政府对居民转移支付的再分配效率研究_岳希明.pdf

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1、书书书政府对居民转移支付的再分配效率研究*岳希明周慧徐静内容提要: 本文从方法论和实证分析两个角度， 探讨政府对居民转移支付在缩小收入差距上的效率表现。方法论部分， 出于可分解性和具有经济学含义的考虑， 本文创新性地提出再分配非效率指数， 并将其分解为排序改变和累进性偏离两项。实证分析部分， 本文利用卢森堡微观收入数据库( LIS) 及中国家庭收入调查数据( CHIP) ， 对 44 个国家的估计结果显示， 样本国家再分配非效率的均值为 0. 5493( 即 54. 93%) ， 且国别差异较大， 其中0. 2658 来自排序改变， 0. 2835 来自累进性偏离。一方面， 政府对居民转移支付

2、再分配效率的实际表现仅为最优水平的 45. 07%; 另一方面， 在导致再分配效率不足的两个源泉中， 排序改变和累进性偏离同等重要。与经济发展水平相联系， 各国再分配非效率程度和累进性偏离与人均 GDP 对数值之间存在显著的负相关关系， 但排序改变项与人均 GDP对数值之间的相关关系不显著。在现代化进程中推进全体人民共同富裕， 需要通过调整结构促使再分配效率不断向最优水平接近， 资金分配要在进一步向低收入人群倾斜的同时， 最大限度降低转移支付对居民收入排序的改变。作为本领域的未来研究方向， 本文强调探讨各国社会保障体系制度安排的必要性， 并提醒研究者注意累进性与收入再分配效应和再分配效率之间的

3、复杂关系。关键词: 收入再分配效应非效率指数排序改变累进性偏离*岳希明， 中国人民大学财政金融学院， 邮政编码: 100872， 电子信箱: yue ruc edu cn; 周慧， 中国社会科学杂志社， 邮政编码:100026， 电子信箱: hui_zhou2020163 com; 徐静( 通迅作者) ， 中山大学国际金融学院， 邮政编码: 519082， 电子信箱: xujing79mail sysu edu cn。本研究系国家社会科学基金重大项目( 20ZDA048) 的阶段性成果。作者感谢匿名审稿专家的宝贵建议。当然，文责自负。从政府的角度而言， 再分配政策涵盖收入端的个人所得税和支出端

4、的社会保障支出两个领域。政府社会保障项目有时也被称为政府转移支付( 此处的转移支付与政府间财政关系理论中上级政府对下级政府的转移支付不同， 特指政府对居民的转移支付) 。从居民的角度而言， 来自政府的转移支付形成居民可支配收入的一部分， 因此又被称为转移收入。根据语境的需要， 本文同时使用社会保障支出、 ( 政府) 转移支付和转移收入等术语。一、引言经济学尤其是财政学基础理论告诉我们， 调节收入分配差距是政府最重要的职能之一。以效率为目的的市场运作， 最终将导致收入不平等程度过大， 当超出当代社会公平与平等价值观所能接受的程度时， 政府必须介入收入分配领域， 通过税收和社会保障支出等手段调节收

5、入差距。当前，我国已经如期实现全面建成小康社会的第一个百年奋斗目标， 正向着全面建成社会主义现代化强国的第二个百年奋斗目标迈进， 实现全体人民共同富裕是中国式现代化的重要特征， 而政府再分配政策是推进共同富裕的重要制度保障。在实证方面， 诸多文献均显示了各国政府， 尤其是发达国家政府再分配政策在缩小居民收入差距上发挥着重要作用。例如， Kristjnsson( 2011) 对 16 个 OECD 成员国以及 Mahler Jesuit( 2006) 对 13 个 OECD 成员国的测算结果表明， 在政府再分配政策介入之前， 以基尼系数4岳希明等: 政府对居民转移支付的再分配效率研究衡量的居民市

6、场收入差距在 0. 5 左右， 但经过再分配政策调节之后， 除极个别国家之外， 可支配收入差距均下降至 0. 4 以下， 政府再分配政策可令居民收入基尼系数降低 1620 个百分点。然而， 不同国家政府再分配政策在调节收入差距方面的表现存在显著差异， 发展中国家政府对居民收入分配差距的调节幅度远远低于发达国家。例如， Lustig( 2011) 对阿根廷( 仅城镇) 、 玻利维亚、 巴西、 墨西哥和秘鲁五国的计算结果显示， 政府的收入再分配政策虽然有助于缩小居民收入差距， 但效果非常有限， 与政府介入之前市场收入基尼系数相比， 政府介入后的可支配收入基尼系数仅降低 2 个百分点左右( 阿根廷除

7、外， 该国接近 5 个百分点) 。就市场收入差距和政府收入再分配效应， 蔡萌和岳希明( 2016) 对中国和 OECD 国家进行了比较， 结果发现， 在可支配收入基尼系数上， 中国远高于 OECD 国家均值， 但在市场收入差距上， 二者相差不大。把 Lustig( 2011) 的样本国家与 OECD 均值相比也如此。这也表明， 在由市场因素决定的收入不平等程度上， 发达国家和发展中国家之间并没有显著的差异。即使发达国家， 市场收入的基尼系数超过 0. 5 的情况也并不少见， 甚至超过发展中国家的市场收入差距， 但中国等发展中国家人均可支配收入基尼系数之所以高于 OECD 国家， 其主要原因在于

8、后者的再分配政策调节力度远超前者。过去半个多世纪以来， 测量和评价政府再分配政策效应成为收入分配研究的核心。通过比较政府收入再分配政策前后居民收入差距的变化， 来测量收入再分配效应的方向及大小， 是以往文献最常见的做法( 也称不平等指数差值法) 。除此之外， 还有探讨收入再分配政策在缩小收入差距上效率表现的研究。与实际测量和评价收入再分配效应方向和大小的效应分析不同， 效率分析是以一定规模的政府再分配政策所能达到的最大收入分配效应( 或收入分配效应的潜力) 作为参照系，并将实际收入再分配效应与此参照系相比， 进而测量和评价政府再分配政策在缩小收入差距方面的效率表现。效率分析的以往文献主要包括两

9、个方面的内容， 首先是寻找何种税负和政府转移支付资金的分配方案， 能够最大限度地缩小居民收入差距， 即刻画和定义最优收入再分配方案。其次是提出效率指数并估计效率结果， 借此评价政府再分配政策在缩小居民收入差距上的效率表现。不难看出， 从某种意义上讲， 效率分析较效应分析更具有政策含义和现实意义， 但遗憾的是， 效率分析研究较少， 与大量的效应分析文献相比更是如此。本文通过定义并分解再分配非效率指数， 进一步挖掘在缩小居民收入差距上政府再分配政策未实现其最优效率的原因， 为改善当前世界各国收入再分配政策的效率提供有用的信息和政策建言。目标是研究如何在不增加政府对居民转移支付总成本的前提下， 通过

10、优化转移支付结构， 提升再分配政策分配效率， 为缩小收入差距、 推动全体人民共同富裕提供可操作的改革方案。本文以下的安排是: 第二节是文献综述， 明确本研究的必要性和原创性; 第三节介绍再分配非效率指数及其分解方法; 第四节利用卢森堡微观收入数据库( LIS) 及中国家庭收入调查数据( CHIP) 进行实证分析; 第五节总结本文的主要结论和政策含义， 并就相关研究的未来方向给出建议。二、文献综述在政府再分配政策效应研究领域， 文献非常丰富。尽管如此， 广义而言无外乎两类: 第一类是对再分配效应实际值和边际值的测量和分析( 以下简称效应分析) ; 第二类是对再分配政策在缩小收入差距上效率表现的度

11、量( 以下简称效率分析) 。前者通过估计税收和政府转移支付的收入分配效应， 试图回答的问题是再分配政策总体上( 或者边际上) 是否， 以及在多大程度上缩小了居民收入差距。后者的目的在于测量和考察再分配政策在缩小居民收入差距52021 年第 9 期上的效率表现， 需要以一定标准作为参考。具体而言， 效率研究首先需要明确给定规模下收入再分配政策的最优( 或潜在) 效应( 即给定政府转移支付规模能够缩小收入不平等的最大程度) ， 然后以此为参照系， 通过对比最优效应和实际效应， 进而评价现行收入再分配政策的效率表现。关于收入再分配效应的文献很多， 对总体效应的研究方法多为累进性定义或再分配效应指数的

12、定义及其分解，例如 Kakwani( 1977) 将再分配效应分解为税率项和累进性项的乘积， Kakwani( 1984) 将再分配效应分解为横向公平和纵向公平， Aronson et al ( 1994) 、 Duclos et al ( 2001) 和Cok et al ( 2013) 等用不同的方式将再分配效应分解为纵向公平与横向不公平和再排序效应的差值， Kakwani Lambert( 1998) 将再分配效应分解为公平部分和不公平部分等。对再分配政策的边际效应的分析方法主要是 Lerman Yitzhaki( 1985) 提出的基于基尼系数按收入来源分解法( 卢盛峰等， 2018)

13、 。对不同政策项目再分配效应比较研究方法主要有 Urban( 2014) 提出的基于再分配效应分解的边际效应法( 解垩， 2018) 、 夏普里值分解法( Shorrocks， 2013) 、 基于回归的基尼系数分解法( Morduch Sicular， 2002) 、 循序分解法( 如汪昊和娄峰， 2017) 和反事实分解法( 卢洪友和杜亦譞， 2019) 等。边际效应法和不同项目的效果分解法与本研究不在同一体系， 方法论部分不再详细展开。在对总体效应的分解方法中， Kakwani( 1984) 的分解因其简洁性和经济含义的明确性得到了最广泛的应用。Kakwani( 1984) 的原始研究主

14、要针对税收的再分配效应， 但同样可应用于转移支付政策， 对应的分解公式可写为:E = GX GY= ( CXY GY) r1 + r( CXT GX)( 1)( 1) 式中， E 表示再分配效应，X、 Y 和 T 分别代表居民的转移前收入、 转移后收入( 也称总收入或可支配收入) 和转移收入。G 和 C 分别表示基尼系数和集中率， 由此， GX和 GY分别是转移支付前和转移支付后收入的基尼系数， CXY和 CXT分别表示按转移前收入( X) 排序计算的总收入( Y) 和转移收入( T) 的集中率。r 表示平均转移收入比率( 人均转移支付除以人均转移支付前收入) 。( 1) 式中第二行第一项(

15、CXY GY) 为横向公平项， 第二项r1 + r( CXT GX()为纵向公平项， 在Kakwani( 1984) 中分别用 H 和 V 表示， 因此有 = H + V。根据 Kakwani( 1980) 、 Atkinson( 1980) 和 Plotnick( 1981) 的证明可知， 如果再分配政策不改变居民收入排序， 则横向公平等于0， 即 CXYGY=0; 否则一定是 CXYGY0， 且改变排序的程度越大， CXY GY的绝对值也越大。也就是说， 如果再分配政策改变居民的收入排序， 违背横向公平的话， 再分配政策的收入再分配效应将会被削弱。( 1) 式中纵向公平项又由两项构成: r

16、/( 1 + r) 和( CXT GX) ， 其中后者即是 Kakwani( 1977) 对税收累进性指数给出的定义。本文同样以此指数表示政府转移支付6岳希明等: 政府对居民转移支付的再分配效率研究自 eynolds Smolensky( 1977) 和 Kakwani( 1977) 在同一年使用税前和税后基尼系数的差值作为再分配效应指标之后，多数研究都遵循了此法。在中文文献中， 多使用 MT 指数作为再分配效应的指代， 认为 Musgrave Thin( 1948) 首次提出了基尼系数差值法， 但此种说法存在偏误， 该文的确首次提出用税前税后基尼系数的变化来定义税收的有效累进性， 但他们所用

17、公式并非基尼系数差值， 而是( 1 GY) /( 1 GX) 。这些分解公式中， 横向公平的定义和衡量方式都不尽相同， 并未达成共识。本文遵循多数文献的做法( Lambert amos， 1997; Aronson et al， 1994; Urban Lambert， 2008) 等， 使用 E 指数来指代政策前后基尼系数的差值。Kakwani( 1984) 将再分配效应分解为横向公平与纵向公平的和， 其后也有研究者将 Kakawani 分解公式改写为纵向公平与横向不公平的差值， 其中的横向不公平等于 GY CXY， 是横向公平的相反数， 也有研究将其称为再排序效应。的累进性， 用 P 来代

18、表:P = CXT GX( 2)值得注意的是， 在研究税收时， P 0 意味着累进性税收， 表示高收入人群承担了更高的税率;而当政策手段为转移支付时， P 0 意味着累进性转移支付， 表示低收入人群获得了更高的转移收入比率。若要转移支付政策缩小收入差距( 即 E 0) ， 政策必须是累进的， 但累进性仅是政策缩小收入差距的必要条件， 而非充分条件。与效应分析文献相比， 效率分析文献少， 历史短， 且内容单一和集中， 主要的文献有 Fei( 1981) 、 Fellman et al ( 1999) 、 Fellman( 2001) 、 Enami( 2017) 和徐静等( 2018) 。上述文

19、献均集中于最优再分配方案的定义， 即何种税负或转移支付的分配方案能最大限度降低收入不平等， 实现其再分配的最大潜力。作为再分配政策工具， 徐静等( 2018) 仅仅考察了政府转移支付， 除此之外， 其他文献同时考察了税收和转移支付。尽管表述方式不同， 但最终定义的最优再分配方案是一致且唯一的。以下对文献给予简单介绍， 进而明确本文的研究对象和原创性。Fei( 1981) 认为， 在税收和转移支付总额给定， 且预算平衡的情况下， 存在一个“二值型财政计划” 使政策介入后的收入差距最小， 并对任意“合理的” 不平等指数有效。该“二值型财政计划”的特征是: 高收入者缴纳税收， 低收入者获得转移支付，

20、 根据给定的预算规模， 可确定可支配收入的下限 M*和上限 M*两个值。其中， 所有缴纳税收的居民， 税后可支配收入等于 M*; 所有获得转移支付的居民， 转移支付后的可支配收入等于 M*， 再分配政策实施前收入介于 M*和 M*之间的居民， 既不纳税也不接受转移支付。然而， 政府预算平衡往往非常困难， 因此 Fellman et al ( 1999) 放松了预算平衡的假定， 重新定义了最优税收政策和最优转移支付政策。用 y 表示居民市场收入， 根据给定的税收总额( 即预算规模) ， 可以找到一个常数 a， y a 的人纳税， 税额等于 y a， 而 ya 的人无需纳税， 由此得到最优税收政策

21、。根据给定的政府转移支付总额， 可以找出一个常数 b， y b 的人， 得到转移收入， 金额为b y， 而 yb 的人， 得不到转移支付， 由此得到最优转移支付政策。Fellman( 2001) 进一步论证， 在所有税收/转移支付方案中， 上述规则可令政策实施后的基尼系数最小。与 Fellman et al ( 1999) 和 Fei( 1981) 相比， Enami( 2017) 和徐静等( 2018) 仅对最优方案进行文字性描述， 并未使用数学公式进行严格定义。例如， 徐静等( 2018) 定义下的政府转移支付最优分配方案( 也称补短板式转移支付方案) ， 即在给定转移支付资金规模的条件下

22、， 首先把资金发放给初始收入由低到高排序的第一人( 即最低收入者) ， 使其收入等于排序中的第二人( 即次低收入者)后， 转而补贴此时最低收入的两人， 使其收入等于排序中第三人的收入水平。如此反复， 直到用尽所有的转移支付资金。Enami( 2017) 也作了大致相似的描述。上述文献， 基本囊括了当前基于再分配政策实际水平和最优潜力度量政府再分配效率的所有研究。更为重要的是， 虽然对最优分配方案的描述方式和证明过程不同， 但最优分配方案的实质完全一致。除 Fei( 1981) 和 Fellman( 2001) 之外， 其余三个文献进而给出了衡量再分配政策在缩小收72021 年第 9 期此处所说

23、的转移收入比率指微观层面住户收到的转移收入与其转移前收入的比值， 除此处外， 后文的转移收入比率都指全社会平均的转移支付比率。就税收而言， 人们通常所说的累进性税收具有缩小收入差距作用的判断， 是以 H = 0( 或即使 H 0 但 H 的绝对值足够小) 作为前提的。而现实中平均税率( r) 与累进性指数( P) 完全相同的两个税率表， 其收入分配效应( E) 也有可能不同， 其原因在于不同的税率表可能导致不同 H 值。这一点在考察社会保障支出( 或转移收入) 的收入再分配效应时出现的几率较大。本文的研究方法同时适合税收和转移支付， 受限于各国税收数据的可得性， 故以转移支付为主考察再分配效率

24、。这里所说的 “合理的” 不平等指数是指满足匿名性条件( 个人之间交换收入不影响整体不平等指数) 和道尔顿转移原则( 由富人向穷人转移少量资金会使不平等指数下降) 的不平等指数。入不平等上的效率指标， 且效率指数完全相同。用 GX表示再分配政策介入前收入的基尼系数，G*表示最优再分配政策实施之后基尼系数， E*= GX G*则是收入再分配效应的最优值， 即给定规模下政府再分配政策在缩小收入差距上的最大潜力。将收入再分配效应的实际值( 如( 1) 式所示) 和最优值相比， 即为效率指数， 用公式表示如下:E =GX GYGX G*EE*( 3)( 3) 式中， E 代表效率指数， 取值为 E1。

25、当 E =1， 表明再分配政策在缩小收入差距上实现了最大潜力; E 取值越小， 代表再分配效率越低; 当 GX GY时， E 取负值， 意味着再分配政策扩大了收入差距。实证研究中， Fellman et al ( 1999) 使用芬兰的住户数据发现， 税收和转移支付两种再分配工具组合的效率估计值在 13% 17% 之间。徐静等( 2018) 使用 CHIP2013 住户数据，发现我国政府转移支付效率估计值约为 15% 。收入再分配过程和基尼系数研究对象E( = GX GY) ( 即再分配效应指数) 为 Kakwani( 1977， 1984) 和徐静( 2014) 等文献的研究对象E =EE*

26、( 即再分配效率指数) 为 Fellman et al ( 1999) 、 Enami( 2017) 、 徐静等( 2018) 的研究对象IE =E* EE*( 即再分配非效率指数) 为本文的研究对象图 1收入再分配过程、 基尼系数与研究对象图 1 显示了再分配效应分析和再分配效率分析之间的区别以及本文的研究对象， 从中可见， 两类文献虽然同属政府收入再分配政策评估领域， 但存在显著区别。就研究对象而言， 本文属再分配效率分析， 但与以往效率分析的文献相比， 本文更进一步， 通过再分配非效率指数的定义及其分解，试图考察导致政府收入再分配政策非效率( 或无效率、 效率不足) 的原因， 分析结果较

27、以往效率分析文献更具有政策含义和现实意义。三、再分配非效率指数的提出及其分解( 一) 最优再分配方案的集中率特征上一节介绍了以往文献对最优再分配政策的定义及其性质的刻画， 从中可以看出， 无论是基于数学公式的定义， 还是单纯基于文字的描述， 最优再分配方案都是相同且唯一的。应当说， 以往文献对最优方案的定义和解释， 不可谓不清楚， 但不足之处在于， 它们在定义最优再分配政策以及刻画其性质时， 均未能使用累进性概念刻画最优再分配方案的特征。如本节后半部分所述， 当试图对再分配( 非) 效率进行分解， 并由此挖掘再分配效率不足的源泉时， 累进性对于定义和刻画最优再分配方案必不可少。因本文实证结果仅

28、考察政府对居民转移支付的再分配效率， 以下以政府转移支付( 而非税收)8岳希明等: 政府对居民转移支付的再分配效率研究此处的再分配政策可以仅为税收， 或仅为政府对居民的转移支付， 或者为二者的组合。Fellman et al ( 1999) 分税收、 转移收入以及税收和转移收入组合等三种情况， 提供了再分配效率的估计值， 对象年份包含19711990 年之间的 5 个年份。为例对再分配非效率指数定义及其分解进行解释， 但所有的相关讨论均适用于税收。最优转移支付分配方案的累进性用公式表现如下:P*= C* GX( 4)( 4) 式中， P*和 C*分别代表最优转移支付分配方案( 以下也称最优分配

29、方案或最优方案) 的累进性和集中率。由于 GX( 即转移支付前收入的基尼系数) 是给定的， 因此最优分配方案的累进性特征完全依赖其集中率特征。这一点对于任何分配方案都是类似的。众所周知， 为了起到缩小收入差距的作用， 转移支付必须具备累进的特征， 即转移支付资金的分配必须向低收入人群倾斜( 低收入人群获得转移支付的相对份额要高于高收入人群) ， 否则， 再分配政策是累退的， 反而会扩大收入差距。然而， 并非累进性越强， 转移支付缩小收入差距的程度越大。前述再分配效应指数的分解， 给出了再分配效应与累进性之间的关系， 为考察最优转移支付的累进性特征提供了线索。从( 1) 式可以看出， 要最大限度

30、发挥一定规模转移支付资金的再分配效应， 无非是令 E 指数取值最大化， 也就是要求在保持横向公平( 即不改变排序) 的条件下累进性实现其最大值。弄清楚这一点， 关键在于充分理解横向公平效果( 或排序改变) 与累进性指数之间存在的关联。一般而言， 提高累进性( 增加转移支付资金向低收入人群的倾斜程度) 可以有效提高再分配效应， 但这一过程大多伴随着对居民排序的影响， 一旦排序改变， 则 H 0， 又会导致再分配效应的降低。在一定条件下， 某个增加累进性的转移支付改革可能反而会损害转移支付缩小收入不平等的实际表现。因此， 现实中政府转移支付的再分配效应大多是累进性和排序改变之间的综合结果。那么，

31、与一般( 非最优) 再分配方案相比， 最优转移支付分配方案的累进性需要具备何种特征呢? 累进性等于集中率减去转移支付之前收入的基尼系数， 在后者给定的情况下， 累进性完全依赖集中率。图 2 列举了在给定转移支付总额的情况下， 最优转移支付方案和其他典型( 非最优) 方案的集中率曲线， 包括累进性不足( 方案 1) 、 累进性过强( 方案 2) 、 累进性等于最优， 但改变排序( 方案 3) 。可以看出， 在给定条件下， 最优转移支付分配方案是将转移支付总额分配给收入最低的50%人群， 其中最低的 20% 人口可以获得转移支付的 64%。这一方案下， 收入最低的 50% 人群在接受转移支付后的收

32、入完全相同， 累进性达到给定转移支付前收入分布和转移支付总额的理论最大值， 且不会改变居民排序。与最优分配方案相比， 方案 1 同属累进性资金分配方案， 低收入人群得到转移支付的绝对额和相对份额都高于高收入人群。然而， 与最优分配方案相比， 方案 1 向低收入人群倾斜的累进性不足。如图 2 所示， 方案 1 将收入最低的 80% 人群纳为政府转移支付的作用对象， 远高于最优分配方案的 50%。这意味着， 对任意给定比例的低收入人群， 其得到的转移支付占比远低于最优分配方案， 转移支付对低收入人口的倾斜程度不够， 收入相对较高的人口也得到了补贴。与方案 1 正好相反， 方案 2 为累进性过强的资

33、金分配方案。所有转移支付资金覆盖收入最低的 20% 人群， 小于最优方案的 50%。在这一方案下， 获得转移支付人群的可支配收入高于没有机会接受转移支付的其他相对低收入人口( 收入排序在 20%50% 之间) ， 收入排序发生改变( H 0) 。方案 3 模拟了累进性取值与最优分配方案相等的情形， 换言之， 该方案的集中率等于最优方案， 但分配方式迥异。方案 3 对最优方案的偏离表现在， 资金分配过度倾斜于最低收入人群， 但对次低收入人群分配不92021 年第 9 期把所有转移支付资金集中于收入最低的一个人时， 累进性最强。很显然， 除非转移支付资金规模足够小( 小于最低收入者和次低收入者之间

34、的收入差值时) ， 否则， 这种集所有资金于一人的分配方式， 不但不能最大限度缩小收入差距， 甚至可能会扩大收入差距。由此可见， 为了使一定规模转移支付资金最大限度发挥缩小收入差距的作用， 资金分配必须倾斜于低收入人口， 但倾斜程度不能超出一定限度， 或者说必须满足一定的条件。图 2不同转移支付方案的集中率曲线足， 且得到转移收入人群的比重超出了最优方案。如图 2 所示， 方案 3 中收入最低的 20% 人群获得了转移收入资金的71%， 较最优方案高出5 个百分点。虽然方案3 较方案1 和2 均有改善， 但这种对最低收入人群倾斜过度、 次低收入人群补贴不足的资金分配， 虽然实现了最优累进性，

35、但会导致收入排序改变。由此可见， 要实现转移支付缩小收入差距的最大效果， 既需要在保证转移支付对低收入人群倾斜程度达到最大， 也要求不改变收入排序。与最优方案相比， 累进性过强( 即向低收入人口过度倾斜) 的分配方案一定会改变排序， 方案 2 和方案 3 即属此类。而与累进性过强的方案相比， 累进性不足的分配( 方案 1) 是否会改变收入排序呢? 对此， 答案是肯定的， 而且最好的答案来自于各国政府转移支付的实践。根据本文下一节的分析结果可知， 在所考察的 44 个国家转移支付资金分配上， 无一例外均存在累进性不足和收入排序改变共存的现象。这说明， 世界各国政府对居民的转移支付， 整体在向低收

36、入人群倾斜不足的同时， 又因对部分低收入人群倾斜过度而导致居民收入排序改变。方案 1 所示的分配具有一般性和普遍性，其他方案( 即最优方案、 方案 2 和方案 3) 均属例外， 在现实中较难存在。( 二) 再分配非效率指数及其分解在明确了最优转移支付分配的累进性特征之后， 以下开始对再分配( 非) 效率指数的提出及其分解进行解释。基于可分解和分解结果的经济学含义的要求， 本文创新性地提出再分配非效率指数( IE) 。以往文献把收入再分配效应现实值和最优值的比例定义为再分配效率指数， 用于反映收入再分配政策效应最大潜力中已经实现的部分， 与此相对应， 最大潜力中未实现部分即为再分配非效率指数，

37、用公式表示如下:IE =GY G*E*( 5)( 5) 式中， IE 表示再分配非效率指数， 等式右侧的分母项表示给定转移支付规模的最优收01岳希明等: 政府对居民转移支付的再分配效率研究为什么会出现政府转移支付资金分配对穷人倾斜不足的同时， 却又改变收入排序的情况呢? 这一点来自现实的复杂性。政府对居民的转移收入涵盖诸多社会保障支出项目， 这些项目在界定受益对象时多以非收入指标为标准( 低保等少数项目除外) ，且在界定标准和给付金额上缺少协调。项目实施的综合效果， 虽然能够实现社会保障资金整体上向低收入人群倾斜， 但是若要保持不破坏居民接受转移收入之前的收入排序， 几乎是不可能的。入再分配效

38、应， 分子项表示潜在效应中未实现的部分， 等于最优项与实际项之差。与再分配效率指数一致， 它剔除了转移支付规模对可支配收入基尼系数的影响( 即独立于转移支付规模) ，因而具有可比性， 可以用来比较和评价不同国家收入再分配政策在缩小收入差距上的效率表现。根据 Kakwani( 1984) 对再分配效应指数 E 的分解公式， ( 5) 式分子项的 GY和 G*分别表示如下:GY= GX H +r1 + rPG*= GX+r1 + rP*( 6)( 6) 式中， 横向公平项 H 因最优分配方案不改变排序而等于 0。整理可得:IE = 1E*H +1 PP()*( 7)( 7) 式即是再分配非效率指数

39、的分解公式， 与 Kakwani( 1984) 对再分配效应的分解公式相呼应。该式右侧由两项构成， 分别表示导致再分配非效率的两种源泉: 第一项衡量转移支付改变收入排序所引起的再分配非效率， 称之为排序改变项; 第二项衡量现实转移支付累进性与最优方案累进性偏离所导致的再分配非效率， 称之为累进偏离项。以下就再分配非效率两个构成项的经济学含义及其相互关系进行解释。首先分析排序改变项1E*()H 。式中包含两个变量， 其中， E*取决于转移支付前收入不平等程度和转移收入规模， 通常可以视为常数项或外生项。由此， 排序改变项的取值完全依赖于 H。H 与上一节介绍的Kakwani( 1984) 分解式

40、中横向公平项完全相同， 其取值范围为小于或等于零( 即H0) ，当居民收入排序在接受转移支付前后发生变化时， H 0; 否则 H = 0。也就是说， 当转移支付改变人们收入排序， 因此违反横向公平原则时， 会导致再分配效率损失。排序改变的程度越大， 再分配效率损失也越大; 若无排序改变， 则无效率损失。其次分析累进性偏离项1 PP()*。累进偏离项测量现实方案与最优方案在累进性指数取值上的差距对再分配效率产生的影响。当现实方案累进性不足时( 即 P P*) ， 累进性偏离项取值大于零， 意味着再分配非效率的产生。如果现实方案同时令居民收入排序改变， 则同时伴随着排序改变的效率损失， 这些额外的

41、非效率反映在排序改变项中， 而不计入累进性偏离项。当现实方案和最优方案的累进性指数取值相同时( 即 P = P*) ， 累进性偏离项等于 0， 不产生效率损失。类似地， 此时并不排除现实方案改变收入排序的可能。最后， 当现实方案累进性过度时( 即P P*) ， 累进性偏离项取负值( 即( 1 P/P*) 0) ， 其含义是， 超过最优方案累进性的分配， 令资金分配进一步向低收入人群倾斜的做法， 虽然在累进性偏离项上表现为降低非效率或提高效率， 但不可避免地导致排序改变， 由此带来更大的非效率。二者相互抵消后， 最终增加再分配非效率。为了更清楚地显示累进性过度对再分配( 非) 效率的影响， 我们

42、进行了如下计算: 从最优方案出发， 对最优方案的资金分配方式进行改变， 改变的方向是让资金分配更倾向于低收入人群( 按转移支付之前的收入水平衡量) ， 达到超过最优方案的累进性分配， 进而观察包括排序改变112021 年第 9 期需要指出的是， 现实方案对最优方案的偏离， 既包括累进性指数取值本身的差异， 也包含是否改变排序的影响， 原因在于要实现最优方案的累进性必然意味着不改变收入排序。如果现实方案引起居民收入排序的改变( 无论其累进性取值如何) ， 即是对最优方案的偏离， 但其影响反映在排序改变项中， 而不反映在累进偏离项中。项和累进偏离项等指标的变化情况( 见表 1) 。可以看出， 任何

43、超过最优分配累进性的资金分配方式， 在增强累进性和降低再分配非效率( 累进偏离项变为负数) 的同时， 不可避免地引起收入排序的改变， 且由此增加的非效率规模远超前者对非效率的降低， 最终表现为增加再分配非效率。不仅如此， 与最优方案相比， 转移支付资金越是向低收入人群倾斜， 由此导致的再分配非效率也越大。表 1最优方案和其他累进性更强方案的比较个人原始收入转移支付方案最优方案方案 a方案 b方案 c方案 d110011012011012016021101009011010050320010100010430000000540000000合计1110220220220220220转移收入比率(

44、r)0. 19820. 19820. 19820. 19820. 1982转移支付前基尼系数( GX)0. 28470. 28470. 28470. 28470. 2847转移支付后基尼系数( GY)0. 14140. 14740. 14740. 14740. 1714横向公平( H)0. 00000. 00900. 00900. 01200. 0451累进性指数( P)0. 86650. 88470. 88470. 90290. 9574收入分配效应( E)0. 14330. 13730. 13730. 13730. 1133排序改变项( HIE)0. 00000. 06290. 06290

45、. 08390. 3147累进性偏离项( VIE)0. 00000. 02100. 02100. 04200. 1049非效率( IE)0. 00000. 04200. 04200. 04200. 2098注: 因四舍五入， 分项加总有时不等于合计数。四、数据和实证结果利用上一节的再分配非效率指数和分解方法， 本节对主要国家政府对居民转移支付项目在缩小居民收入差距上的效率表现进行实证分析。实证主要使用卢森堡微观收入数据库( Luxembourg Income Studys Micro- level Database， LIS) 的微观住户调查数据。LIS 数据库提供了全球多个国家住户和个人维度

46、收入、 消费等信息， 已经成为税收和转移支付再分配效应研究的标杆( Ferreira et al， 2015) 。为了提高样本对各国的代表性， 数据库同时提供了个人维度的人口权重。目前大多数国家数据较新且较全的年份是 2013 年( WaveIX) ， 这也是本文实证分析的对象年份。另外， LIS 数据库的中国数据虽然来源于中国家庭收入调21岳希明等: 政府对居民转移支付的再分配效率研究后文实证结果表明， 44 个样本国的两个非效率来源都为正数， 因此前文所说的不改变排序和累进性过强， 仅有理论上的可能性， 无现实性。查( China Household Income Project， CHI

47、P) ， 但变量严重不足， 故本文使用 CHIP2013 数据对 LIS 中国数据进行替换。在剔除缺少指标的数据后， 最终获得 44 个国家的分析样本， 表 2 是实证结果的描述信息。表 2再分配效应和再分配非效率的估计结果均值最小值最大值转移支付前的基尼系数( GX)0. 51870. 34970. 7576转移支付后的基尼系数( GY)0. 40400. 29090. 698横向公平( H = CXY GY)0. 06210. 16080. 0073累进性指数( P = CXT GX)0. 81631. 021. 3244转移收入比率( r = T/X)0. 26870. 03190. 6

48、605再分配效应( E = GX GY)0. 11470. 00270. 258最优再分配政策实施之后的基尼系数( G*)0. 29390. 15860. 6365最优再分配政策的累进性( P*)1. 15751. 441. 018收入再分配效应的最大值( E*)0. 22480. 04090. 4187效率指数 E =GX GYGX G*EE()*0. 45070. 04780. 7027非效率指数 IE =GY G*GX G()*0. 54930. 29730. 9522排序改变项( HIE = H/E*)0. 26580. 11620. 4455累进性偏离项VIE =1 PP()*0.

49、28350. 06320. 7549再分配效应方面， 平均来看， 转移支付前收入基尼系数的均值为 0. 5187， 转移支付之后下降至0. 404， 经过政府对居民转移支付的再分配政策调节， 44 个样本国家的基尼系数平均可以降低约11. 47 个百分点， 再分配政策降低收入差距的幅度平均达到 22. 1%0. 11470. 5187100()% 。整体来看，各国政府对居民转移支付的再分配非效率程度在 29. 73%95. 22%之间， 非效率均值为 54. 93%，再分配效率的均值为 45. 07%， 表明各国政府对居民转移支付的再分配效率尚不及其最大潜力的一半。再分配非效率分解表明， 在

50、54. 93%的非效率估计值中， 26. 58% 来自排序改变( 占整体非效率的 48. 39%) ， 剩余的 28. 35%来自累进性偏离( 占整体非效率的 51. 61%) 。本文侧重于政府对居民转移支付的再分配效率分析， 但效率分析与效应分析存在着密切联系，同时为了更深入考察政府对居民转移支付再分配表现与经济发展水平之间的关系， 结合回归分析方法予以考察。从以往关于库兹涅茨倒 U 型假说以及相关讨论可以看出， 政府转移支付的再分配效应与经济发展程度有着密切的联系， 二者之间存在正的相关关系。为了验证这一点， 图 3 描绘二者的散点图。从该图可以看出， 转移收入的再分配效应与人均 GDP