金融流动、转移支付与扶贫效率&基于中国农村微观数据的分析_转移支付论文

财政流动、转移支付及其减贫效率——基于中国农村微观数据的分析，本文主要内容关键词为：微观论文,中国农村论文,转移支付论文,效率论文,财政论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。

      JEL分类号：D31，H53，I32 文献标识码：A 文章编号：1002-7246(2015)04-0034-16

      改革开放以来，我国农村居民收入呈现较大幅度的增长，但农村贫困依然是一个沉重的主题，与此同时，农村内部的收入不平等也不容忽视，提高财政再分配及减困效率对农村发展具有重要作用，那么，我国农村当前的政府转移支付和税费系统减少了不平等和贫困吗？转移支付和税费系统是累进的还是累退的(是亲穷人的还是亲富人的)？转移支付在反贫困中的效率如何？

      财政流动为解答上述问题提供了一个分析框架。Lustig(2011)认为财政流动与财政再分配的主要区别在于，财政再分配指的是财政政策对再分配指标(主要是不平等和贫困指数)的影响，财政再分配服从匿名原则，即财政政策后的收入分配排序处于k位的个人其财政政策前的身份并不明确。与此相比，财政流动是在收入分组(比如轻度贫困、重度贫困)的社会经济阶梯中的一种非匿名的变动，即财政流动更多具有非匿名的特征。财政流动这一工具能判断哪些个体是转移支付或税费政策的受益或受损者，该特性是传统的匿名再分配分析工具(比如基尼系数)所不具备的。识别财政干预的受益或受损者不仅对解决水平不平等问题有益，而且能判断哪些群体潜在地支持或反对财政改革。

      对流动性测度国外学者也进行了多角度探讨。比如Fields(2008)认为“流动性”是同一家庭或个体的收入向量在两个不同时期的转换过程，但流动性概念也可适用于比较家庭或个体收入“前-后”、“状况A-现状”之间的变动，财政流动指的是同一家庭“财政前”收入向量向“财政后”收入向量的转化，此意义上的流动性没有涉及两个时期(Lustig and Sean，2013)。Bourguignon(2011)认为对匿名和非匿名两者差异的认识还有不足，指出绝大多数所谓的标准的税收改革福利分析并没有把“现状”因素纳入进来，为此，他比较了税收改革的匿名和非匿名的效应，并以法国为例进行了微观的经验分析。事实上，财政政策遵从的原则应该与Musgrave(1959)的同样的人应以同样的方式对待(equal treatment of equals)原则不悖，财政政策引起的家庭收入位置向上或向下的流动会对家庭福利产生影响。

      中国学者对财政政策再分配的效应研究主要集中两个方面，其一，税费政策效应(尹恒等，2009；聂海峰和岳希明，2012；平新乔等，2009；李实等，2006；徐建炜等，2013)。其二，转移支付减贫效应。都阳和Albert(2007)利用两轮城市微观调查数据研究表明，中国的救助体系具有较好的救助效率。刘穷志(2009)研究发现，中国的公共转移支付并没有减少农村贫困而是使他们更加贫困。卢盛峰和卢洪友(2013)认为政府救助资金未能有效发挥减贫作用。张川川等(2015)利用微观调查数据的研究发现，具有转移支付性质的新型农村社会养老保险减少了贫困的发生。钟春平等(2013)研究发现农业补贴提高了农户福利。国内文献鲜见把公共转移支付和税费结合起来分析财政系统对再分配和贫困影响的研究，且没有比较匿名与非匿名财政归宿异同，也没有测度各类别公共转移支付在减贫中的相对效率大小。

      本研究基于2011年中国健康与养老追踪调查(China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS)的基线调查数据，利用事先定义的收入分组反映转移支付和税费前后收入的财政流动状况，收入分组可以任意选取，比如重度贫困、轻度贫困、非贫困等等，财政流动通过收入转移矩阵即财政流动矩阵测度，财政流动矩阵可以计算个体在转移支付和税费前的某个收入组(比如非贫困)由于转移支付和税费的原因移动到另一个收入组(比如贫困)的比例，转移支付和税费可能会引致个体收入向下或向上的流动。此外，本研究还分析了中国农村各类公共转移支付的垂直支出效率、减贫效率、溢出指数及贫困距效率。

      本文余下部分结构如下：第二部分为方法与数据说明；第三部分为把养老金划入市场收入的基准性分析；第四部分为把养老金划入政府转移支付的敏感性分析；最后是结论。

      二、方法与数据

      (一)方法

      流动性概念随着其测度及解释的不同而不同，Fields(2008)曾对流动性做过详细的综述。本文采用两种方法测度财政流动，第一种称为财政流动剖面方法，这种方法类似于Van Kerm(2009)的收入流动剖面方法，财政流动剖面方法使用图形工具描绘财政政策实施前后的收入流动，检验初始状态和个体实际流动二者之间的关联，它与匿名“财政归宿曲线”相比不同点在于，匿名的“财政归宿曲线”是基于财政政策实施后家庭收入再排序做出的，而财政流动剖面方法则能描绘出真实的变动轨迹。第二种方法称为财政流动矩阵方法(Lustig and Sean，2013)，该方法类似于马尔可夫收入转移矩阵，用以反映收入分组k在财政政策前后的位置变化。假设财政流动可由k*k组成的转移矩阵P表示，P中的第ij个元素

代表个体在财政政策前的第i组收入移动到财政政策后的第j组收入的概率，P为随机矩阵，

。定义Z为介于

之间的贫困线向量，贫困线会影响k组中子集r(r＜k)的流动概率

，在i∈｛1，…，k｝，j∈｛1，…，r｝，j≤r＜i条件下，如果

＞0说明非贫困人群流动到了贫困人群。财政流动矩阵不仅能计算贫困(非贫困)转变为更加贫困(贫困)的占比，还能计算这些转变人群的收入流失数量。假设L为收入流失数量矩阵，L在财政政策前后的收入分组分为1…k组，L矩阵中的元素

表示财政政策前处于i组收入的人群在财政政策后其收入变动到j组(j＜=i)收入流失的数量，基于以上定义，L是半负定、轻度下三角矩阵，如果

＜0(i＜r)说明贫困群体的收入流失。

      如果在贫困群体之间发生了向下的流动(比如贫困转变为更加贫困)，将不会出现一阶占优，也不会出现贫困人群(从非贫困到贫困)之间的再排序。另外，如果财政政策后的收入分布占优于财政政策前的收入分布并且贫困群体没有发生再排序，贫困群体之间就不会产生向下的流动。在再排序效应出现的情况下，尽管有向下的流动仍然会产生一阶占优。向下流动和Bourguignon(2011)提出的Z(p，q)函数(p代表最贫困群体由于政策实施带来的收入增加，q代表次一级贫困群体由于政策实施带来的收入增加)之间存在关联，对任意的p＜h(h代表贫困人头率)和任意的q，如果Z(p，q)＜0，那么贫困群体之间的收入就会发生向下的流动。

      Beckerman(1979)提出了基于贫困的效率指数，它包括垂直支出效率、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：

      

      其中，

代表第i个观测值的样本权重，

代表第i个家庭的人均净市场收入，

代表第i个家庭的人均可支配收入，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；减贫效率指的是通过财政支出让贫困家庭减少其离贫困线的距离，这种距离减少没有超调；溢出指数指的是财政支出相对于严格达到贫困线所需支出的多余部分；贫困距效率指的是通过转移支付使得贫困距缩小的效率。

      另外，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，这种指数定义为转移支付的再分配效应或转移支付对贫困的影响尔后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根据微观调查的全部可支配收入之比。

      (二)数据

      本文使用的数据为2011年中国健康与养老追踪调查(CHARLS)的基线调查数据，该数据集收集了中国28个省45岁及以上中老年人家庭和个人的微观数据，覆盖150个县级单位，450个村级单位，约1万户家庭中的1.7万人。CHARLS采用了多阶段抽样，在县/区和村居抽样阶段均采取PPS抽样方法。CHARLS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(Zhao et al.，2013)。本研究使用的是农村①地区样本，并且删除了关键变量缺失及市场收入为零和负的家庭样本，样本容量为6962个。

      本文首先对收入做了以下区分，市场收入及转移支付和税费前、转移支付和税费后收入，这些收入均为家庭人均收入。另外，本文还根据养老金②的不同归属做了基准性和敏感性分析，基准性分析中我们把养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。

      转移支付和税费前(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、私人转移支付收入(包括不是家户成员的父母、岳父母(公公婆婆)、子女、孙子女、亲戚、非亲戚给的现金及实物)、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。所有价值量指标进行了地区间价格指数调整。

      转移支付和税费后的收入指的是市场收入减去家庭上交给政府相关部门的税费和杂费再加上公共转移支付收入③。全部样本家庭年人均收到各种转移支付数量的均值描述参见表1。

      

      从表1可以看出，全部样本家庭年人均收到各种类转移支付的数量存在较大差异，农村家庭收到低保、农业补助等转移支付数额较大，而收到失业补助、特困户补助等转移支付的数量较少。当然，家庭间收到同一种类转移支付的标准差较大，说明家庭间收到同一种类转移支付的数量差异较为显著。

      三、实证分析

      如前文所述，把缴费型养老金归入市场收入还是政府转移支付存在争议，根据养老金不同的归属，经验研究首先进行的是把养老金划入市场收入的基准性分析。

      (一)财政流动

      我们首先比较公共转移支付和税费前收入(市场收入)与公共转移支付和税费后(简称财政后)的收入差异。从不平等的视角来看，转移支付和税费系统促进了收入均等化。转移支付和税费前的基尼系数为0.5516，而转移支付和税费后的基尼系数下降到0.5341，下降了3.2%。而且，转移支付和税费后的收入分布洛伦兹曲线占优于转移支付和税费前的收入分布。

      从贫困的视角来看，转移支付和税费系统对穷人而言是比较有益的，以每天1PPP、2PPP国际贫困线标准衡量，贫困发生率、贫困深度和贫困严重程度均出现了显著的下降。

      比如，以每天1PPP的标准衡量，转移支付和税费后的贫困人头率、贫困缺口、贫困缺口平方分别比转移支付和税费前下降14.3%、21.39%、26.56%，而且均在1%的统计水平上显著。

      表2汇报了基尼系数下降以及以国际贫困线衡量的贫困下降情况。

      

      转移支付和税费的累进和累退对贫困和不平等有不可忽视的影响，计算转移支付或税费的累进累退的工具一般为集中曲线、集中系数以及Kakwani(1977)指数。税费的累进累退定义在文献中争议不大，而对转移支付累进或累退的定义则存在争议，有的学者(Scott，2013)认为当人均转移支付数量随着收入的下降而下降时是累进的，而其他一些学者(Lindert et al.，2006)则认为当转移支付占市场收入的比重随着收入下降而下降时是累进的，我们认为转移支付导致的结果比市场收入结果有更小(大)的不平等则是累进(累退)的。通过计算，税费的Kakwani指数为-0.0838(税费的集中系数为0.4678，税费的基尼系数为0.5516)，表现出了累退特性。而转移支付的Kakwani指数为0.647(转移支付的集中系数为-0.0954，转移支付的基尼系数为0.5516)，转移支付则表现出了累进特征。尽管如此，转移支付和税费后相对于转移支付和税费前的Reynolds-Smolensky指数为0.0206④，说明转移支付和税费系统作为一个整体而言是累进的，这也从另一个侧面佐证了前述结论。

      公共转移支付是亲贫困还是亲富人的分析给我们提供了另外一个关于财政累进累退的视角(O'Donnell et al.，2008；Wagstaff，2012)。如果某类公共转移支付集中系数为负，表明该种转移支付为亲穷人的特征，即穷人得到此类公共转移支付较多，而如果某类公共转移支付集中系数为正号，则说明此类公共转移支付具有亲富人的特征，富人得到此类公共转移支付较多。计算发现无论是给个人的公共转移支付还是给家庭的公共转移支付，其集中系数符号并非同一符号，给个人的各种公共转移支付集中系数同时含有正负号，给家庭的公共转移支付集中系数符号也如此；失业补助、工伤补助、医疗救助、农业补助和工伤人员亲属补助这些公共转移支付集中系数符号为正，说明这些转移支付是亲富人的，富人得到此类公共转移支付反而较多，医疗救助的集中系数最高达到0.34。农业补助的集中系数最小为0.007，该类公共转移支付虽然与零差异不大，但也表现出了亲富人的一些特征，这可能与此类公共转移支付的“特惠”特征(比如粮食直补)有关，此公共转移支付并非单独瞄准穷人；无保障老人补助、独生子女老年补助、低保、退耕还林补助、五保户补助、特困户补助、给家庭和个人的其他补助这些公共转移支付均为负号，说明这些公共转移支付具有亲穷人特征，其中，五保户补助和无保障老人补助集中系数的绝对数额较大，分别达到0.45、0.41，这同时也说明针对特定贫弱人群的公共转移支付政策与其初衷是相合的。通过对上述各类别公共转移支付集中系数的分析可知，以反贫困(公平分配)为目的公共转移支付还有必要加以合并和整合。

      在匿名归宿分析中，通过比较转移支付和税费前的d收入分位与转移支付和税费后的d收入分位(即使这两个分位并非是同一个体)，可知最贫困人群从转移支付和税费系统中获益较多，匿名归宿分析表明，由于转移支付和税费的原因，最穷的两个收入分位上的收入增长幅度最大，第一个收入分位增长了42.7%，第二个收入分位增长了23.9%。非匿名归宿分析显示，由于转移支付和税费的原因，第一收入分位家庭收入平均增长了88.4%，第二分位家庭收入平均增长了28.7%，第三收入分位家庭收入平均增长了17.3%。由于贫困群体收入处于这最低的三个收入分位中，所以这三个收入分位中的家庭是“净受益者”中较大群体⑤，我们可以得到转移支付和税费系统惠及到了贫困人群的结论。但即使非匿名归宿分析中比较的同一个家庭在财政前后的收入变化，仍没有考虑贫困群体向下流动这种情况，收入流失者可能被平均收入分位掩盖。

      综上所述，转移支付和税费系统减少了不平等和贫困，转移支付和税费作为整体系统而言是累进的，从匿名和非匿名财政归宿的分析中可以看出，转移支付和税费系统使得最低三个收入分位的家庭收入增长幅度较大。但是该好讯息可能忽略了非贫困滑向轻度贫困、轻度贫困滑向重度贫困的现象。

      表3汇报的是中国农村财政流动矩阵的情况。我们在表3的最后一行和最后一列分别增加了财政后收入分组人口百分比、市场收入分组人口百分比。收入共划分了六组，根据Chen and Martin(2010)的文献并结合中国农村实际，我们把贫困分成了三组，每天1 PPP以下(重度贫困家庭)、每天1 PPP-2 PPP(中度贫困家庭)、每天2 PPP-2.5 PPP(轻度贫困家庭)；非贫困群体同样划分了三组，每天2.5 PPP-4 PPP(脆弱性家庭)、每天4 PPP-10 PPP(较富裕家庭)、每天10 PPP以上(富裕家庭)。

      

      表3的结果显示，尽管脆弱性家庭收到了公共转移支付，由于税费的原因，其滑入轻度贫困的比例为0.28%、滑入中度贫困的比例为0.09%，轻度贫困滑入中度贫困的比例为0.67%，中度贫困滑入重度贫困的比例为0.09%。这种向下流动分析是前述常规的工具如基尼系数、累进性、财政归宿所不能及的。

      上述内容分析了转移支付和税费在贫困群体之间引致的向下流动，接下来探讨向下流动的穷人流失的收入数量，表4汇报的是失去者收入流失数量矩阵。收入流失数量矩阵刻画了各组收入流失者在财政政策前的平均收入以及收入流失者流失的收入数量占财政政策前的比例。收入流失数量结果令人惊讶，那些收入流失的重度贫困家庭在财政政策前的收入每天只有0.51且收入平均减少24%；中度贫困滑入重度贫困在财政政策前的收入为每天1.04而且收入平均减少4.7%；轻度贫困滑入中度贫困在财政政策前的收入为每天2.24，收入平均减少30%。

      

      总之，财政流动矩阵和收入流失矩阵提供了其他方法和技术所不具备的信息，它不仅能计算有多少穷人发生了收入流失，而且还能给出具体的收入流失数量。

      (二)减贫效率

      本节主要分析政府转移支付的减贫效率。这里需要对收入定义做一下调整，我们把市场收入减去家庭上交给政府相关部门的税费和杂费后的收入称为净市场收入⑥，净市场收入加上政府转移支付收入则为家庭可支配收入。减贫效率的一个定义是净市场收入与可支配收入的基尼系数(或者贫困人头率)之差再除以转移支付总额占全部可支配收入总额之比，表5汇报的是转移支付在该定义上的减贫效率。表5结果显示，政府转移支付的再分配效率指数为1.23。随着贫困线标准的提高，政府转移支付的减贫效率指数逐步下降，比如在贫困线为每天1 PPP时，政府转移支付的减贫效率指数为5.52，而当贫困线设定为每天2.5 PPP时，政府转移支付减贫效率指数急剧下降为1.76，下降了2倍多，这同时说明政府补助标准较低，相对而言只在重度贫困的缓解问题上发挥较大作用。

      

      反映减贫效率另外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6汇报了基于贫困的这些指数的计算数值。在贫困线为每天2.5 PPP时，对垂直支出减贫效率而言，54.6%的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13.9%，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，这些结果与贫困线较低的每天1 PPP相比，我们发现转移支付并没有严格瞄准最贫困的家庭，只有近30%的政府转移支付到达了转移支付前最为贫困的家庭。

      

      从政府转移支付的各种类看，相对于医疗救助及工伤人员亲属补助等政府转移支付而言，五保户补助、无保障老人补助、低保、特困户补助及退耕还林补助这些种类的政府转移支付对贫困的瞄准较好，其减贫效率相对较高，溢出效应也相对较小。如同“撒胡椒面”似的农业补助，其溢出效应虽然不高，但其对贫困家庭的瞄准有偏离，垂直支出效率在50%以下，其减贫效率也较低，减贫效率指数同样在50%以下。各种公共转移支付减贫效果有所不同的原因可能在于：有些转移支付并不瞄准贫困家庭或者说有些转移支付的出发点并非减贫，比如农业补助，并不是土地面积较小的以种植业作为主要经济来源的农户得到较多此类公共转移支付，反而是粮食播种面积较大的经济比较富裕的种粮大户能得到更多此类转移支付。反观以反贫困为目的的转移支付其减贫效果就相应的突出一些，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，我们也应该看到，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、特困户补助等此类转移支付存在漏损所致，即非贫困人口享用了此类公共转移支付，救助资格的确定具有“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，而且这些种类转移支付自上而下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的提高。

      为提高政府转移支付再分配效率及反贫困的能力，以便政府转移支付目标瞄准更精确，需要考虑把某些特殊类型的家庭纳入转移支付内(或排除在转移支付之外)，为此，文章考察了转移支付前贫困的决定因素与转移支付后贫困的决定因素的异同。我们建立了以每天2.5PPP⑦衡量的转移支付前贫困可能发生概率的Probit回归模型，以及在转移支付前为贫困的条件下，转移支付后贫困可能发生概率的条件Probit回归模型。因为本文的分析单位为家庭，而CHARLS调查没有涉及户主方面的信息，所以我们定义了一个虚拟的“户主”(Buly and Roger，2009)，即把家庭中的主要受访者视为户主。

      回归结果正如预期的那样，相对于西部地区而言，居住在东部、中部、东北省份的家庭参与非农工作的机会较多，市场收入水平也相应较高，其贫困的发生概率下降(中部统计不显著)；随着户主年龄的上升家庭陷入贫困的概率显著增加；相比于户主为小学毕业及以下程度而言，教育程度较高者发生贫困的概率显著下降；与他雇工作类型相比，户主工作类型为自雇(户主主要从事农业生产)、或为其他工作类型的家庭其贫困发生的概率较高，而户主工作类型为退休(农民没有退休工作类型)，其发生的概率下降，这可能是户主退休前在正规部门工作，其不菲的退休金帮助家庭远离贫困所致；由于少年儿童抚养比提高会影响到家庭劳动力进入市场的广度和深度进而会给家庭贫困带来正向推动。从条件Probit模型回归结果来看，居住东部家庭比居住西部贫困家庭在转移支付后陷入贫困的概率下降，在转移支付前，与户主他雇家庭相比户主为自雇的家庭更易陷入贫困，但是这些在财政政策前户主自雇以及户主工作为其他类型的贫困家庭，在财政政策后则更易脱离贫困，儿童数量多的家庭比儿童数量少的贫困家庭即使在财政政策后依然保持贫困，户主在婚家庭比户主非在婚贫困家庭在财政政策后更易保持贫困。据此可知如果要提高转移支付的再分配效率，那些具有特定属性的家庭就应该纳入转移支付范围之内(或排除在转移支付政策之外)。

      四、敏感性分析

      把养老金划入政府转移支付中时，不平等下降的程度更大，转移支付和税费前的基尼系数为0.5739，而转移支付和税费后的基尼系数下降到0.5428，下降了5.4%。而且，转移支付和税费后的收入分布洛伦兹曲线占优于转移支付和税费前的收入分布的趋势更明显(图略)。贫困也比基准性分析下降的更多，比如以每天1PPP、2PPP国际贫困线标准衡量，贫困人头率分别下降了30.3%、18.1%。

      税费的Kakwani指数仍为负值，表现出了累退特性。而转移支付的Kakwani指数仍为正值，转移支付则表现出了累进特征。转移支付和税费后相对于转移支付和税费前的Reynolds-Smolensky指数仍为正值，说明转移支付和税费系统作为一个整体而言是累进的。

      各个种类的转移支付集中系数符号与基准性分析结果基本相同，数值为正号表现出亲富人的政府转移支付包括农业补助、医疗救助、工伤补助、失业补助，数值为负号表现出亲穷人的政府转移支付则包括无保障老人补助、独生子女老年补助、给个人其他补助、低保、退耕还林、五保户补助、特困户补助、工伤人员亲属补助以及给家庭其他补助，值得注意的是养老金集中系数为负，而且其亲穷人的绝对数值只居于五保户补助、无保障老人补助之后，位列第三，这说明农村老人的养老金的减贫作用不可忽视。

      匿名和非匿名财政归宿分析结果与基准性分析的结果也大致相同，由于转移支付和税费的原因，最穷的三个收入分位上的收入增长幅度最大，比如在匿名财政归宿中，第一个收入分位增长了28.4%，第二个收入分位增长了1.9%，第三个收入分位增长了0.9%。而在非匿名财政归宿中，增长的比例分别为2.2%、0.7%、0.5%。财政流动矩阵结果显示转移支付和税费后中度贫困家庭向下流动到重度贫困的比例更低，中度贫困家庭(每天1 PPP-2 PPP)滑入重度贫困(每天1 PPP以下)的家庭比例为0，转移支付和税费后轻度贫困家庭向下流动到中度贫困的比例与基准性分析相差无几，轻度贫困(每天2-2.5 PPP)滑入中度贫困(每天1 PPP-2 PPP)的比例为0.69%。我们把转移支付和税费前后收入的累计分布函数进行对比发现，在贫困群体收入分布中，出现了严格的一阶占优，在每天2.5 PPP以下时两条曲线没有出现交叉或重叠(这种趋势一直持续到每天大约7 PPP为止，在每天7 PPP以上时，两条曲线几近重合)，转移支付和税费前曲线一直在转移支付和税费后曲线上部，这说明把养老金划入政府转移支付时，穷人在转移支付和税费后福利得到了更大的改善。当然，这里需要注意的是转移支付和税费后轻度贫困家庭向下流动到中度贫困的比例虽然较小，但失去者的收入流失数量矩阵显示其收入减少的数量不容小觑，轻度贫困滑入中度贫困在财政政策前的收入为每天2.24，收入平均减少30%(这类贫困向下流动的收入流失结果与基准性分析结果相同)。

      净市场收入与可支配收入的基尼系数(或者贫困人头率)之差再除以转移支付总额占全部可支配收入总额之比这样定义的效率指数计算结果表明，基尼系数以及以各贫困线衡量的贫困发生率下降幅度比基准分析中的更大，但政府转移支付的再分配效率指数以及减贫效率指数均比基准分析中的效率指数为低，这是由于虽然分子中的基尼系数和贫困人头率下降幅度比基准分析中的大，但分母包含养老金的政府转移支付总额占可支配收入总额的比重更大所致。

      以包括垂直支出效率、减贫效率、溢出指数及贫困缺口效率这样定义的第二种效率指数分析结果表明，政府转移支付的瞄准目标比基准性分析中的瞄准精确了许多，比如贫困线为每天2.5 PPP时，对垂直支出减贫效率而言，相比于基准性分析中的54.6%的政府转移支付流向了在转移支付前为贫困的家庭，敏感性分析则上升到66.7%，但敏感性分析中的溢出也同时在上升，溢出甚至达到49%，这意味着转移支付总量大大超过了必须严格达到贫困线时的转移支付数量，当贫困线为每天1 PPP时，垂直支出减贫效率以及溢出也呈现出了与每天2.5 PPP相同的结果。当贫困线为每天1 PPP时，各种类的政府转移支付垂直支出效率前四位排序为，无保障老人补助、五保户补助、养老金、低保，减贫效率较高的政府转移支付有五保户补助、无保障老人补助、低保、特困户补助，溢出较高的是养老金、医疗救助，这说明农村养老金应该针对不同收入家庭设定不同的补助标准，使其符合垂直支出效率大、减贫效率高、溢出小的优化标准。

      以每天2.5PPP衡量的转移支付前贫困可能发生概率的Probit回归结果与基准性分析的结果基本相同，比如，居住东部及东北省份相对于西部省份而言贫困下降；户主年龄上升贫困也随之上升；贫困随户主教育水平提高而下降；与他雇类型相比户主为自雇、退休及其他类型的家庭贫困发生概率较高；家庭中儿童数量越多其贫困发生概率越高。条件Probit回归结果与基准性分析有所不同，除居住东部家庭比居住西部贫困家庭在财政政策后陷入贫困的概率下降、儿童数量多的家庭比儿童数量少的贫困家庭即使在财政政策后依然保持贫困这些结论与基准性分析相同外，其他结论则有一些变化，比如，在转移支付前，户主年龄较大的家庭更易陷入贫困，但是这些在财政政策前户主年龄较大的贫困家庭，在财政政策后则更易脱离贫困。这又一次说明提高转移支付再分配效率需要考虑把特定属性的家庭纳入财政政策范围之内(或排除在转移支付之外)。

      转移支付和税费对贫困、不平等的影响一般通过通常意义上的再分配标准指数(比如基尼系数、贫困指数)来衡量，但这些标准指数具有匿名特征，无法告知谁是财政政策的受益者或受损者，而如果转移支付和税费系统使得一些贫困的个体更加贫困却又是财政归宿分析中不可或缺的部分，为此，本文利用财政流动矩阵来识别财政政策的受益者和受损者，另外，本文还研究了转移支付的反贫困效率。在经验分析中，文章首先从把养老金作为市场收入的基准分析开始，然后把养老金作为公共转移支付进行敏感性分析。基于2011年中国健康与养老追踪调查(China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS)的基线调查数据分析结果显示，转移支付和税费系统减少了农村不平等和贫困；虽然税费表现出了累退特性，但转移支付和税费系统作为一个整体而言是累进的；尽管家庭收到了公共转移支付，由于税费的原因，脆弱性家庭滑入轻度贫困的比例为0.28%、滑入中度贫困的比例为0.09%，轻度贫困家庭滑入中度贫困的比例为0.67%，中度贫困家庭滑入重度贫困的比例为0.09%；从政府转移支付的各种类看，五保户补助、无保障老人补助、低保、特困户补助及退耕还林补助这些种类的政府转移支付对贫困的瞄准较好，其减贫效率相对较高，溢出效应也相对较小；把养老金作为公共转移支付进行敏感性分析时发现养老金亲穷人的程度较高，农业补助仍然具有亲富人的特征；另外，为提高政府转移支付再分配效率及反贫困的能力，文章还考察了转移支付前贫困的决定因素与转移支付后贫困的决定因素的异同。

      相应的政策含义是，应规范农村“一事一议”筹资制度，把发展农村公益事业所需的部分费用合理的分担给农民。应继续保持诸如低保、五保补助这类针对农村贫弱人群的公共转移支付制度。农村养老金在增加补助标准的同时需考虑家庭人均收入的差异。整合归并各部门掌控的转移支付资金，建立公共转移支付面向农村贫困家庭的瞄准机制，使公共转移支付符合垂直支出效率大、减贫效率高、溢出效应小的优化标准，借此也达到公共转移支付减少贫困、不平等的再分配初衷。另外，转移支付后仍然贫困的个体是否需要更多的财政政策介入，是否会出现财政政策的弄巧成拙问题(比如劳动力工作时间下降)，这也是需要注意的。

      由于数据的限制本文还存在一些不足之处，首先，尽管税费使得一小部分贫困人群的收入出现了向下的流动(比如轻度贫困滑入重度贫困)，但税收(费)给予贫困家庭的健康、教育、基础设施可及性的益处还无法测度。其次，由于缺少家庭全部人员社保缴费数据，家庭人均可支配收入定义与其严格意义上的定义还有差距。再次，本文没有分析个体生命期的再分配及财政支出的质量差异。这些问题将在未来数据可得时加以改善。

      感谢匿名审稿人的宝贵意见。文责自负。

      ①如果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%以上的特殊地区则划入城市。

      ②对现收现付缴费型养老金的归属不同学者之间存在着争议，比如，Breceda et al.(2008)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；

et al.，2011)认为当养老金系统得到政府大量补助时，养老金应该归入公共转移支付。

      ③CHARLS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、给个人其他补助。

      ④基尼系数为0.5516，转移支付和税费后的集中系数为0.5310。另外，我们还把Kakwani进行了垂直效应和再排序效应的分解，结果显示垂直效应为0.0206，Atkinson再排序效应为0.0031。

      ⑤值得指出的是，第十收入分位收入较高的家庭也从转移支付和税费系统中获益，尽管第十收入分位家庭由于转移支付和税费的原因收入只增长了不到1%(匿名财政归宿中增长0.5%、非匿名财政归宿中增长0.4%)。

      ⑥严格意义上的净市场收入应等于市场收入减去家庭上交给政府相关部门的税费和杂费，再减去家庭的社会保障缴费(在基准分析中不包括养老保险缴费)。CHARLS调查中只提供了主要受访者及配偶的社保缴费讯息并没有提供家庭全部人员的社会保障缴费的信息，为此这里的净市场收入定义为市场收入减去家庭上交给政府相关部门的税费和杂费后的收入，即便我们把不完全意义上的家庭社保缴费从市场收入中减去，分析结果也基本相同。

      ⑦每天1PPP、2PPP贫困线标准的Probit回归结果大致相同，不再赘述。

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