中国城镇社会保险发展非均衡及影响因素研究

吕承超，张学民

(青岛科技大学经济与管理学院，山东 青岛 266061)

一、引言与文献综述

社会保险是由法律规定通过向劳动者及雇主筹措资金，并用于劳动者以保障其一旦失去劳动收入后而获得一定补偿的制度。城镇社会保险是专门针对城镇居民所设立的社会保险，主要包括养老、医疗、失业、生育、工伤五个方面。城镇社会保险制度的建立有利于社会稳定，有利于实现社会公平，有利于推动社会进步，对社会经济健康发展具有重要的现实意义。

国内外学者对中国城镇社会保险进行了广泛研究，主要涉及以下内容:第一，关于养老保险研究。有学者在测度中国城镇养老保险支出水平基础上分析了制约因素［1］，其中城镇养老保险融资问题是影响养老保险的重要因素，建议引进名义账户融资模式［2］。部分学者探讨了养老制度设置问题，建议采取灵活的缴费形式，建立动态调整机制［3］。由于人口老龄化可能对养老保险制度产生影响，从而提出了应对人口老龄化的政策［4］。第二，关于医疗保险研究。医疗保险基金筹资和支出受多因素影响［5］，需要构建社会和商业医疗保险互补、共同发展的多层次城镇医疗保险体系［6］。黄枫(2010)利用调研数据进行实证研究，提出了医疗改革政策和路径［7］。李文沛(2010)通过分析城镇基本医疗保险筹资问题，提出了制度层面的解决措施［8］。第三，关于失业保险研究。我国失业保险政策还存在缺陷［9］，且失业保险制度覆盖率过低［10］，因此，有学者构建评价指标体系以监测我国城镇失业保险制度［11］，并给出了完善失业保险的对策建议。

现有研究存在以下不足:多集中于社会保险制度研究，而欠缺对中国城镇社会保险发展态势研究;多关注单一保险问题，而忽视对五大保险项目综合研究;多倾向于社会保险统筹协调发展研究，而缺乏对中国城镇社会保险发展非均衡及影响因素的研究。针对目前研究不足，本文借鉴以往研究，以省域和五大城镇社会保险为研究对象，分析城镇社会保险空间和项目发展非均衡，探讨影响非均衡发展因素，验证其影响程度和显著性水平。

二、研究方法与数据

(一)非均衡研究方法

1．基尼系数测算及分解方法。Yao提出了分解不均等分组数据的基尼系数测算方法［12］。由于本文中各省参加城镇社会保险人次不相等，属于不均等分组数据，因此采用Yao的方法来测算和分解基尼系数。

(1)基尼系数测算公式。将中国按省份分成n组，Si代表第i省保险①下文不做特殊说明，保险均表示城镇社会保险。总收入(总支出)②本文从社会保险基金收入和社会保险基金支出两个角度测算和分解基尼系数。份额，Di代表第i省保险人均收入(人均支出)③城镇社会保险人均收入(人均支出)=社会保险基金收入(支出)/参加城镇社会保险人次。，Pi代表第i省参加保险人次④城镇社会保险参保人次=城镇基本养老保险参保人数+城镇基本医疗保险参保人数+失业保险参保人数+工伤保险参保人数+生育保险参保人数。频数，i=1，2，…，n。按保险人均收入(人均支出)Di从小到大排序后，基尼系数G公式如下:

(2)分项目的基尼系数分解方法。每个省保险可以按照保险项目不同分为K种分项目(k=1，2，…，K)，令Ck为第k种分项目收入(支出)集中率，vk和v分别为各分项目人均收入(支出)和总保险人均收入(支出)，rk=vk/v表示项目k收入(支出)在总收入(支出)中的比重，则:

其中，Qki是项目k从1到i累积收入(支出)比重。令lki为第i省项目k人均收入(支出)，则rki=Pi*lki/vk是第i省项目k收入(支出)在全国项目k总收入(支出)中比重。各省按人均收入(支出)Di由小到大排序，则各省保险收入(支出)基尼系数可表示为:

shGk表示项目k收入(支出)对总收入(总支出)不均等贡献率。若shGk为负，表示该保险项目起到了均衡收入(支出)的作用;反之，则没有起到均衡收入(支出)的作用，反而拉大了收入(支出)差距。

2．Theil指数测算及分解方法。泰尔指数(Theil)利用信息理论熵概念计算个人或地区收入差距，泰尔指数值越大，差距越大。

其中，T为泰尔指数，Yij为i地区j省保险总收入(总支出)，Y为保险总收入(总支出)，Nij为i地区j省参加保险人次，N为参加保险总人次。Ti为i地区内各省之间差异，Yi和Ni分别是i地区保险总收入(总支出)和参加保险人次。

其中，TBR和TWR分别为地区之间的差异和地区内的差异，适用于对两次分组数据加以处理，即某一收入(支出)单元又分为若干亚收入(支出)单元。T为整体收入(支出)泰尔指数，Ti为每个收入(支出)单元内泰尔指数，TBR为组间泰尔指数，TWR为组内泰尔指数。

(二)系统GMM估计

为了克服解释变量内生性问题，以便将内生解释变量水平值和差分值作为工具变量而不需要再寻求其他工具变量，本文采用系统GMM估计处理动态面板数据。系统GMM具有更好的有限样本性质，在很大程度上可以解决差分GMM由于工具变量不足而导致的弱工具变量问题，并降低差分GMM估计偏误，同时提高估计效率①Arellano和Bond(1991)提出“差分GMM”估计法虽较好地解决了内生解释变量导致的估计有偏和非一致性问题，但可能引起由于工具变量不足而导致的弱工具变量问题。Arellano和Bover(1995)重新回到了差分之前的水平方程，通过增加新的有效工具变量来解决工具变量较弱问题，提出了“水平GMM”。Blundell和Bond(1998)将差分和水平方程作为一个方程系统进行GMM估计，实现了差分和水平GMM的结合，称为“系统GMM”。。

(三)数据来源及处理

本文将城镇社会保险基金收入、支出及参保人次作为衡量中国城镇社会保险发展水平指标，包括养老、医疗、失业、工伤、生育保险等。城镇社会保险基金收支情况及参保人次数据取自2001年至2012年《中国劳动统计年鉴》和《中国统计年鉴》。

三、中国城镇社会保险发展非均衡测算及分解

(一)中国城镇社会保险发展非均衡现状

考察期内，保险基金收入和支出年均分别增长22.50%和20.91%，都保持两位数增长。参加保险人次年均增长13.16%，其中2004年和2009年增长幅度较大。基金人均收入和支出年均分别增长8.25%和6.85%，其中2004年和2009年由于参保人次增长较多，导致人均支出负增长。

中国城镇社会保险基金收入和支出均呈现出东、中、西部②本文东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、山东、江苏、浙江、上海、广东、广西、福建、海南，西部地区包括陕西、甘肃、四川、贵州、重庆、云南、新疆、宁夏、青海、西藏，中部地区包括内蒙古、黑龙江、吉林、山西、河南、安徽、湖北、湖南、江西。依次递减趋势。如表1所示，东部地区基金收入、支出均处于绝对优势，但从2001年到2012年东部地区基金收入占全国比重从60.98%下降到58.71%，基金支出占比从59.74%下降到56.77%，优势在逐年下降。中部和西部地区保险处于弱势，但保险基金收入和支出占全国比重逐年增加。

表1 中国城镇社会保险的地区分布 单位:%

(二)中国城镇社会保险发展非均衡测算——基于基尼系数和Teil指数

如表2所示，保险支出均大于收入的基尼系数值和Theil值，说明支出大于收入的非均衡程度。收入和支出非均衡均呈现先下降后上升的“U”型趋势。考察期内可分为两个阶段:第一阶段从2001至2006年，收入基尼系数由0.1632下降到0.0822，年均下降14.07%，Theil指数由0.0209下降到0.0048，年均下降34.28%;支出基尼系数由0.1943下降为0.1195，年均下降10.22%，Theil指数由0.0300下降到0.0107，年均下降22.83%。第二阶段2007至2012年，收入基尼系数由0.0910上升到0.1531，年均上升10.97%，Theil指数由0.0058上升到0.0166，年均上升23.57%;支出基尼系数由0.1325上升到0.1856，年均上升6.98%，Theil指数由0.0130上升到0.0249，年均上升13.97%。

表2 中国城镇社会保险的基尼系数和Theil指数

(三)中国城镇社会保险发展非均衡分解

1．分项目非均衡分解——基于基尼系数分解。分项目收入(支出)对总收入(支出)基尼系数贡献主要受两个变量影响:一是分项目收入(支出)占总收入(支出)比重;二是分项目收入(支出)集中率，即分项目收入(支出)自身存在非均衡。

(1)收入基尼系数分解。如表3所示，2003－2008年城镇基本养老保险、失业保险和医疗保险的收入集中率Ck＞G，说明这三项保险扩大了城镇社会保险收入非均衡。这种趋势在2008年出现转折，养老保险和医疗保险收入集中率Ck＜G，而失业保险收入集中率Ck＞G，说明从2008年后失业保险成为拉大非均衡的主要因素。此外，2001－2012年工伤保险收入集中率Ck＜G，说明工伤保险一直起到了抑制社会保险发展非均衡的作用。

表3 城镇社会保险基金收入非均衡的基尼系数分解

(2)支出基尼系数分解。表4所示，2002－2008年医疗和生育保险支出集中率Ck＞G，说明二者提高了保险总支出非均衡程度。2008年发生逆转，医疗和生育保险支出集中率Ck＜G。自2003年后失业保险支出集中率Ck＞G，说明失业保险扩大了保险支出非均衡。2001－2012年工伤保险支出集中率Ck＜G，说明工伤保险阻碍了保险非均衡发展。

表4 城镇社会保险基金支出非均衡的基尼系数分解

2．区域非均衡分解——基于Theil指数分解。表5所示，保险基金收入和支出区域内部大于区域之间非均衡对总体非均衡的贡献度，支出大于收入的区域内贡献率。区域内部非均衡呈现先降后升的“V”型趋势。2001－2006年，收入区域内部差异由0.0173降到0.0044，此后逐渐上升，直至2012年的0.0163。区域内部非均衡对总体非均衡贡献度呈持续上升趋势，收入区域内贡献率从2001年82.67%上升到2012年98.13%，支出区域间贡献率从2001年92.33%上升到2012年98.93%，说明保险区域内部非均衡在逐渐增大。区域之间非均衡也呈先降后升的“V”型态势。2001－2006年，收入区域之间差异由0.0036下将到0.0004，此后逐渐上升，直至2011年0.0013，和支出区域之间差异态势基本一致。区域之间非均衡对总体非均衡贡献度呈持续下降趋势，收入区域间贡献率从2001年17.33%下降到2012年1.87%，支出区域间贡献率从2001年7.67%降到2012年1.07%，说明区域之间非均衡有所收敛。

表5 城镇社会保险发展非均衡的Theil指数分解

表6表示2001－2012年地区内部非均衡发展水平。横向比较，东部地区内部非均衡程度高于中、西部地区。纵向比较，东、西、中地区均呈“V”型变化趋势，收入和支出内部非均衡发展均呈先降后升趋势。以东部为例，收入地区内部非均衡程度从2001年0.0223下降至2006年0.0048后，在2012年上升到0.0227，基本恢复到2001年的水平。

表6 2001－2012年城镇社会保险三大地区内部非均衡

四、中国城镇社会保险发展非均衡影响因素分析

(一)影响因素设计

我国社会保险呈现非均衡发展态势，影响因素分析如下:第一，人均地区生产总值。社会保险发展水平与一国经济发展水平相适应，人均地区生产总值作为一项重要的宏观经济指标反映了各地区经济运行情况，对社会保险发展产生重要作用。第二，总抚养比。人口年龄结构对社会保险支出会产生一定影响。第三，6岁及以上人口受大专及以上教育人数。受教育水平越高的地区，用人单位和劳动者更倾向于依法参加社会保险，缴纳社会保险费。第四，城镇就业人员工资总额。社会保险基金的重要来源是参保人按其工资收入一定比例缴纳的保险费，所以地区工资水平直接影响社会保险发展水平。第五，城镇居民人均收入。社会保险对收入起到了再分配作用，当社会保险收入增加时对劳动者个人当期可支配收入增加起到了抑制作用，而社会保险以支出方式再次流入到劳动者时，有助于提高劳动者收入。第六，地方财政一般预算支出。社会保险基金来源的另一途径是政府对社会保险的财政补贴。第七，循环累积效应①在动态社会发展过程中，缪尔达尔(1957)认为社会经济因素之间存在循环累积因果关系，某个偶然因素变化会引发另一因素的改变，并对前一因素的变化产生强化作用，导致经济沿最初的因素变化方向发展，形成循环累积效应。。由于社会保险的来源之一是银行利息或投资回报，因此不可避免的受到前期保险基金的影响。

(二)计量模型设定与变量描述

本文构建模型式(12)和(13)，其中，SSFIit和SSFEit分别表示第i省第t年城镇社会保险基金收入和支出，代表城镇社会保险发展水平。滞后一期SSFIi，t－1和SSFEi，t－1表示循环累积效应，代表城镇社会保险的初始发展水平。GDP表示人均地区生产总值，反映当地经济发展水平。DR表示总抚养比，代表人口年龄结构对社会保险发展影响。EDU表示6岁及以上人口受大专及以上教育人数，反映各地教育水平，由于教育具有明显的滞后效应，在模型构建过程中对教育采取滞后若干期处理。SAL和INC分别表示城镇就业人员工资总额和城镇居民人均收入，代表工资和收入水平。LFE为地方财政一般预算支出，表示地方财政对城镇保险的影响。对各变量取自然对数，α是常数项，μ是个体效应，ε是随机扰动项。

(三)回归结果分析

表7回归结果显示，尽管Arellano-Bond AR(2)说明残差的二阶差分是序列相关的，但是Arellano-Bond AR(1)说明一阶差分不存在序列相关，所以原残差序列也是不相关的。同时，系统GMM估计Sargan过度识别检验可以接受“所有工具变量都有效”的原假设，表明模型所选取的工具变量是恰当的，因此，本文所设定的模型是恰当的。此外，被解释变量的滞后一期在估计模型中均通过1%的显著性水平检验，说明社会保险基金收入和支出循环累积效应显著，其他变量的显著性水平则各不相同。

以lnSSFI为被解释变量估计结果中，除总抚养比外，其他解释变量均通过了1%的显著性水平检验。其中，基金收入滞后一期、人均地区生产总值、地区教育水平、工资水平和地方财政支出的回归系数均显著大于零，说明这些因素对保险收入具有正向影响。城镇居民人均总收入系数为负的原因可能是由于工资性收入在国民收入中的比例不断降低，而社会保险缴纳方式是以保险人工资收入的比例来计收保险费，所以虽然工资对保险收入具有正向作用，但人均收入却对保险收入产生负向影响。其次，以lnSSFE为被解释变量的估计结果中，除城镇就业人员工资总额不显著外，其他解释变量均通过了10%的显著性水平检验。其中，基金支出滞后一期、教育滞后三期和财政支出的回归系数均显著大于零，说明保险支出也存在循环累积效应，且教育、地方财政对保险支出具有正向作用。人均地区生产总值滞后一期和人均总收入当期通过了5%的显著性水平检验，总抚养比滞后一期通过了10%的显著性检验，表明经济发展水平、当期收入水平、新出生和老龄人口的增加对保险支出起到了一定的促进作用，而人均收入滞后一期却对社会基金支出产生抑制作用。

表7 模型估计结果

五、结 论

本文利用2001－2012年中国城镇社会保险基金收入和支出数据，从养老、医疗、失业、工伤、生育五个方面分析中国城镇社会保险发展非均衡及影响因素。实证结果表明:第一，中国城镇社会保险基金呈现快速增长的势头，但是，东部地区城镇社会保险发展处于强势地位，中部和西部地区发展较为落后。第二，保险基金收入和支出的基尼系数和泰尔指数呈现先降后升趋势，且支出要大于收入的非均衡程度。第三，2008年之前，养老、失业和医疗保险扩大了社会保险收入非均衡，2008年之后扩大社会保险非均衡的因素是失业保险，而工伤保险自始至终都起到了抑制非均衡的作用。医疗和生育保险在2008年前后分别对社会保险支出非均衡具有促进和抑制作用，工伤保险一直对抑制社会保险支出非均衡具有正向意义。收入和支出区域内部均大于区域之间非均衡对总体非均衡贡献度，支出大于收入的区域内贡献率。东部地区大于西部和中部地区的内部非均衡程度。第四，循环累积效应，经济发展水平、教育和工资水平以及地方财政对社会保险收入增加具有正向作用。循环累积效应，经济发展水平、当期收入水平、新出生和老龄人口的增加、教育、地方财政对社会保险支出提高具有正向作用。

上述结论对中国城镇社会保险统筹发展具有重要的政策含义:第一，要逐步完善、统筹发展城镇社会保险制度，逐渐缩小东中西部城镇社会保险差距，将城镇社会保险建设作为新型城镇化发展的重要工作。第二，要更加合理分配城镇社会保险基金支出，多渠道充实社会保障基金收入，统筹全国养老基金，扩大工伤保险覆盖面，完善失业、生育保险制度，提高保障水平。第三，在统筹全国城镇社会保险基础上，各省、自治区、直辖市要不断缩小区域内部城镇社会保险非均衡，做好省级统筹，完善各自社会保险配套措施。第四，要加大教育投资力度，提高城镇居民工资水平，加大财政支持力度，发挥商业保险的补充性作用，并保证相关政策的稳定性和持久性。

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