税收和转移支付对收入再分配的贡献_解垩.pdf

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1、税收和转移支付对收入再分配的贡献*解垩内容提要: 基于 2013 年中国健康与养老追踪调查( China Health and etirementLongitudinal Study，CHALS) 的追踪数据， 本文分析了个人所得税( 含社保缴费) 、 公共转移支付对再分配效应中的垂直效应、 经典水平不平等效应及再排序效应的贡献。此外， 文章还研究了转移支付的反贫困效率。结果显示: 养老金划入政府转移支付时， 城市、 农村收入不平等下降的程度比养老金划入市场收入时更大， 农村财政前、 财政后收入不平等程度均高于城市。养老金归入市场收入情况下， 转移支付中再分配效应最大的贡献因子是低保。养老金划

2、入公共转移支付时， 转移支付中再分配效应最大的贡献因子是养老金。中国 90%以上的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的作用不到 10%。从政府转移支付的各种类看， 特困户救助、 五保户补助、 低保等类型的政府转移支付对贫困的瞄准较好， 其减贫效率相对较高， 溢出效应相对较小。把养老金划入公共转移支付进行敏感性分析时发现养老金反贫困的溢出效应最大， 养老金制度在反贫困方面还有待优化。关键词: 税收和转移支付再分配效应分解贫困*解垩， 山东大学经济学院， 邮政编码: 250199， 电子信箱: sdcyxe sina com。本研究得到国家社科基金重大专项( 18

3、VSJ071) 、 国家自然科学基金( 71673167， 71774027) 的资助。作者感谢匿名审稿人的宝贵意见， 文责自负。一、引言税收 收益系统( 或税收 转移支付系统) 与收入再分配之间的关系研究一直是学者们比较感兴趣的研究主题( Hicks Swank， 1984;Myles， 1984) 。该领域中政府角色被认为在收入不平等及贫困变动中起到较为重要的作用， 这会引出如下更深层次的问题， 税收、 转移支付在再分配效应中的贡献是什么?转移支付的反贫困效率如何?平等主义者认为市场分配是不平等的， 从而支持政府的收入再分配政策。相反， 反平等主义者则认为收入的市场分配是平等的， 他们反对

4、政府干预。平等作为实证概念主要回答收入如何分配的问题， 公平作为一个规范概念则回答收入应该如何分配， 公平具有道德、 伦理的特征。绝大多数的公平概念都允许分配中有一定程度的不平等存在， 然而其中存在一个重要问题， 公平分配的含义是什么呢?公平的基本观念与以下两个问题有关: 其一， 谁支付最高的税?其二， 谁接受到最多的收益( 公共转移支付) ?本文中的收入分配趋好过程反映了平等取向提高的过程， 意味着不同收入水平家庭之间的收入差距的缩小。税收 收益系统减少收入不平等称为再分配效应， 该效应为税收 收益前( 或称财政前) 收入不平等与税收 收益后( 或称财政后) 收入不平等之差。通常而言，再分配

5、过程中有两个相反 “力量” 垂直平等和水平不平等( Cok et al， 2013) ， 垂直平等是通过较富裕和较贫穷家庭( 个体) 之间不平等的减少来达到， 水平不平等是由比较富裕的家庭( 个体) 之间不平等扩大导致。基于此， 再分配分解框架一般也由两部分组成: 垂直平等和水平不平等。由于机制不同， 税收 收益工具在整个税收 收益系统中对垂直平等、 水平不平等的影响会有所不同。在国外实践中的两种补助: 一种是经过收入调查的补助， 它往往关注最贫困的个体或家611解垩: 税收和转移支付对收入再分配的贡献庭; 另一种是不经过收入调查的补助， 其不考虑接受者的收入。可以预期经过收入调查的补助对垂直

6、平等的贡献会大于不经过收入调查的补助的贡献， 不经过收入调查的补助可能对水平不平等的贡献大一些。再比如社保缴费通常与税基成比例， 高收入者的个人所得税税负相对较高， 社保缴费的提高可能也会使不平等下降， 这是由于社保缴费者往往是雇佣人群， 他们的收入比不缴纳社保的非活动人员的收入高。已有研究就如何测定每一种财政工具对垂直、 水平效应的贡献进行了大量探索， 这些测度研究可分为两类: 第一， 只聚焦于单一的垂直效应( Ervik， 1998; Zaidi， 2009; Lambert， 1985; ao， 1969;Lerman Yitzhaki， 1985) 或单一的水平效应贡献( Duclos

7、， 1993) 。第二， 同时分析财政工具对垂直效应和水平效应的贡献( Hungerford， 2010) 。在再分配效应分解中比较著名的方法是 Kakwani( 1984) 模型， 该模型把再分配效应分解为垂直效应和再排序效应， 其中， 再排序效应为财政后( 比如， 一项针对个人的强制支出) 引起收入排序变化而导致的不公平程度。将再分配效应分解为垂直效应、 经典水平不平等效应、 再排序效应的 DJA 模型( Duclos et al， 2003) 在一定的参数下与Kakwani 方法等价。Urban( 2012， 2013， 2014) 结合 Kakwani( 1984) 方法以及 Lerm

8、an Yitzhaki( 1985) 的不同收入来源贡献法， 测定了税收 收益( 转移支付) 工具对垂直效应、 经典的水平不平等效应和再排序效应的贡献。除了上述理论测度外， 国内外学者还进行了再分配的实证研究， Wagstaff et al ( 1999) 把 12 个OECD 国家个人所得税的再分配效应分解为平均率效应、 累进效应、 水平平等效应及再排序效应四个部分。Kim Lambert( 2009) 分析了美国税收和福利支出的再分配效应。Nicolas Francisco( 2014) 分析了澳大利亚的税收 收益系统的再分配效应， 发现税收 收益系统的再分配效应比较有限。国内相关文献更多

9、集中于个人所得税的再分配效应研究。岳希明等( 2012) 认为 2011 年的个人所得税改革弱化了本来就十分微弱的个人所得税的收入分配效应。徐建炜等( 2013) 指出个税政策调节收入分配的作用有限。刘柏惠和寇恩惠( 2014) 发现政府净转移收支改善了城镇居民逐渐增加的市场收入不平等， 且改善程度随时间推移逐渐增大。汪昊和娄峰( 2017) 基于可计算一般均衡( CGE) 分析了中国财政再分配的效应， 结果表明， 我国的财政再分配从整体上对收入分配为逆向调节， 财政再分配导致全国基尼系数上升 2%。解垩( 2017) 假设增加的公共转移支付有直接税和间接税两种筹资方式， 利用微观模拟与可计算

10、一般均衡模型， 研究了公共转移支付增加对收入不平等和贫困的效应。与该研究不同， 本文把公共转移支付细分为低保、 失业补助等不同种类，并把个人所得税和社保缴费纳入同一框架来分析这些因素对垂直效应、 经典水平不平等效应及再排序效应的影响。另外， 本文在各种转移支付反贫困垂直支出效率、 减贫效率、 贫困距效率等方面也作出了一些贡献。本文结构安排如下， 第二部分为方法与数据介绍， 第三部分是实证分析， 第四部分为敏感性分析与国际比较， 最后是简短的结论。二、方法与数据( 一) 不平等与再分配本小节分析的起点为财政引致的收入变化， 即财政后收入( N) 等于财政前收入( X) 减去税收( T) 再加上转

11、移支付收入( B) :N = X T + B( 1)如果 表示再分配效应， IX、 IN 分别表示财政前、 财政后收入不平等， 那么， = IX IN。Duclos et al ( 2003) 分解计算中， 不平等指数由如下的 Atkinson- Gini 社会福利函数得到:7112018 年第 8 期W( X， ， )=10U( X( p) ， ) ， ( p， ) dp( 2)其中， 代表伦理参数( 也称为相对风险规避参数) ， 它是 Atkinsons( 1970) 效用函数 U( X( p) ， )=( X( p) )1 /( 1 ) 中的组成部分， 1， p 代表财政前收入分布的分位

12、数， X( p) 代表在 p 分位的收入; =0 时， 边际效用函数为常数， 表明穷人和富人增加同样的收入会带来相同的社会福利影响; 0时， 代表增加穷人的收入比增加富人的收入会带来更大的社会福利增进。 数值越高， 代表社会边际效用下降的越快。 代表另一个伦理参数( 也称排序不平等规避参数) ， 它是 Donaldson Weymark( 1980) 、 Yitzhakis( 1983) S 基尼系数排序的权重 ( p， )= ( 1 p) 1中的组成部分， 越大， 代表对平等的关注越大， ( p， ) 下降越快。所以， 值越高， 社会决策者在给个体赋予伦理或道德的权重时对排序的差异就越敏感(

13、 Duclos，2006) 。Duclos et al ( 2003) 、 Urban( 2008) 模型的再分配效应分解如下:( E)= V H = IX INE INP INE IN INP( 3)垂直效应 V = IX INE， 代表潜在的再分配效应， 或者说在水平平等系统成立条件下， 不平等减少所能达到的程度。潜在的与实际的再分配效应差异可分为两个部分， 其一为经典的水平不平等效应 H = INP INE， 这个效应衡量违背经典水平平等原则( 即相同条件的人应该同等对待) 下的水平不平等; 其二为再排序效应 = IN INP， 这个效应评估违背无再排序效应原则( 财政过程不应该改变财政

14、前、 财政后收入的个体排序) 条件下的水平不平等。Kakwani( 1984) 把再分配效应分解为垂直效应和再排序效应的差值。Cok et al ( 2013) 又把Kakwani( 1984) 效应分解成 S 基尼系数形式:= V = ( GX DN; X) ( GN DN; X)( 4)Urban( 2013， 2014) 分解了 V、 及 的边际变化， 并把税收、 转移支付的边际贡献率用下式表示:GX DN; X= ( DT; X DN; X)+ ( DN; X DB; X)( 5)( GN DN; X)+ ( GX DX; N)= ( DT; X DT; N)+ ( GN DN; X)

15、 + ( DB; N DB; X) ( GN DN; X) ( 6)DX; N GN= ( DT; N GN)+ ( GN DB; N)( 7)其中， 与 是税收、 转移支付占财政前收入的比例， DT; X与 DB; X( DT; N与 DB; N) 是税收、 转移支付对财政前( 财政后) 收入排序的 S 基尼系数， DX; N是财政前收入对财政后收入排序的 S 基尼系数，( 5) 式、 ( 6) 式、 ( 7) 式的贡献率以财政后的边际变化进行评估。另外， ( 6) 式和( 7) 式反映再排序及再分配在边际上的变化， 并非它们总值( 、 ) 的变化。( 二) 转移支付减少贫困的效率Becke

16、rman Wilfred( 1979) 提出了基于贫困的效率指数， 包括垂直支出效率、 减贫效率及溢出指数， Immervoll et al ( 2009) 在此基础上又增加了贫困距效率。各效率指数的计算如下:垂直支出效率 = i| yni zi( ydi yni)ii( ydi yni)溢出指数 = i| yni zydii( ydi z) i| yni zi( ydi yni)减贫效率 = i| ydi zi( ydi yni)+ i| yni zydii( z yni)ii( ydi yni)811解垩: 税收和转移支付对收入再分配的贡献贫困距效率 = i| ydi zi( ydi yn

17、i)+ i| yni zydii( z yni) i| yni zi( z yni)其中， i代表第 i 个观测值的样本权重， yni代表第 i 个家庭的人均净市场收入( 财政前收入减去个人所得税和社会保障缴费) ， ydi代表第 i 个家庭的人均可支配收入( 净市场收入加上转移支付收入) ， z 为贫困线。垂直支出效率指的是转移支付前为贫困的家庭从财政支出中得到的收益份额;减贫效率指通过财政支出使得贫困家庭减少其与贫困线的距离的程度， 这种距离减少没有超调; 溢出指数指财政支出相对于严格达到贫困线所需支出的多余部分; 贫困距效率指通过转移支付使得贫困距缩小的效率。四种指数参见图 1。图 1减

18、贫效率指数注: 来源于 Beckerman( 1979) 。图1 中， 总的转移支付为 A +B + C， 转移支付的净市场收入贫困为 A + B， 净市场收入贫困距为A +D， 可支配收入贫困距为 D。那么， 垂直支出效率 =( A +B) /( A + B + C) ; 溢出指数 = B/( A + B) ;减贫效率 = A/( A + B + C) ; 贫困距效率 = A/( A + D) 。Lustig et al ( 2013) 在家庭层面定义了财政的贫困及不平等效率指数， 指的是转移支付的再分配效应或转移支付对贫困的影响再除以转移支付的相对数量。比如， 对公共转移支付而言， 效率指

19、数是净市场收入与可支配收入的基尼系数( 或者贫困人头率) 之差， 然后再除以根据微观调查得到的总转移支付占全部可支配收入之比。( 三) 数据本文数据来源于中国健康与养老追踪调查( China Health and etirement Longitudinal Study，CHALS) 2013 年的全国追踪调查数据。CHALS 采用了多阶段抽样， 在县/区和村居抽样阶段采取 PPS 抽样方法。问卷内容包括: 个人基本信息、 家庭结构和经济支持、 健康状况、 体格测量、 医疗服务利用和医疗保险、 工作， 退休和养老金、 收入、 消费、 资产， 以及社区基本情况等。文章首先将收入分为财政前收入和财

20、政后收入， 均指家庭人均收入。删除了关键变量缺失的家庭样本后， 样本容量为 9441 个。另外， 本文还根据养老金的不同归属做了基准性和敏感性分析。在基准性分析中我们把养9112018 年第 8 期本文的分析单位为家庭， 家庭成员的出生年龄分布为 19002013 年， 能反映一部分中国税收和转移支付系统的再分配效应。调查对家庭中大于 45 岁的主要受访者及配偶的个人所得税和社保缴费分开询问， 对家庭其他成员的个人所得税及社保缴费则合在一起询问， 因此在本文中并没有将个人所得税和社保缴费分开研究。对现收现付型养老金的归属， 不同学者之间存在争议， 比如， Breceda et al ( 200

21、8) 认为养老金应该归入市场收入， 原因在于它是延迟的收入。而 Lindert et al ( 2006) 、 Goi et al ( 2011) 认为当养老金系统得到政府的大量补助时， 应该归入公共转移支付。老金作为市场收入的一部分， 而在敏感性分析中则把养老金作为政府公共转移支付的一部分。财政前( 市场) 收入包括家庭农业收入( 家庭生产的农林产品， 包括所有卖出去的和家庭消费的， 减去种子、 化肥、 农药等投入) 、 家庭畜牧和水产品收入( 家庭畜牧和水产品总收入减去相应投入) 、 家庭个体经营和私营企业净收入、 家庭工资性收入、 利息收入、 社会捐助收入、 房租收入、 出租土地和其他家

22、庭资产得到的收入、 征地和拆迁补偿、 养老金收入、 离婚后的赡养费和子女抚养费等其他收入。财政后收入指市场( 财政前) 收入减去家庭的个人所得税和社保缴费后再加上公共转移支付收入。表 1 报告了家庭年人均公共转移支付、 个人所得税和社保缴费的描述情况。表 1均值描述单位: 元均值标准差最小值最大值养老金1558. 115053. 7670148200失业补助3. 07697. 17204000无保障老人补助2. 8356. 02202200工伤补助1. 973. 05505200独生子女补助4. 17162. 93203533. 33医疗救助2. 48263. 55704000个体其他补助34

23、. 45321. 57013640低保63. 84292. 1604800退耕还林15. 94150. 3906666. 667农业补助83. 37238. 3207000五保户补助7. 117108. 9202760特困户补助3. 56260. 11301666. 667工伤人员亲属补助0. 98139. 44602010灾难补助1. 9475. 8505333. 33家庭其他补助18. 52275. 28016500税和社保缴费395. 31299. 4030600三、实证分析( 一) 再分配表 2 汇报了分解结果， 上半部分是不平等指数和不同伦理参数的组合情况， 下半部分是利用Kakwa

24、ni( 1984) 方法及 Duclos et al ( 2003) 方法估计的垂直效应、 经典的水平效应及再排序效应。在 =2， =0 情况下， 能得到标准的基尼系数。如 Kakwani( 1984) 模型所揭示的那样， 在这种极端情况下， 经典水平不平等项基本为零。最后一个景象是 = 1， = 0. 5， 这与 Duclos et al( 2000) 模型相合。该极端情况下， 再排序效应基本为零。处于这两个极端的中间状况则显示了再排序效应和经典的水平不平等效应的大小。021解垩: 税收和转移支付对收入再分配的贡献CHALS 调查中的公共转移支付由家庭和个人得到的公共转移支付两部分组成。其中

25、对家庭的公共转移支付包括低保、 退耕还林补助、 农业补助、 五保户补助、 特困户补助、 工伤人员亲属补助、 重大灾难补助、 给家庭的其他补助。对个人的公共转移支付包括失业补助、 无保障老人补助、 工伤补助、 独生子女老年补助、 医疗救助、 给个人的其他补助。表 2收入不平等、 再分配效应及其分解 =2， =0 =2， =0. 5全部样本城市样本农村样本全部样本城市样本农村样本值占财政前不平等( %)值占财政前不平等( %)值占财政前不平等( %)值占财政前不平等( %)值占财政前不平等( %)值占财政前不平等( %)IX0. 53421000. 48461000. 53841000. 6411

26、000. 58011000. 6466100IN0. 522697. 80. 475998. 20. 521596. 90. 6296. 70. 564897. 40. 617395. 5INP 0. 519897. 30. 473297. 70. 51896. 20. 61796. 30. 5628970. 614495INE 0. 519797. 30. 473297. 70. 517996. 20. 61195. 40. 558596. 30. 60693. 70. 01172. 180. 00871. 80. 01683. 120. 0213. 340. 01532. 640. 029

27、24. 52值占再分配的( %)值占再分配( %)值占再分配( %)值占再分配( %)值占再分配( %)值占再分配( %)V0. 01451250. 01141300. 02051220. 031390. 02151410. 0405139H1E 040. 852E 050. 210. 00010. 640. 00628. 60. 004227. 70. 008428. 80. 0027923. 80. 002630. 10. 003621. 10. 00210. 20. 00213. 10. 00299. 79 =3 =0. 5 =1 =0. 5全部样本城市样本农村样本全部样本城市样本农村样

28、本值占财政前不平等( %)值占财政前不平等( %)值占财政前不平等( %)值占财政前不平等( %)值占财政前不平等( %)值占财政前不平等( %)IX0. 76541000. 70841000. 77071000. 2471000. 20321000. 2526100IN0. 7425970. 691597. 60. 7399960. 232940. 193495. 20. 232392INP 0. 739296. 60. 688797. 20. 735495. 40. 232940. 193495. 20. 232392INE 0. 732595. 70. 684196. 60. 72694

29、. 20. 22791. 80. 189593. 30. 225289. 10. 02292. 990. 01692. 390. 030840. 0156. 010. 00984. 830. 02038. 03值占再分配的( %)值占再分配( %)值占再分配( %)值占再分配( %)值占再分配( %)值占再分配( %)V0. 03291430. 02431440. 04471450. 021370. 01361390. 0274135H0. 006729. 30. 004627. 20. 009430. 50. 00536. 50. 003839. 20. 007135. 20. 003314

30、. 20. 002816. 40. 004514. 7000000从表 2 可以得到如下结论: 第一， 无论是总样本， 还是分城乡的样本， 财政后的收入不平等程度均比财政前的收入不平等程度低， 但降低的程度并不是太高， 比如标准基尼系数只下降了 0. 01 左右。第二， 农村财政前收入不平等高于城市， 农村再分配效应 占财政前收入 IX 的比例高于城市，说明农村再分配效应高于城市。即使是这样， 农村财政后的收入不平等程度仍然高于城市， 农村财政后的收入不平等比城镇高 10% 左右。此外， 在城市与农村的水平效应、 城市与农村垂直效应大小的比较中均不能得到明确的结论。比如城市垂直效应、 水平效应

31、占再分配的比例并不一直比农村高( 除 =3， =0. 5 外) 。当 为 2 或 3 时， 从 0 变动到 0. 9 时， 城乡样本再分配和水平不平等占财政前不平等的比重结果显示， 农村再分配效应高于城市， 并且这种差异随着 的上升而上升; 从水平不平等占财政前收入不平等的角度看， 农村水平不平等效应高于城市， 再分配效应和水平不平等结合起来后农村垂直不平等的效应高于城镇。1212018 年第 8 期下面我们继续分析利用 Duclos et al ( 2003) 分解的不同因素之间的关联， 我们使用( 3) 式的特性: 税收和转移支付的垂直效应是再分配效应、 经典的水平不平等效应及再排序效应之

32、和， 来揭示它们之间的关系。再分配、 经典水平不平等及再排序效应占垂直不平等的比重显示: 城市的水平不平等范围从 23%( =2， =0) 到 26% ( =3， =0. 9) ， 农村水平不平等范围则从 17% ( =2， =0) 到 39%( =3， =0. 9) ; 在 值较低时， 再排序效应远比经典的水平不平等高， 随着 的增加， 经典的水平不平等高于再排序效应; 比较有趣的是， 在 为 2 和 3 时， 经典的水平不平等跨越不同的 时， 其值大体上维持不变。另一方面， 较大的 意味着在垂直效应中再排序效应的值也越大， 说明随着 的增加， 总的水平不平等在垂直效应中的份额在增加。上述分

33、析表明， 农村的税收和转移支付系统创造的再分配效应比城市高。与此同时， 比较城市与农村水平效应、 垂直效应占再分配比例并不能得到孰大孰小的明确结论。为什么会出现这种现象?税收、 转移支付这些工具又对分配结果起到了何种作用?表 3 使用 Urban( 2013， 2014) 的分解方法汇报了垂直、 排序及再分配效应的分解情况。表 3全部样本垂直、 排序及再分配效应分解( =2)占财政前收入( %)贡献占总边际再分配( %)标准化贡献MCVMCank MCdeltaMCVMCank MCdeltaMCVMCank MCdelta税和社保缴费6. 21231E 03 0. 0040. 0030. 7

34、333. 024 2. 2918000. 1失业补助0. 02986E 055E 052E 050. 04770. 03550. 01190. 31. 10. 1无保障老人补助1. 01280. 01020. 00290. 00747. 71082. 15295. 55831. 31. 81. 2工伤补助0. 06490. 00038E 050. 00020. 20040. 06270. 13780. 60. 80. 5独生子女补助0. 14310. 00068E 050. 00050. 46840. 05890. 40920. 50. 40. 6医疗救助0. 25330. 00210. 00

35、070. 00131. 6050. 56411. 04051. 11. 80. 8个体其他补助2. 10670. 0120. 00480. 00729. 03433. 60275. 43150. 71. 50. 5个体转移支付合计3. 61060. 02520. 00880. 016419. 0676. 476812. 5890. 91. 60. 7低保7. 06220. 05560. 0110. 044742. 0158. 27733. 738111退耕还林2. 25960. 01190. 00170. 01028. 95391. 22487. 72890. 70. 50. 7农业补助7.

36、26380. 04560. 00410. 041934. 4212. 802331. 6190. 80. 40. 9五保户补助0. 93160. 01090. 00320. 00788. 22842. 34095. 88771. 52. 21. 3特困户补助0. 9450. 00740. 00230. 00525. 61431. 6933. 921211. 60. 9工伤人员亲属补助0. 04280. 00030. 00010. 00020. 21780. 08460. 13330. 91. 50. 7灾难补助0. 11730. 0010. 00040. 00060. 76320. 29220

37、. 4711. 12. 20. 8家庭其他补助0. 81350. 00490. 00270. 00213. 67972. 061. 61980. 82. 10. 4家庭转移支付合计19. 4360. 13760. 02590. 112103. 8918. 77585. 1190. 90. 90. 9个人和家庭公共转移支付合计23. 0460. 16280. 03470. 128122. 9625. 25297. 7080. 910. 9税收和 转 移 支 付总计29. 2590. 16190. 0310. 13124241000. 70. 70. 7221解垩: 税收和转移支付对收入再分配的贡

38、献为节省篇幅， 将城乡分组样本的分解情况略去， 感兴趣的作者可向作者索取。值得指出的是， CHALS 调查中把被调查者居住在城市、 城郊、 城镇、 城镇郊区、 或者非农就业在 70%以上的特殊地区划入城市， 导致了一些城市样本出现了农业补助等公共转移支付。从表 3 占财政前收入 1%列可以看出， 全部样本中税收和社保缴费占财政前收入的比例远小于公共转移支付占财政前的比例， 比如税收和社会保障缴费占财政前的比例为 6% 左右， 而公共转移支付占财政前的比例为 23%， 城乡分组样本的结论与此相同。全部样本、 城市样本、 农村样本的分解分别由三部分组成， 第一部分为( 5) 、 ( 6) 、 (

39、7) 式计算的边际变化占 Kakwani 垂直效应、Atkinson- Plotnick- Kakwani 效应及再分配效应的贡献率， 分别用 MCV、 MCank 及 MCdelta 表示， 第二部分将分项的贡献与全部再分配效应的总贡献相比， 得到其占总边际再分配的比重。第三部分将每个分项的原始贡献除以其占财政前的比例， 再与低保的相应比例相除， 得到分项的标准化贡献。从表 3 的第二部分可以看出， 全部样本中低保是垂直效应( 42%) 和再分配效应( 33. 7%) 的最大贡献因子。城市样本中低保也是垂直效应( 64%) 和再分配效应( 53. 7%) 的最大贡献因子。而农村样本中农业补助

40、是垂直效应( 38%) 和再分配效应( 33%) 的最大贡献因子， 低保在农村样本中的垂直效应( 34%) 和再分配效应( 28%) 是次最大贡献因子。需要注意到， 低保在财政前收入的比重比较高， 应当把贡献 “标准化” 后再进行比较， 这样处理后五保户救助变成了最大的贡献因子， 它引致了高于低保 1. 5 倍的垂直效应和高于低保 1. 3 倍的再分配效应; 标准化后城市五保户高于低保 1. 47 倍的垂直效应和高于低保 2. 69 倍的再分配效应， 农村工伤人员亲属补助高于低保 1. 3 倍的垂直效应和高于低保 9. 1 倍的再分配效应， 而且农村中灾难救助高于低保 1. 26 倍的垂直效应

41、和高于低保 1. 12 倍的再分配效应。从标准化贡献或总边际再分配的贡献看， 个人所得税和社保缴费在再分配中的贡献是非常有限的。比如， 其只占总边际再分配 MCdelta 的 2%。而给予个人和家庭的公共转移支付在再排序中起到了最重要的作用， 公共转移支付减少潜在再分配效应为 25%。在城乡分组样本中， 尽管个人所得税和社保缴费降低了不平等， 但其对城乡再分配( MCdelta) 的贡献分别则只有 1. 6%、 0. 8%。本文的结果与国内学者对个税的分配效应的结论大致相同。一般认为， 中国转移支付再分配效应大于个税的再分配效应。比如， 岳希明等( 2012) 认为个人所得税再分配效应微弱，

42、税后基尼系数仅降低了 0. 62 个百分点。汪昊和娄峰( 2017) 认为社会保障缴费、 个人所得税在再分配中效应中使得 MT 指数分别下降 0 4%和 0 7%。转移支付导致 MT 指数变化为 0. 0127， 影响为 3%。郭庆旺等( 2016) 测算出个人所得税仅使基尼系数缩小 0. 0137， 转移性支出使城镇居民的基尼系数绝对值缩小了 0. 0899。政府转移性支出的再分配效应是个人所得税的 6. 56 倍。( 二) 公共转移支付与贫困本节主要分析政府转移支付的减贫效率。减贫效率的一个定义是净市场收入( 财政前收入减去个人所得税和社会保障缴费) 与可支配收入( 净市场收入加上转移支付

43、收入) 的基尼系数( 或者贫困人头率) 之差再除以转移支付总额占全部可支配收入总额之比， 表 4 汇报了转移支付在该定义下的减贫效率。全部样本分析结果显示， 政府转移支付的再分配效率指数为 1. 29。随着贫困线标准的提高， 政府转移支付的减贫效率指数在逐步下降， 比如贫困线为每天 1. 25MYM PPP 时， 政府转移支付的减贫效率指数为 9. 2， 而当贫困线设定为每天 2MYM PPP 时， 政府转移支付减贫效率指数急剧下降为 4. 8， 下降了将近 2 倍。这同时说明政府补助标准较低时， 政府转移支付只在缓解重度贫困的问题上发挥较大作用。城乡分组样本的结果与全部样本的结果基本相同。反

44、映减贫效率的指数包括垂直支出效率、 减贫效率、 溢出指数及贫困缺口效率， 表 5 汇报了基于这些贫困指数的计算结果。在全部样本中， 贫困线为每天 2MYMPPP 时， 对垂直支出减贫效率而言， 34%政府转移支付流向了在转移支付前为贫困的家庭， 溢出达到 25. 3%， 这意味着转移支付总量超过了必须严格达到贫困线时的转移支付数量。与贫困线较低的每天 1. 25MYM PPP 相比， 我们发现， 转移支付并没有严格瞄准最贫困的家庭， 只有不到三成( 26. 2%) 的政府转移支付到达了3212018 年第 8 期转移支付前最贫困的家庭。在城乡分组样本中， 当贫困线为每天 2MYMPPP 时，

45、对垂直支出减贫效率而言， 24%、 40%的政府转移支付流向了在转移支付前为贫困的城市、 农村家庭， 溢出分别为35. 8%、 21. 3%。分组结果中， 城乡转移支付分别只有 17%、 32% 到达了转移支付前最为贫困的家庭， 没有严格瞄准最贫困的家庭。从城乡分组的这些效率指标表现来看， 城市的公共转移支付效率比农村的要低一些。表 4不平等和贫困下降及效率全部样本基尼系数2. 36%效率指数1. 2873贫困人头( 1. 25MYM PPP)16. 84%效率指数9. 198贫困人头( 2MYM PPP)8. 73%效率指数4. 7667城市样本基尼系数1. 84%效率指数1. 404贫困人

46、头( 1. 25MYM PPP)16. 67%效率指数12. 692贫困人头( 2MYM PPP)11. 72%效率指数8. 92农村样本基尼系数3. 05%效率指数1. 25贫困人头( 1. 25MYM PPP)16. 90%效率指数6. 92贫困人头( 2MYM PPP)7. 76%效率指数3. 182在全部样本中， 从政府转移支付的视角出发， 相对于失业补助及无保障老人补助等政府转移支付， 特困户救助、 五保户补助、 低保等政府转移支付的贫困瞄准效果较好， 减贫效率相对较高， 溢出效应相对较小， 而 “撒胡椒面” 式的农业补助溢出效应不高， 减贫效率指数在 90%左右， 其中的原因可能与

47、这种转移支付占家庭财政前收入的比例较高( 比例接近一成) 有关。以反贫困为目的的转移支付， 其减贫效率也更突出。比如， 五保户补助、 低保、 特困户补助， 这些转移支付的集中系数为负， 表现出了亲穷人的特征， 且这些转移支付的减贫效率也较高。当然， 也应该看到， 即使是瞄准穷人的转移支付， 其减贫效果也不是十分理想， 这可能是由于五保户补助、 低保、 特困户补助等转移支付存在漏损所致， 即非贫困人口享用了这类公共转移支付， 救助资格的认定有“人情保障” 、 “关系保障” 的特征， 不能对真正的贫困群体进行有效扶持， 这类转移支付的名额配给制度使贫困进入和退出的动态监测受阻， 影响了转移支付效率

48、的提高。在城市样本中， 五保户补助、 特困户补助、 工伤人员亲属补助、 医疗救助等公共转移支付的减贫效率值接近 1， 而这些公共转移支付的溢出几乎接近于 0。在农村样本中， 特困户补助、 灾难补助、 低保等公共转移支付的减贫效率值接近于 1， 这些公共转移支付的溢出值很小。这也说明， 尽管这些公共转移支付的垂直支出效率不高， 即政府转移421解垩: 税收和转移支付对收入再分配的贡献5212018 年第 8 期书书书表 5减贫效率及效率指数全部样本城市农村垂直支出效率溢出减贫效率贫困缺口效率垂直支出效率溢出减贫效率贫困缺口效率垂直支出效率溢出减贫效率贫困缺口效率贫困线: 1. 25MYMPPP可

49、支配收入0. 2620. 44130. 14640. 229520. 170370. 50670. 084050. 2307980. 321070. 418890. 186580. 22915失业补助0. 0050. 16363. 20E 03 0. 005320. 119350. 010005010. 00128无保障老人补助0. 416100. 17040. 00310. 34770. 260890. 0085690. 46260. 108890. 00152工伤补助0. 17540. 4280. 005220. 064250. 130570. 0034790. 281640. 71227

50、0. 00572独生子女老年补助0. 15630. 86850. 023260. 088970. 743180. 0455540. 2270410. 01683医疗救助0. 370. 38930. 7590. 01210. 000670. 73020. 0241170. 689420. 389640. 783870. 00863给个人其他补助0. 24970. 19810. 5210. 115250. 119150. 43010. 380090. 208290. 412060. 11470. 696390. 08843给个人的转移支付合计0. 23920. 21840. 53490. 1679