領域， 社會保險和職業福利可以影響和改變初次分配的格局。 通過構建工資、 社會保險與職業福利三位一體的薪酬體系來提高勞動者報酬并適度平抑畸高的資本收益， 實現初次分配領域中的調節。 在再分配領域，為了彌補市場分配的不足， 所有市場經濟國家都會利用政府干預來建立再分配機制， 通過對政府財政收入的分配使社會財富的分配更加合理。

Gottschalk and Smeeding （1997）[4]通過分析多個國家的經驗數據認為， 在 20 世紀 80 年代， 幾乎所有國家都經歷了某種程度的工資不平等的過程， 而社會保障在很大程度上抵銷了市場收入的不平等。 國外眾多國家的實踐證明， 社會保障在調節收入分配、 縮小收入差距、 促進社會公平上發揮了重要作用。 以 1982 年英國數據為例， 經過社保稅和各種補貼， 最高收入的 20%的家庭與最低收入的 20%的家庭的最初收入之比由 120∶1 下降為 4∶1[5]。 美國約有 7%的社會財富， 德國約有15%的社會財富， 瑞典約有 25%的社會財富通過社會保障實現了收入再分配[6]。

2. 社會保障調節收入分配的局限性

福利國家不僅僅是一種對失衡的收入分配進行干預和矯正機制， 就其本義而言， 亦是一個分層化體系[7]。 傳統上， 人們通常認為， 福利國家通過社會和市場力量提高了社會層級流動， 從而促進了公民平等， 但越來越多的證據表明， 福利國家的社會階層化更加明顯。 濟貧傳統及其衍生出的當代家計調查的社會救助， 都明顯地意在導致社會分層化， 它通過懲罰受助者來推進社會兩極分化的局面。 Alvin L. Schorr （1974）[8]指出美國社會保障制度呈現出 “二元結構”： 貧困者越來越依賴于家計調查的社會救助； 而非貧困者則依賴于非家計調查的社會保險。 政府救助能夠維持貧困者的基本生存， 但不足以使其脫貧， 很多貧困者由于缺乏專業技術， 往往傾向于依賴政府福利救濟而不是找一份低工資的工作， 導致貧困群體極易陷入 “福利陷阱” （welfare trap）。

由俾斯麥和馮·塔夫等保守主義改革者所倡導的社會保險模式， 顯然也是一種階層形式， 它進一步強化領薪者之間的分化， 它為不同階層和地位的群體制定有本質差異的福利計劃， 每一項計劃都帶有明顯而獨特的權利和特權， 意在把人們固定在恰如其分的社會位置上。 如美國的社會保障制度固化就業的二元結構， 婦女、 黑人和拉美裔居民被禁錮在 “垃圾職業” 領域， 男性和白種人則獨占著管理和專業職業領域。 在德國， 由于社會保障具有濃厚的職業特征， 它不僅固化了不同職業分層， 而且一種 “局內人—局外人” （in-sider-outsider） 的分裂現象極有可能發展起來， 即通過失業計劃等鼓勵勞動生產率低的職工退出勞動力市場， 而形成一支非常精干的勞動力大軍。

女性主義者強調社會保障的性別不平等， Madon-na Harrington Meyer （1996）[9]認為現存的社會保障制度是一種過時了的男性賺錢—女性持家 （malebreadwinner -female homemaker） 傳 統 福 利 模 式 ，男性獲得更慷慨更穩定的福利待遇， 相反女性獲得更少更不穩定的待遇。 Orloff （1993）[10]進一步將女性細分為母親和妻子兩類， 認為他們的待遇隨著婚姻和家庭角色的變化而變化， 社會保障待遇更加不穩定。

除了職業、 種族、 性別被隔離與固化外， 社會保障對不同收入水平群體的再分配效應同樣存在分層特征。 雖然總體上， 社會保障降低了基尼系數， 有利于調節收入差距， 但社會保障對不同收入階層的影響也是不同的， 最低收入組和最高收入組的收入比重下降， 其他收入階層的收入比重都上升[11]， 意味著社會保障不利于處于收入兩個極端的群體， 而中產階層是最大的受益者。

Howe and Longman （1992）[12]指出， 超過 50%的美國聯邦政府轉移與稅收支付待遇受益于月均收入超過 3 萬美元家庭， 是政府向四口之家撥付減貧財政支出的兩倍還多。

三、 研究設計

1. 研究緣起

現代社會保障制度發源于歐洲， 代表現代社會保障制度萌芽的 《濟貧法》 頒布于英國， 標志現代社會保障制度形成的社會保險制度最早在德國實施。 歐洲也是社會保障制度發展水平最高、制度最完美的地區， 英國于 1941 年第一個宣布建立福利國家， 瑞典則被視為 “福利國家櫥窗”。 因此， 研究社會保障制度繞不開歐洲這個重要地區。

同時考慮到數據的可獲得性與數據質量， 歐盟委員會公布了 1995～2010 年間社會保障相關的完整的數據統計， 鑒于此， 本文以歐盟 27 國①為分析對象。 此外， 在歐盟內部， 各國社會保障模式、經濟發展水平與收入分配狀況差異明顯， 因此，研究社會保障與收入分配的關系， 選擇歐盟是比較合適的。

2. 變量選取與數據來源

為考察歐盟社會保障對調節收入分配差距的影響， 本文選取社會保障轉移支付后的收入分配差距作為被解釋變量， 社會保障支出水平、 社會福利模式作為解釋變量。 但是考慮到一國收入不平等是多種因素綜合影響的結果， 尤其是一國經濟發展水平和稅收水平等。 因此， 本文將稅收水平以及人均 GDP 作為控制變量納入模型。

（1） 被解釋變量 。 本文以 “收入分配差距”作為被解釋變量。 洛侖茲曲線、 百分位比率、 十分位比率、 基尼系數和阿特金森指數等都是測量收入分配不平等程度的重要指標。 在歐盟的收入分配統計中， 采用了收入 1/5 占比、 可支配收入基尼系數、 最高 20%人口收入占比三個指標。 在收入不平等研究中， 基尼系數仍然是使用最廣的一個統計指標[13]。 因此 ， 本文選取社會保障轉移支付后居民可支配收入的基尼系數 （gini） 作為測量收入分配差距的指標。

（2） 解釋變量。 第一， 社會保障水平。 為了評估社會保障在國民收入分配中的作用， 需要評估國家財富中有多少資源用于社會保障支出， 即社會保障水平。 學者普遍采用社會保障收入或支出占國內生產總值 （GDP） 的比重這一指標來度量[14]。 在公布的數據中 ， 歐盟采用了社會保護（保障） 支出占 GDP 的比重這一指標， 具體包括保障待遇、 管理成本以及其他支出， 如社會保障計劃的輔助性支出。 因此， 本文以歐盟的統計指標作為度量社會保障水平指標。 第二， 社會福利模式。 從安德森開創的福利國家類型學以來， 歐洲社會福利模式研究成為學者研究的熱點， 并衍生出多種分類標準和組合類別②。 安德森將福利模式分為三種類型： 以英國為代表的自由主義模式、以德國為代表的保守主義模式和以瑞典為代表的社會民主主義模式。 在此基礎上， 有學者將歐洲大陸的南歐國家獨立出來， 稱為 “南歐模式” 或“地中海模式”[15]。 考慮到歐盟國家還包括前蘇聯加盟共和國， 其福利特征與上述四種模式存在較大區別， 因此， 本文在此基礎上將歐盟劃分為五種福利類型： 盎格魯—撒克遜模式、 北歐模式、歐洲大陸模式、 南歐模式和東歐模式 （如表 1）。

（3） 控制變量。 第一， 經濟發展水平。 幾乎所有研究都表明， 經濟增長對收入分配具有重要影響。 早在 1955 年庫茲涅茨 （Kuznets） 就提出了經濟增長與收入分配不平等呈倒 “U” 型關系的假說， 認為在收入水平較低的階段， 經濟增長與收入分配差距擴大相伴隨， 當收入水平達到一定程度后， 經濟增長有助于緩解收入不平等。 在現有探討經濟發展與收入分配關系的實證研究中，大多數學者通常以國民生產總值這一指標來衡量經濟發展情況。 本文選擇人均 GDP 這一指標作為反映經濟發展水平的控制變量。 為消除量綱與異方差問題， 最后納入模型時對人均 GDP 取對數。

第二， 稅收水平。 稅收作為政府調節收入分配的重要杠桿， 它通過替代效應和收入效應影響要素收入分配， 前者改變了生產中要素相對投入的比例， 從而改變了稅前要素收益率， 后者則是通過直接稅影響到稅后要素收益率。 現有研究主要采用主體稅種的平均稅率指標， 但本文是從宏觀上考察稅收水平對收入差距的影響， 因此選擇稅收收入占 GDP 比重更合適， 它體現了一國稅收對調節收入差距的總體能力 （見表 2）。

3. 計量模型

面板數據模型最基本的形式是個體效應模型，如下。

yit=x'itβ+αi+εiti=1，2，… ，N； t=1 2，…，T；x'it=αi+εit

其中， t 表示時間， i 表示個案個數； β 為 k×1的矩陣， x'it為 k 個解釋變量的第 i 個個體在第 t時期的觀測值， 為 1×k 的矩陣， αi表示不可觀測的個體特殊效應、 潛在變量、 不可觀測的異質性等， εit代表剩余的隨機攏動。

根據對個體效應 αi處理的方式不同可將面板分析模型分為 “固定效應” 模型和 “隨機效應”模型。 前者將個體效應 αi視為不隨時間改變的固定性因素； 后者將視其為隨機因素。 但在實際的分析中， 判斷個體效應是否隨時間改變比較困難，研究者通常采用 Hausman 檢驗來決定選擇固定效應模型還是隨機效應模型。

與隨機效應模型相比， 當 N 較大時， 固定效應模型中存在參數過多和自由度損失過多等問題，對于隨機效應模型， 一般采用廣義最小二乘法進行估算， 由于 αi被假定為隨機的， 無須估計， 因此使用隨機效應模型可以一次得到所有系數的估計值從而進行邊際分析。 同時， 本研究的解釋變量中含有虛擬變量， 固定效應模型一階差分之后將虛擬變量自動排除， 無法納入分析模型。 基于以上原因， 本研究采用隨機效應模型， 回歸方程如下：

四、 描述性分析

從圖 1 可以看出， 不同國家的基尼系數的時間趨勢不盡相同， 有些國家很平穩 （如捷克、 希臘、 盧森堡等）， 有些國家呈下降趨勢 （如愛沙尼亞等）， 有些國家則為上升趨勢 （如瑞典、 芬蘭），但更多國家呈現波動趨勢。 在一定程度上， 基尼系數的國別差異有助于估計決定基尼系數的因素。

總體上， 歐盟收入差距較之其他地區相對較小 ， 1995～2010 年 27 國 的 基 尼 系 數 最 小 值 為0.200， 最大值僅為 0.392， 按照聯合國的劃分標準， 處于收入絕對平均與收入相對平均之間 [0.2～0.4]。 總體來看， 各國收入不平等在 20 世紀 90 年代后半期至 21 世紀 00 年代前半期呈上升趨勢，但近幾年又開始趨于下降 （如表 3）。 值得注意的是， 基尼系數最小值卻逐年上升， 表明原來收入最為均等的國家出現了不平等擴大趨勢。

為初步探索社會保障水平與收入分配的關系，對社會保障支出占 GDP 比重與基尼系數做散點圖（如圖 2）， 直線為兩個變量的擬合回歸線 ， 表明社會保障支出水平與收入差距存在負相關關系，即社會保障支出水平越高， 收入差距越小。

同理可以畫出基尼系數與福利模式的散點圖（如圖 3）， 很明顯， 不同福利模式之間收入分配不平等程度的差異較大， 其中北歐模式的收入分配最為平等， 其基尼系數全部低于 0.3； 其次是歐洲大陸模式， 只有少量國家的基尼系數略微越過0.3 分界線； 而其他三種福利模式的收入差距相對前兩種模式來說更大。

五、 模型分析

本文使用 stata12.0 對模型進行擬合回歸， 其結果如表 4 所示。 模型總體效果顯著， 顯著性水平達到 0.01。 總體 R2達到 0.4490， 雖然不是特別高， 考慮到收入不平等受到社會、 經濟、 文化，甚至政治等眾多因素的影響， 社會保障及稅收等再分配手段僅是其中因素之一， 模型中社會保障、經濟發展水平、 稅收水平解釋了近一半的收入不平等致因， 這樣看來， 模型擬合效果還是相當不錯的。

模型中， 社會保障支出水平對收入差距的回歸系數為負值， 且在 0.05 的置信水平上顯著， 說明社會保障具有收入分配調節作用， 且社會保障支出水平越高， 收入差距越小。 同時， 福利模式也是影響收入分配的重要因素之一， 其中 dum2和 dum3 在 0.1 的置信水平上顯著， 且回歸系數為負， 說明北歐模式、 歐洲大陸模式與其他模式相比， 對收入分配調節的影響存在差異， 且促進了收入分配的公平化。 北歐模式的回歸系數更高，說明其調節收入分配的力度更大； 而盎格魯—撒克遜模式、 南歐模式的回歸系數為正， 即與其他模式相比， 調節力度更弱， 但不顯著。

六、 結論與討論

通過上文的分析， 可以得出以下幾點結論：

第一， 社會保障是調節收入不平等的重要因素， 社會保障水平越高， 收入差距越小。 社會保障支出水平與基尼系數呈負相關關系， 且在 0.05置信水平上顯著， 回歸系數為-0.099， 表明社會保障水平越高， 收入越趨于平等， 社會保障支出每提高一個百分點， 基尼系數則下降 0.099 個百分點。 作為一項重要的制度安排， 社會保障制度起源于歐洲并繁榮于歐洲； 作為一項收入再分配手段， 社會保障水平在歐洲遠高于在其他地區。

20 世紀 40 年代英國第一個宣布建成福利國家 ，此后， 歐洲其他國家紛紛效仿， 福利國家成為歐洲的代名詞。 福利國家的最大特色就是以公民權利為核心， 確立了福利普遍性和保障全面性原則，以 國 家 為 直 接 責 任 主 體 ， 為 全 而 西 歐 占 比 為23.3%， 中歐及東歐為 18.9%， 以充分就業、 收入均等化和消滅貧困等為目標。 歐洲社會保障支出水平也是世界最高的， 2009 年， 平均而言， 世界各國用于社會保障的支出占 GDP 的 10.9%， 而西歐占比為 23.3%， 中歐及東歐為 18.9%， 除了少數幾個東歐國家低于 20%以外， 法國、 丹麥、 瑞典、 荷蘭等國家更是高達 30%以上， 高于世界其他任何一個地區 （如亞太地區僅為 6.9%）[16]。 歐洲項目全且水平高的社會保障的確成功地降低了收入不平等， 歐洲是世界收入差距最小的地區。

第二， 在不同福利模式下， 社會保障水平對收入分配調節作用存在差異。 雖然習慣用 “福利國家” 稱呼整個歐洲的社會保障模式， 粗看上去，各福利國家之間的類似之處大于它們之間的差別：它們都是通過稅費實行大規模的社會再分配， 將養老、 扶貧、 失業、 工傷和醫療健康看成是國家的責任， 并且把這些職能和國家對于經濟生活的管理、 對于政治生活的引導聯系起來， 從而形成一個以國家為邊界的福利國家體系， 然而在實踐中， 甚至在理念上， 它們之間存在很大的區別[17]。

盡管安德森強調傳統按社會保障支出水平劃分福利模式是不合理的， 但不同福利模式之間的社會保障支出水平與支出結構確實存在差異。 模型驗證了不同福利模式對收入分配的調節效應存在差異， 模型結果顯示， 北歐模式收入分配的調節力度最強 （回歸系數為-0.045）， 其次是歐洲大陸模式 （ 回 歸 系 數 為 -0.034） 。 這 與 Heady et al.（2001）[18]的結論相似， 他們比較了不同福利模式在降低收入不平等上的差異， 認為像比利時、 丹麥和荷蘭等社會保障支出水平較高， 其調節收入差距的力度更大； 葡萄牙、 希臘等支出水平較低，其調節力度最??； 而像英國， 由于社會保障待遇給付采用家計調查式， 其收入再分配邊際效應最強。 但與學者不同的是， 本研究將東歐國家納入模型中， 結果表明， 盎格魯—撒克遜模式和南歐模式的回歸系數為正， 即與東歐模式 （參照組）相 比 ， 其 調 節 效 應 更 差 ， 但 不 顯 著 （沒 有 通過檢驗）。

第三， 社會保障是調節收入差距的因素之一，需與其他政策措施相協調， 實現收入分配的公平。模型決定系數 R2小于 0.5， 說明模型中所有自變量對因變量的解釋力不到 50%。 如果僅將社會保障支出水平與基尼系數進行回歸， 回歸系數β=-0.067， R2=0.1943， 且在 0.1 置信水平上統計性顯著， 這一結果與其他學者或機構的研究結論基本一致。 國際勞工局以 OECD 國家為研究對象，結果表明轉移支付占家庭收入的比重與基尼系數下降幅度呈正相關關系， 其回歸方程的決定系數R2=0.2151。 Chen Wang and Caminada （2011）[19]對36 個 LIS 國家進行分析 ， 決定系數達到 0.501，且回歸系數統計性顯著， 然而他對其中最富裕的20 個國家進行回歸， 這種相關關系則消失了。 以上研究表明除了社會保障之外， 還有其他因素影響收入差距。 在本研究中， 將經濟發展水平與稅收水平兩個指標作為控制變量納入模型， 兩者對收入分配都具有統計性顯著影響 （P 值都小于0.01）。 其中， 稅收水平的回歸系數為負值， 達到0.171， 表明稅收具有正向收入調節效應， 稅收水平越高， 收入越趨向平等。 還發現， 稅收水平的回歸系數絕對值高于社會保障水平 （-0.099）， 表明與社會保障相比， 稅收的調節效應更強。 經濟發展水平則與收入不平等呈正相關關系， 即經濟發展水平越高， 收入差距越大， 且在 0.01 置信水平上顯著。 在發達國家， 收入差距之所以控制在合理范圍之內， 是因為綜合運用了稅收、 社會保障、 義務教育、 反貧困、 農業政策補貼、 工資決定機制等措施。 社會保障屬于二次再分配范疇，是一種事后調節機制， 它的成效需要以初次分配為前提。 劉強 （2006）[20]對北歐福利國家收入分配考察后總結道： 雖然通過政府建立全面的社會保障體系， 但維系社會公平和收入均等的另外一個關鍵環節是， 在初次分配領域就實現了工資收入相當程序的均等化， 為分配結果的公平創造了基礎條件。 因此， 在治理收入不平等問題中， 需要綜合協調運用初次分配與再分配各種政策措施。

【參考文獻】

[1] 鄭功成.社會保障學 ：理念 、制度 、實踐與思辨[M]. 北京 ：商務印書館，2000.

[2] 厲以寧，等.西方福利經濟學述評[M]. 北京：商務印書館，1984.

[3] 李特爾 . 福利經濟學評述 [M]. 陳彪如 ， 譯 . 北京 ： 商務印書館 ，1965.

[4] PETER GOTTSCHALK，TIMOTHY M. SMEEDING. Cross-NationalComparisons of Earnings and Income Inequality [J]. Journal ofEconomic Literature，1997，35（2）:633-678.

[5] 榮燕. 社會保障與收入分配的相關性分析 [J]. 學術論壇 ，2007（2）：98-101.

[6] 侯明喜.防范社會保障體制對收入分配的逆向轉移[J]. 經濟體制改革，2007（4）：137-140.