王亞柯

(對外經(jīng)濟貿(mào)易大學 保險學院，北京 100029)

一、引言

黨的十六大報告和十七大報告明確提出“再分配注重公平”，養(yǎng)老保險制度作為政府的再分配政策的重要組成部分，它是否有效發(fā)揮再分配作用有待于進一步分析和檢驗?？疾煸俜峙湫?yīng)可以立足于收入和財產(chǎn)兩個層面。通常而言，個人收入描述的是一種短期的狀態(tài)，它會隨著個人進入、退出勞動力市場或增加、減少工作時間等市場行為的變動而不斷變化。而財產(chǎn)作為一個存量概念，研究財產(chǎn)分布更能反映居民經(jīng)濟不平等程度的長期構(gòu)架。改革開放以來，隨著中國經(jīng)濟的快速增長，中國居民的收入和財產(chǎn)差距逐漸擴大，尤其在20世紀90年代中期以后，居民家庭財產(chǎn)開始快速積累和積聚。這主要來源于兩方面因素:第一，居民個人收入快速增長，資本市場和房地產(chǎn)市場發(fā)展完善，使得居民個人有可能在一定時期內(nèi)積累大量的財富;第二，勞動力市場和社會保障制度發(fā)生根本性地變革，使得國家福利制度在很大程度上減弱了對個人的保護，個人所面臨的不確定性增大，這就使得居民有動機利用財產(chǎn)積累來規(guī)避各種風險。

但是，由于難以收集有效的微觀數(shù)據(jù)，國內(nèi)學術(shù)界對中國居民財產(chǎn)分布的經(jīng)驗分析并不多?，F(xiàn)有文獻主要集中于中國居民收入分配課題組(CHIP)的相關(guān)研究［1-5］，課題組利用 1995年、2002年CHIPS調(diào)查數(shù)據(jù)對中國居民家庭財產(chǎn)積累、分布及其原因進行了分析，這些研究對于理解中國居民家庭的財產(chǎn)積累和分布狀況具有非常重要的現(xiàn)實意義。但是，上述文獻對于家庭財產(chǎn)范疇的界定狹窄，沒有估算居民養(yǎng)老金財產(chǎn)，無法全面有效地反映居民財產(chǎn)的分布狀況。養(yǎng)老金財產(chǎn)是已參加養(yǎng)老保險的在職職工和退休人員未來獲得的養(yǎng)老金總收益，它作為居民個人已歸屬的養(yǎng)老金權(quán)益，應(yīng)被納入居民家庭財產(chǎn)的測度范疇。將養(yǎng)老金財產(chǎn)納入傳統(tǒng)的家庭財產(chǎn)范疇，本文旨在一個更廣義的框架下考察中國居民的財產(chǎn)分布，以及養(yǎng)老金財產(chǎn)對家庭財產(chǎn)分布的影響。

對于養(yǎng)老金財產(chǎn)及其對家庭財產(chǎn)分布的影響，國際上已有較多研究。Feldstein(1974)首次提出養(yǎng)老金財產(chǎn)(social security wealth)概念及其估算方法［6］。諸多學者沿用了這一概念，并逐漸把養(yǎng)老金財產(chǎn)作為居民家庭財產(chǎn)的重要組成部分，從而擴大了家庭財產(chǎn)的界定范疇。Feldstein(1976)分析了公共養(yǎng)老金財產(chǎn)對家庭財產(chǎn)分布的影響，研究認為，公共養(yǎng)老金財產(chǎn)是家庭總財產(chǎn)的重要組成部分，若將公共養(yǎng)老金財產(chǎn)納入美國居民家庭財產(chǎn)的范疇，居民家庭財產(chǎn)分布狀況會變得更加平等［7］。之后，隨著美國養(yǎng)老保險市場的變革和多樣化，學術(shù)界開始將養(yǎng)老金財產(chǎn)納入更豐富的內(nèi)容，即包括公共養(yǎng)老金財產(chǎn)和各種私人養(yǎng)老金財產(chǎn)。Kennickel和 Sunden(1999)，Mc Garry和 Davenport(1997)和Wolff(2003;2005)的研究發(fā)現(xiàn)［8-11］，公共養(yǎng)老金財產(chǎn)使得家庭財產(chǎn)分布的不平等程度下降，而私人養(yǎng)老金財產(chǎn)的作用更加復(fù)雜。但Wolff(2005)也指出，在1983-2001年間，隨著美國養(yǎng)老保險制度的變革，公共養(yǎng)老金財產(chǎn)的均等效應(yīng)逐漸下降。Banks等(2005)［12］利用微觀調(diào)查數(shù)據(jù)分析了英國養(yǎng)老金財產(chǎn)的作用，認為公共養(yǎng)老金財產(chǎn)比私人養(yǎng)老金財產(chǎn)更加具有均等效應(yīng)。Carlo和 Stefano(2006)［13］利用意大利1991-2002年的數(shù)據(jù)進行分析，他們發(fā)現(xiàn)，意大利的養(yǎng)老保險制度改革使得個人養(yǎng)老金財產(chǎn)有所下降，但與此同時，養(yǎng)老金財產(chǎn)沒有發(fā)揮正向的均等效應(yīng)，反而擴大了家庭財產(chǎn)分布的不平等程度。

國內(nèi)現(xiàn)有文獻對中國養(yǎng)老保險再分配效應(yīng)的定量研究還非常有限。彭浩然和申曙光(2007)利用數(shù)值模擬的方法，比較了中國養(yǎng)老保險制度改革前后收入再分配效應(yīng)的變化［14］。何立新(2007)利用2002年CHIPS城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)，估算了就業(yè)人群的養(yǎng)老金財富及其不同養(yǎng)老保險制度方案下對個人終生收入的收入再分配效應(yīng)［15］。楊震林和王亞柯(2007)估算了中國企業(yè)養(yǎng)老保險制度的再分配效應(yīng)，研究發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老保險制度會在很大程度上降低城鎮(zhèn)居民的財產(chǎn)分布［16］。但上述這些研究都僅僅估算了養(yǎng)老金財富對制度內(nèi)少數(shù)人的收入再分配效應(yīng)，而沒有測度養(yǎng)老金收益對養(yǎng)老保險制度外居民收入或財產(chǎn)分布的影響。有鑒于此，本文試圖利用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查2008年數(shù)據(jù)，基于財產(chǎn)積累的長期視角，來測度中國養(yǎng)老保險制度的再分配效應(yīng)。我們要研究的問題是，中國養(yǎng)老保險制度對居民財產(chǎn)分布產(chǎn)生了什么作用?是擴大了居民財產(chǎn)分布差距，還是縮小了居民財產(chǎn)分布差距?本文其余部分的結(jié)構(gòu)安排如下:第二部分介紹所用數(shù)據(jù)、財產(chǎn)變量的界定;第三部分是養(yǎng)老保險再分配效應(yīng)的實證分析;第四部分是本文的結(jié)論。

二、數(shù)據(jù)和變量界定

(一)數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)來自于由北京大學國家發(fā)展研究院中國經(jīng)濟研究中心主持的中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)數(shù)據(jù)。追蹤調(diào)查于2008年7月和9月分別在甘肅和浙江兩省進行，調(diào)查的樣本數(shù)為2685個。調(diào)查數(shù)據(jù)收集了年齡在45歲以上(包括45歲)中國居民的健康、工作、收入和財產(chǎn)等非常詳實的個人和家庭特征。由于本文旨在研究養(yǎng)老保險制度對居民財產(chǎn)分布的經(jīng)濟效應(yīng)，故我們需要對個人和家庭財產(chǎn)進行估計，剔除一些個人收入、財產(chǎn)數(shù)據(jù)等重要信息缺失的樣本，本文研究所用的有效樣本為2653個。

(二)財產(chǎn)變量的界定

在本文的分析框架中，居民總財產(chǎn)包括可售財產(chǎn)(marketable wealth)和各種養(yǎng)老金財產(chǎn)。估算財產(chǎn)分布存在著以個人為單位還是以家庭為單位的問題。由于經(jīng)濟學理論主要構(gòu)建在個人效用的基礎(chǔ)之上，以個人為分析單位更能反映經(jīng)濟學意義上的財產(chǎn)所帶來的個人效用含義，所以本文以個人為分析單位。

(1)可售財產(chǎn)。指的是傳統(tǒng)意義上的財產(chǎn)概念，這類財產(chǎn)是在市場上可以進行變現(xiàn)并轉(zhuǎn)移的各種財產(chǎn)。具體包括:①凈房產(chǎn)，指的是扣除建房、買房房貸或借款后的凈房產(chǎn)價值，包括所有者居住房產(chǎn)和其他房產(chǎn)價值。②土地價值;對農(nóng)村住戶來說，我們估算了現(xiàn)有耕地的價值①CHARLS問卷中“如果出租耕地的話，每畝耕地每年的租金會是多少”，提供了自估每畝耕地價值，再乘以耕地面積，即為農(nóng)村住戶一年的耕地價值。我們按照現(xiàn)有耕地的30年租金作為耕地價值，并簡單假設(shè)貼現(xiàn)率為零。。對于城鎮(zhèn)住戶而言，土地價值設(shè)為零。③耐用消費品和生產(chǎn)性固定資產(chǎn);④金融資產(chǎn)，包括現(xiàn)金、銀行存款、政府債券、股票、基金、各種借款、住房公積金、拖欠工資、集資款、以及標會資金等。⑤繼承的遺產(chǎn);⑥各種負債，包括各種借款等。在CHARLS數(shù)據(jù)中，前3項是住戶數(shù)據(jù)，后3項是個人數(shù)據(jù)。我們將住戶數(shù)據(jù)根據(jù)家庭人口取平均值，然后加總其他個人數(shù)據(jù)。

(2)養(yǎng)老金財產(chǎn)。指的是各種養(yǎng)老保險的精算收益。由于CHARLS數(shù)據(jù)非常豐富，包含了個人有關(guān)商業(yè)養(yǎng)老保險、農(nóng)村養(yǎng)老保險的繳費和收益等信息，使得本文可以對多種養(yǎng)老金財產(chǎn)進行估算。養(yǎng)老金財產(chǎn)具體包括社會養(yǎng)老保險財產(chǎn)、農(nóng)業(yè)養(yǎng)老保險財產(chǎn)和商業(yè)養(yǎng)老保險財產(chǎn)。相比較而言，社會養(yǎng)老保險財產(chǎn)和農(nóng)村養(yǎng)老保險財產(chǎn)的估算方法基本一致，而商業(yè)養(yǎng)老保險財產(chǎn)的計算有所不同②調(diào)查問卷提供了商業(yè)養(yǎng)老保險的未來收益和成本的具體金額，因此財產(chǎn)估算更為簡單，即未來總收益扣除繳費總成本。。本文以社會養(yǎng)老保險財產(chǎn)為例進行介紹精算估計方法。估算社會養(yǎng)老保險財產(chǎn)需要區(qū)分不同的人群，即退休人員和就業(yè)人員。

對于退休人員而言，可以根據(jù)個人自報的“現(xiàn)發(fā)養(yǎng)老金”估算未來的總養(yǎng)老金收益，養(yǎng)老金財產(chǎn)是未來總養(yǎng)老金精算收益的貼現(xiàn)值。本文設(shè)定p為退休人員現(xiàn)發(fā)的養(yǎng)老金收入，a是職工的年齡，Sa，n是從r歲活到n歲的生存概率，T為最大生命年限，d是實際貼現(xiàn)率，g是養(yǎng)老金增長率。計算公式表示如下:

相比而言，就業(yè)人員的養(yǎng)老金財產(chǎn)估計更加復(fù)雜。CHARLS調(diào)查收集了個人“預(yù)期將來領(lǐng)取的養(yǎng)老金(或替代率)”，本文將這一自估的養(yǎng)老金作為未來養(yǎng)老金的估計值。樣本大多為45歲以上的中老年人，中老年人出于對自己將近退休生活的規(guī)劃，會更多了解已參加的養(yǎng)老保險，對未來養(yǎng)老金的預(yù)期也相對理性，他們對未來養(yǎng)老金的預(yù)期可以替代養(yǎng)老金的估計值。假定r為法定退休年齡，職工預(yù)期在r歲退休時領(lǐng)取的養(yǎng)老金收入為b。Sa，r是職工從 a 歲活到 r歲的概率，Sr，n是從退休年齡r活到年齡n的概率，則a歲職工預(yù)期退休后獲得養(yǎng)老金總量的折現(xiàn)值為:

此外，估算就業(yè)人員的養(yǎng)老金財產(chǎn)是一種凈收益，即未來精算收益的折現(xiàn)值扣除退休前要繳納的養(yǎng)老保險繳費之和。本文假定職工按照法定年齡退休，男性為60歲，女性為50歲。本文利用《人口生命表(2000-2003)》根據(jù)性別、年齡來計算職工每一時期的生存概率。此外，我們根據(jù)中國經(jīng)濟的發(fā)展歷史和未來預(yù)期設(shè)定參數(shù)，假定實際工資增長率和實際貼現(xiàn)率相同。

(三)財產(chǎn)數(shù)據(jù)描述

本文對各種財產(chǎn)數(shù)據(jù)進行了統(tǒng)計描述，見表1。全體居民可售財產(chǎn)的平均值達到17.9萬元，其中，房產(chǎn)價值最大，平均值達到了近13萬元。由于擁有養(yǎng)老金財產(chǎn)的樣本所占比重較小，表1中列出了各種養(yǎng)老金財產(chǎn)大于零的樣本數(shù)量。在參加社會養(yǎng)老保險的居民中，社會養(yǎng)老保險財產(chǎn)的平均值高達37.6萬元。相對而言，參加農(nóng)村養(yǎng)老保險和商業(yè)養(yǎng)老保險的居民更少，財產(chǎn)平均值分別為8.9萬元和71萬元。

表2分別對浙江和甘肅兩個省份的財產(chǎn)數(shù)據(jù)進行了簡單描述。其中，浙江地區(qū)居民擁有的可售財產(chǎn)遠高于甘肅地區(qū)，財產(chǎn)均值是甘肅地區(qū)居民的5.4倍。同時，浙江地區(qū)居民參加各種養(yǎng)老保險的覆蓋面都高于甘肅地區(qū)，且各種養(yǎng)老金財產(chǎn)均值都大于甘肅地區(qū)，除了商業(yè)養(yǎng)老保險財產(chǎn)外。

為了考察養(yǎng)老金財產(chǎn)與可售財產(chǎn)間的關(guān)系，本文作了反映二者直接關(guān)系的Lowess曲線圖，見圖1①由于農(nóng)保財產(chǎn)和商保財產(chǎn)的樣本量都較小，我們這里主要觀察社會養(yǎng)老保險財產(chǎn)與可售財產(chǎn)間的關(guān)系。?？v軸為社會養(yǎng)老保險財產(chǎn)，橫軸為可售財產(chǎn)。Lowess(局部加權(quán)回歸散點平滑法，也稱為LOESS)是一種以擬合散點數(shù)據(jù)得到平滑曲線為目的的一種穩(wěn)健的非參數(shù)統(tǒng)計方法②此方法由Cleveland于1979年首創(chuàng)，具體見Cleveland(1979)。。非參數(shù)估計方法對變量之間的關(guān)系不做任何形式的假定，因此，圖中曲線描繪了兩個變量之間的真實關(guān)系。圖1的估計結(jié)果表明，總體上來說，隨著可售財產(chǎn)的增加，社會養(yǎng)老金財產(chǎn)出現(xiàn)先下降、后上升的趨勢。二者之間呈現(xiàn)的是一種非線性的關(guān)系。

表1 各種財產(chǎn)的統(tǒng)計描述

表2 不同地區(qū)財產(chǎn)數(shù)據(jù)描述

圖1 社會養(yǎng)老保險財產(chǎn)與可售財產(chǎn)關(guān)系的lowess曲線圖

四、再分配效應(yīng)的實證分析

理論上，在收入分配體系中，社會養(yǎng)老保險制度是一項重要的再分配機制，旨在對居民收入分配和財產(chǎn)分配發(fā)揮正向的再分配作用，即縮小居民收入差距和財產(chǎn)分布差距。這種正向的再分配指的是社會養(yǎng)老保險財產(chǎn)對制度內(nèi)居民財產(chǎn)分布的再分配效應(yīng)。對于全體居民而言，社會養(yǎng)老保險制度會降低制度內(nèi)居民的財產(chǎn)分布差距，同時也拉大了制度內(nèi)和制度外居民的財產(chǎn)分布差距。這一作用的方向和大小主要取決于兩方面因素:養(yǎng)老保險制度的覆蓋面和保障水平。在本文的計算中，只有社會養(yǎng)老保險財產(chǎn)才是嚴格意義上的社會養(yǎng)老保險制度收益，具有收入再分配功能。而且，由于CHARLS數(shù)據(jù)選取的主要是45歲或45歲以上的中老年人群，他們更多的是制度“老人”和“中人”，所領(lǐng)取的社會養(yǎng)老保險財產(chǎn)具有更強的再分配效應(yīng)①1997年中國養(yǎng)老保險制度改革建立社會統(tǒng)籌和個人賬戶相結(jié)合的部分積累制，對不同人群的養(yǎng)老金計發(fā)進行區(qū)分，即“老人”實施老辦法，發(fā)放社會統(tǒng)籌養(yǎng)老金;“中人”發(fā)放社會統(tǒng)籌養(yǎng)老金、過渡養(yǎng)老金和個人賬戶養(yǎng)老金，個人賬戶養(yǎng)老金部分較少;“新人”實施新辦法，包括社會統(tǒng)籌養(yǎng)老金和個人賬戶養(yǎng)老金。其中，社會統(tǒng)籌養(yǎng)老金具有再分配功能，個人賬戶養(yǎng)老金不具有再分配功能。。

2009年以前，中國實施的農(nóng)村養(yǎng)老保險制度以農(nóng)民個人繳費為主、地方政府財產(chǎn)補貼為輔，其再分配作用不顯著。同時，對于商業(yè)養(yǎng)老保險而言，它主要是個人購買的一種商業(yè)養(yǎng)老儲蓄，不具有收入再分配功能，因此，商業(yè)養(yǎng)老保險不具有正向的再分配效應(yīng)。但是，農(nóng)村養(yǎng)老保險財產(chǎn)和商業(yè)養(yǎng)老保險財產(chǎn)作為個人財產(chǎn)的組成部分，會對居民財產(chǎn)分布產(chǎn)生一定的作用。本文對中國養(yǎng)老保險制度的再分配效應(yīng)進行實證分析，并測度它對全國居民(包括制度內(nèi)和制度外)財產(chǎn)分布的作用。為了分析各種養(yǎng)老金財產(chǎn)對家庭財產(chǎn)分布的再分配效應(yīng)，采用以下方法:十等分組法、基尼系數(shù)和基尼系數(shù)分解。

(一)十等分組法

本文將居民個人所擁有的可售財產(chǎn)由低到高劃分為10個等分組，加入各種養(yǎng)老金財產(chǎn)來考察各個分組的財產(chǎn)均值變化，以此來分析養(yǎng)老保險制度收益對不同富裕程度的階層產(chǎn)生的影響。圖2中，第一列是參加社保居民的可售財產(chǎn)均值，第二列是參加社保居民的可售財產(chǎn)加上社會養(yǎng)老保險財產(chǎn)，可以看出，在社會養(yǎng)老保險制度內(nèi)，加入社會養(yǎng)老保險財產(chǎn)之后，各個財產(chǎn)分組的財產(chǎn)數(shù)額都所有增長，而且，較貧窮組的財產(chǎn)增長幅度較大，較富裕組的財產(chǎn)增長幅度較小。

圖2 社保居民財產(chǎn)的十等分組

與圖2相比較的是，圖3的第一列是全體居民的可售財產(chǎn)均值，第二列是可售財產(chǎn)加上社會養(yǎng)老保險財產(chǎn)②對全體居民而言，可售財產(chǎn)加上總養(yǎng)老金財產(chǎn)的變化趨勢類似于與圖3，故不列出。。對全體居民而言，加入社會養(yǎng)老保險財產(chǎn)之后，各個財產(chǎn)分組的財產(chǎn)數(shù)額都所有增長，但是，較貧窮組的財產(chǎn)增長幅度較小，較富裕組的財產(chǎn)增長幅度較大。這就意味著，對全體居民而言，中國社會養(yǎng)老保險的制度收益更多地分配給了較富裕階層。

圖3 居民財產(chǎn)的十等分組

(二)基尼系數(shù)

估算養(yǎng)老保險再分配效應(yīng)的基本方法是比較加入養(yǎng)老金財產(chǎn)前后的家庭財產(chǎn)分布的不平等程度，本文選用基尼系數(shù)作為衡量家庭財產(chǎn)分布的不平等指數(shù)。再分配效應(yīng)分為絕對再分配效應(yīng)和相對再分配效應(yīng)。測度絕對再分配效應(yīng)的經(jīng)典方法是馬斯格雷夫-辛尼指標(Musgrave and Thin measure，MT)，用公式表示為:

式中，G表示初始家庭財產(chǎn)分布的基尼系數(shù)，G*表示加入養(yǎng)老金財產(chǎn)后家庭財產(chǎn)分布的基尼系數(shù)。若MT為正值，表示養(yǎng)老保險縮小了財產(chǎn)分布不平等程度，養(yǎng)老金財產(chǎn)具有正的再分配效應(yīng);MT為負值時，則表示養(yǎng)老保險拉大了財產(chǎn)分布的不平等程度，養(yǎng)老金財產(chǎn)具有負的再分配效應(yīng)。此外，我們利用再分配系數(shù)R來衡量再分配效應(yīng)的相對變化，系數(shù)R可表示為:

本文估算了不同財產(chǎn)范疇以及不同維度的居民財產(chǎn)分布的基尼系數(shù)、MT指標和再分配系數(shù)R，見表3。在社會養(yǎng)老保險制度內(nèi)，居民可售財產(chǎn)分布的基尼系數(shù)為0.67，加入社會養(yǎng)老保險財產(chǎn)后，財產(chǎn)分布的基尼系數(shù)大幅度下降，變?yōu)?.433，再分配效應(yīng)MT指標達到了0.238，再分配系數(shù)R值高達35.4%。這就意味著，社會養(yǎng)老保險制度的保障水平較高，社會養(yǎng)老保險財產(chǎn)具有較大的正向再分配效應(yīng)，大幅度縮小了制度內(nèi)的居民財產(chǎn)分布差距。對全體居民而言，在傳統(tǒng)的財產(chǎn)范疇下，全國居民財產(chǎn)分布的差距較大，可售財產(chǎn)的基尼系數(shù)達到了0.747，加入社會養(yǎng)老保險財產(chǎn)后，財產(chǎn)分布的基尼系數(shù)沒有出現(xiàn)明顯下降，MT指標和R值都很小。同時，加入農(nóng)村養(yǎng)老保險財產(chǎn)和商業(yè)養(yǎng)老保險財產(chǎn)的MT指標和R值也都較小。也就是說，中國養(yǎng)老保險制度并沒有明顯改變?nèi)w居民財產(chǎn)的分布差距。

最后，我們將財產(chǎn)分布的基尼系數(shù)進行分解，來分析養(yǎng)老金財產(chǎn)作為分項對總財產(chǎn)分布的影響。基尼系數(shù)可分解為各種分項財產(chǎn)所占份額與其集中率乘積之和，用公式表示為:

(三)基尼系數(shù)分解

表3 不同財產(chǎn)分布的基尼系數(shù)

式中，G代表總財產(chǎn)的基尼系數(shù)，μi和μ分別表示第i分項財產(chǎn)和總財產(chǎn)的均值，則μi/μ和ui表示第i分項財產(chǎn)在總財產(chǎn)中所占的份額。Ci代表第i分項財產(chǎn)的集中率，是由相應(yīng)的洛倫茲分布推出，其分布的人口是按照人均總財產(chǎn)排序，而不是該項財產(chǎn)的人均水平排序。第i分項財產(chǎn)的Ci越高，就意味著該項財產(chǎn)向少數(shù)人集中的程度越大。如果一種分項財產(chǎn)的集中率高于總財產(chǎn)的基尼系數(shù)，則表示它對總財產(chǎn)的分布具有擴大不平等的作用，即具有不平等效應(yīng)，反之，則意味著它具有平等效應(yīng)。將上式進行轉(zhuǎn)換，可得出各分項財產(chǎn)對總財產(chǎn)分布不平等程度的貢獻率，用公式表示為:

表4將不同群體的財產(chǎn)分布進行基尼系數(shù)的分解分析。第一部分對社會養(yǎng)老保險制度內(nèi)的居民群體進行基尼系數(shù)分解，其中，從各項財產(chǎn)的所占份額看，社保財產(chǎn)是居民總財產(chǎn)積累的最大份額，所占財產(chǎn)份額近一半，它的集中率0.218低于總財產(chǎn)的集中率0.437，故它對居民財產(chǎn)分布具有縮小不平等的作用，對居民財產(chǎn)分布差異的貢獻率僅為23.6%。

表4 財產(chǎn)分布的基尼系數(shù)分解(分組)

表4的第二部分對全體居民的總財產(chǎn)進行分解分析。從財產(chǎn)份額來看，房產(chǎn)所占份額變?yōu)樽畲螅绫Ｘ敭a(chǎn)的所占份額下降為18.5%，其集中率為0.819，略高于總財產(chǎn)的集中率0.743，故它具有擴大財產(chǎn)分布不平等的作用。但由于社會養(yǎng)老保險制度的覆蓋面較低，其對居民財產(chǎn)分布差距的貢獻率僅為20%。同時，由于農(nóng)村養(yǎng)老保險財產(chǎn)所占財產(chǎn)份額很低，盡管其集中率低于總財產(chǎn)的集中率，具有縮小居民財產(chǎn)分布差距的作用，但由于覆蓋面太低，它對總財產(chǎn)分布的貢獻率很低。相對應(yīng)的是商業(yè)養(yǎng)老保險財產(chǎn)，由于所占份額很低，盡管具有較大的擴大不平等作用，但它對財產(chǎn)分布差距的貢獻率不大。

第三部分和第四部分考察了養(yǎng)老金財產(chǎn)對不同地區(qū)居民財產(chǎn)分布的作用。其中，浙江省代表了經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，甘肅省則代表了經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)。從表4中可以看出，不同經(jīng)濟水平地區(qū)的居民財產(chǎn)分布以及養(yǎng)老金財產(chǎn)的再分配效應(yīng)有所不同。相比較而言，浙江省居民的財產(chǎn)分布差距比甘肅省略低，其中，在甘肅地區(qū)，社保財產(chǎn)所占份額較高，為36.6%，集中率0.914大幅度高于總財產(chǎn)的集中率0.722，即社會養(yǎng)老保險財產(chǎn)具有較大的擴大不平等效應(yīng)，其對總財產(chǎn)分布差距的貢獻率為46%;在浙江地區(qū)，社保財產(chǎn)份額很低，僅為14.5%，其集中率為0.775，略高于總財產(chǎn)的集中率，社會養(yǎng)老保險的不平等效應(yīng)相對較小，其貢獻率僅為16.5%。最后，農(nóng)村養(yǎng)老保險財產(chǎn)和商業(yè)養(yǎng)老保險財產(chǎn)對兩個地區(qū)居民財產(chǎn)分布的作用一致，分別具有縮小和擴大不平等的作用，但貢獻率都不大。

五、主要發(fā)現(xiàn)和結(jié)論

在傳統(tǒng)的財產(chǎn)概念界定中，本文納入了各種養(yǎng)老金財產(chǎn)概念，并以精算方法估計了養(yǎng)老金財產(chǎn)值，從而在一個更加廣義的范疇下考察了中國居民財產(chǎn)分布狀況，以此來測度中國養(yǎng)老保險的再分配效應(yīng)。本文的研究發(fā)現(xiàn)，在社會養(yǎng)老保險制度內(nèi)，由于制度保障水平較高，社保財產(chǎn)在較大程度上降低了居民財產(chǎn)分布的差距。但在全體居民范圍內(nèi)，由于制度的覆蓋面非常有限，較高的制度收益拉大了制度內(nèi)和制度外居民的財產(chǎn)分布差距，這一擴大效應(yīng)與制度內(nèi)的縮小效應(yīng)相互抵消，使得全體居民財產(chǎn)分布的基尼系數(shù)變化不大，社會養(yǎng)老保險制度并沒有明顯縮小居民財產(chǎn)分布差距。同時，農(nóng)村養(yǎng)老保險和商業(yè)養(yǎng)老保險的覆蓋面都很低，它們對居民財產(chǎn)分布的縮小和擴大不平等作用都不明顯。本文的政策啟示在于，作為一項重要的再分配政策，中國養(yǎng)老保險制度只有盡快擴大制度覆蓋面，尤其在欠發(fā)達地區(qū)，并統(tǒng)一不同群體的保障水平，才能發(fā)揮有效的再分配作用。

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