劉苓玲+++任斌

摘要：摘要在理論上，養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制對養(yǎng)老金待遇穩(wěn)定性的保障是不確定的，同時，同一調(diào)待機制在不同環(huán)境下對養(yǎng)老金待遇穩(wěn)定性的保障效應(yīng)也并非一致。本文以我國2002-2012年省際面板數(shù)據(jù)為樣本，采用工具變量法實證分析我國基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制對基本養(yǎng)老金待遇穩(wěn)定性的保障作用。研究發(fā)現(xiàn)，基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制對基本養(yǎng)老金絕對待遇起著改善作用，卻不能保障基本養(yǎng)老金相對待遇的穩(wěn)定性。同時，在絕對待遇條件下，待遇調(diào)整機制對基本養(yǎng)老金名義待遇的保障顯著大于對實際待遇的保障作用；東部、中部和西部地區(qū)的待遇調(diào)整對基本養(yǎng)老金待遇穩(wěn)定性的保障存在顯著差異，呈中部、西部和東部依次遞減趨勢。政策建議是，我國基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整應(yīng)該將實際工資增長率納入調(diào)整參數(shù)；不同地區(qū)應(yīng)該采取因地制宜的調(diào)整措施，并建立基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整評估機制。

關(guān)鍵詞：關(guān)鍵詞養(yǎng)老金指數(shù)化；調(diào)整機制；基本養(yǎng)老保險；退休職工

中圖分類號：中圖分類號F84061文獻標識碼：A文章編號：1000-4149（2015）05-0100-15

一、引言

近年來，在物價水平持續(xù)攀升而助推通貨膨脹的經(jīng)濟環(huán)境下，如何實現(xiàn)養(yǎng)老金待遇及時調(diào)整以保障退休職工養(yǎng)老金待遇的充足性（pension adequacy）日益成為深化我國養(yǎng)老保險制度改革的關(guān)鍵問題。從國際經(jīng)驗來看，大多數(shù)國家的養(yǎng)老保險制度建設(shè)都普遍存在一個問題，即由于通貨膨脹使得許多國家出現(xiàn)了政府承諾與屆時的養(yǎng)老金待遇水平的不對稱情況 。造成這一現(xiàn)象的主要原因就在于，通貨膨脹導(dǎo)致社會固定資產(chǎn)價值的縮水和社會生活成本增加，進而使得無論社會整體養(yǎng)老基金還是職工個人的養(yǎng)老金財富的實際價值都在縮水，從而導(dǎo)致退休職工的養(yǎng)老金實際價值難以得到保障 。

顯然，保障退休職工養(yǎng)老金待遇穩(wěn)定性是保障養(yǎng)老金充足性的前提條件，也是當前各國推進養(yǎng)老保險制度改革工作的主題?；攫B(yǎng)老金待遇穩(wěn)定性包含兩層含義：一是退休職工基本養(yǎng)老金待遇購買力的穩(wěn)定性；二是退休職工基本養(yǎng)老金收入相對于在崗職工工資收入的穩(wěn)定性。隨著我國基本養(yǎng)老保險制度改革進程的推進，政府為保障退休職工基本養(yǎng)老金待遇穩(wěn)定性做了大量工作。其中，建立基本養(yǎng)老金待遇正常調(diào)整機制（以下簡稱調(diào)待機制）就是一項重要任務(wù)。早在20世紀90年代中后期，我國各地區(qū)就陸續(xù)對退休職工養(yǎng)老金待遇進行調(diào)整，但由于當時全國并沒有形成統(tǒng)一的認識，因而隨意性較大 。2005年，國務(wù)院頒布《國務(wù)院關(guān)于完善企業(yè)職工基本保險制度的決定》（國發(fā)〔2005〕38號文件）強調(diào)“建立基本養(yǎng)老金正常調(diào)整機制：根據(jù)職工工資和物價變動等情況，適時調(diào)整企業(yè)退休人員基本養(yǎng)老金水平”；2011年頒布的我國首部《中華人民共和國社會保險法》明確規(guī)定：國家需要建立基本養(yǎng)老金正常調(diào)整機制。這些法律法規(guī)無疑強調(diào)了建立健全基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制的重要性。但到目前為止，鮮有文章分析我國調(diào)待機制對退休職工基本養(yǎng)老金待遇穩(wěn)定性的保障程度，以及不同地區(qū)的調(diào)待機制的保障差異性。

本文將采用工具變量法（instrumental variables estimation）實證研究我國調(diào)待機制對退休職工基本養(yǎng)老金待遇的影響，并進行區(qū)域間的比較分析。本文認為，這一研究是非常必要的：第一，在我國基本養(yǎng)老保險制度改革不斷深化和市場經(jīng)濟環(huán)境日益復(fù)雜的條件下，如何保障退休職工基本養(yǎng)老金待遇的穩(wěn)定性是關(guān)系基本養(yǎng)老保險制度風(fēng)險分擔的一個持續(xù)課題。第二，由于經(jīng)濟發(fā)展水平、人口結(jié)構(gòu)、基金支撐能力、制度贍養(yǎng)率以及政府財政支出力度等因素在地區(qū)間的差異 ，不同地區(qū)實施基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整的效果也必然存在差異，所以，針對不同地區(qū)所實行的調(diào)整效應(yīng)進行比較分析，可以為完善我國基本養(yǎng)老保險制度提供有益參考。第三，基本養(yǎng)老金待遇的過度調(diào)整甚至錯誤調(diào)整將對養(yǎng)老保險制度的穩(wěn)定性產(chǎn)生巨大的負面影響[JP2]

典型例子以美國和英國在20世紀70年代因應(yīng)對通貨膨脹而錯誤地實行過度的養(yǎng)老金指數(shù)化為代表，具體可見巴爾（Barr）和戴蒙德（Diamond）2013年所著《養(yǎng)老金改革：理論精要》（鄭秉文譯，中國勞動和社會保障出版社出版）中專欄[52]和[53]。，[JP]因此，如何確定一個合理的基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制是我國深化養(yǎng)老保險制度改革的重要工作。綜上所述，本文希望通過分析我國調(diào)待機制對退休職工基本養(yǎng)老金待遇穩(wěn)定性的保障，以及不同地區(qū)調(diào)待機制的作用差異，為深化我國基本養(yǎng)老保險制度改革提供必要的參考。

二、文獻綜述

調(diào)待機制本質(zhì)是養(yǎng)老金待遇指數(shù)化，實質(zhì)是基本養(yǎng)老保險制度風(fēng)險分擔。因此，養(yǎng)老金待遇指數(shù)化的方式與養(yǎng)老保險制度風(fēng)險分擔密切相關(guān)。在早期的研究中，戴蒙德（Diamond）、費舍爾Fischer和莫頓Merton等學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，公共養(yǎng)老保險制度（public pension plan）之于私人養(yǎng)老保險制度的優(yōu)越性就在于能夠通過政府的政策工具來提高制度的抗風(fēng)險能力。其中，建立養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制，將退休職工養(yǎng)老金待遇（或養(yǎng)老金替代率）與通貨膨脹率或工資增長率掛鉤，是實現(xiàn)公共養(yǎng)老保險制度風(fēng)險分擔的有效途徑。但是，養(yǎng)老金待遇指數(shù)化究竟是盯住通貨膨脹率還是工資增長率或二者的結(jié)合在理論上是不確定的，因而需要經(jīng)驗證據(jù)的驗證。實踐表明，影響和制約養(yǎng)老金待遇指數(shù)化機制建設(shè)的因素不僅包括養(yǎng)老保險制度設(shè)計、基金支撐力和制度贍養(yǎng)率等制度內(nèi)因素，還包括人口結(jié)構(gòu)、財政支持力度和經(jīng)濟發(fā)展等制度外因素。例如，費爾德斯坦（Feldstein）基于精算理論和福利經(jīng)濟學(xué)，分別分析了物價指數(shù)化和工資指數(shù)化對美國公共養(yǎng)老金待遇調(diào)整的影響，認為美國公共養(yǎng)老金待遇應(yīng)該采用物價指數(shù)化；隨后，美國國會預(yù)算局（Congressional Budget Office）曾經(jīng)依據(jù)人口結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟發(fā)展水平的測算，也論證了美國公共養(yǎng)老金實行物價指數(shù)化是可行的；奧利（Ole）以瑞典為案例，基于養(yǎng)老保險制度財務(wù)持續(xù)性論證了瑞典公共養(yǎng)老金盯住社會平均工資的必要性；施嵐基于中國人口老齡化趨勢預(yù)測對臨界條件進行實證檢驗，認為在保持養(yǎng)老負擔系數(shù)不變的前提下，養(yǎng)老金待遇指數(shù)化究竟是盯住物價指數(shù)還是工資增長率需要考慮經(jīng)濟增長率和工資增長率的影響。

毋庸置疑，縱觀各國的養(yǎng)老金待遇指數(shù)化機制建設(shè)，其初衷都是防范通貨膨脹的風(fēng)險，保障退休職工養(yǎng)老金待遇穩(wěn)定性，讓退休職工群體分享經(jīng)濟增長的成果。然而，基于制度成本的考量，過快的養(yǎng)老金待遇增長必然會導(dǎo)致巨大的制度成本。同時，目前大多數(shù)國家的養(yǎng)老金指數(shù)化調(diào)整機制主要是針對養(yǎng)老金待遇的向上調(diào)整，制度設(shè)計本身并沒有考慮養(yǎng)老金收支平衡的因素。例如，

田近NFDA1治（Eiji Tajika）對日本公共養(yǎng)老金待遇指數(shù)化進行實證研究，發(fā)現(xiàn)日本曾經(jīng)實行的盯住物價指數(shù)每年進行調(diào)整和依據(jù)實際經(jīng)濟增長率每五年進行一次修正的養(yǎng)老金待遇指數(shù)化機制是導(dǎo)致其基金支出壓力的重要原因；艾科索（Axel）和威爾克（Wilke）研究指出，德國在過去實行的總額工資指數(shù)化機制在人口老齡化背景下，導(dǎo)致繳費率快速上漲而增加了企業(yè)成本，最終對社會經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生了巨大的負面影響，這成為德國進行養(yǎng)老金指數(shù)化改革的根本原因。因此，養(yǎng)老金待遇指數(shù)化建設(shè)既要保障退休職工養(yǎng)老金收入的穩(wěn)定性，又要控制制度成本。當然，養(yǎng)老金待遇指數(shù)化的內(nèi)涵是非常廣泛的，除了保障養(yǎng)老金待遇穩(wěn)定性和控制制度成本外，還包括收入分配效應(yīng)和救濟貧困功能等，因此，各國在進行養(yǎng)老金待遇指數(shù)化機制的建設(shè)中必須要預(yù)見性地進行設(shè)計和安排，同時要適時進行制度的調(diào)整。

隨著基本養(yǎng)老保險制度改革的不斷深化，國內(nèi)學(xué)者對養(yǎng)老金待遇指數(shù)化的討論從未間斷。一方面，一些學(xué)者研究了國外經(jīng)驗與做法。例如，辛榮環(huán)基于國際經(jīng)驗，分析了養(yǎng)老金待遇盯住物價指數(shù)、工資增長和二者結(jié)合的三種機制的優(yōu)缺點，建議我國基本養(yǎng)老金待遇應(yīng)該與社會平均工資和物價指數(shù)雙掛鉤；王曉軍基于國際養(yǎng)老金待遇指數(shù)化建設(shè)經(jīng)驗，運用保險精算分析法系統(tǒng)評估了我國基本養(yǎng)老金替代率，建議對不同養(yǎng)老金收入層次的退休職工采用不同的養(yǎng)老金待遇調(diào)整方案；徐穎的研究也認為應(yīng)該對不同收入群體實行“歧視性”的養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制；韓偉、穆懷中通過剖析德國公共養(yǎng)老金待遇指數(shù)化機制的改革動因，指出養(yǎng)老金待遇指數(shù)化機制建設(shè)必須重視對市場效率的影響，應(yīng)該堅持“效率優(yōu)先，兼顧公平”的原則；此外，他們通過構(gòu)建數(shù)理模型并運用德國經(jīng)驗數(shù)據(jù)進行實證檢驗，分析公共養(yǎng)老金待遇基于工資指數(shù)化調(diào)整機制特征，并提出對中國的啟示。另一方面，一些學(xué)者基于我國的經(jīng)驗證據(jù)，對我國基本養(yǎng)老金待遇指數(shù)化進行了定量和定性研究。例如，韓偉、穆懷中運用計量分析和精算測算方法，基于穆懷中提出的“內(nèi)、外部效率”理論研究認為中國現(xiàn)行基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制方案應(yīng)該對“老人”和“中人”實行差異性調(diào)整指數(shù)；屈川分析了我國基本養(yǎng)老金調(diào)整機制建設(shè)的影響和制約因素，提出了完善我國基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制的建議；田青、張水輝提出以動態(tài)的基本養(yǎng)老金合意替代率為參照系，針對不同人群分別建立養(yǎng)老金待遇指數(shù)化機制；徐延君提出建立復(fù)合型養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制，當工資增長幅度大于物價增長幅度，則選擇社會平均工資增長率作為主要指標，調(diào)整比例為上年社會平均工資增長率的60%-80%，相反，則選擇物價增長率為指標，并與物價增幅保持同比例調(diào)整；陽義南、申曙光研究認為我國目前的基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制在啟動機制、調(diào)整比例和調(diào)整基數(shù)三方面存在缺陷，并構(gòu)建了由物價指數(shù)和實際工資增長率組成的啟動機制，確定了盯住物價指數(shù)和社會平均工資增長率的調(diào)整比例。

通過上述文獻回顧可以得出，學(xué)者們對我國實行什么樣的調(diào)待機制進行了深入討論，但鮮有文章分析我國當前調(diào)待機制對基本養(yǎng)老金待遇穩(wěn)定性的實際保障作用。因此，本文將在現(xiàn)有文獻研究成果基礎(chǔ)上，采用2002-2012年中國31個?。ㄖ陛犑小⒆灾螀^(qū)）的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，系統(tǒng)分析我國調(diào)待機制對退休職工基本養(yǎng)老金待遇穩(wěn)定性的保障。本文的邊際創(chuàng)新可能在于以下幾個方面：第一，本文可能是首篇實證研究我國調(diào)待機制對退休職工基本養(yǎng)老金待遇穩(wěn)定性保障的文章，為我國下一步深化基本養(yǎng)老金待遇指數(shù)化改革提供有益的參考。第二，本文通過建立“基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制模型”，厘清基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制的邏輯，為接下來更深入研究我國養(yǎng)老金待遇指數(shù)化提供一個清晰的理論邏輯。第三，本文嘗試發(fā)展了一組新的工具變量來克服基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制研究中的內(nèi)生性問題。

三、基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制的邏輯

毋庸置疑，物價和工資的變動是影響退休職工基本養(yǎng)老金待遇穩(wěn)定性的重要因素。一方面，吉列恩（Glillion）和特納（Turner）、巴爾（Barr）和戴蒙德等學(xué)者認為，可以通過價格指數(shù)化、工資指數(shù)化或二者相結(jié)合的方法來建立養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制以避免通貨膨脹和工資增長對養(yǎng)老金待遇穩(wěn)定性產(chǎn)生負面影響。另一方面，公共（基本）養(yǎng)老保險制度的獨特優(yōu)勢之一就是可以以市場能力之外的方式來改進風(fēng)險分擔。但是，物價波動與工資增長對退休職工基本養(yǎng)老金待遇穩(wěn)定性的影響在理論上是不確定的，因此，調(diào)待機制對基本養(yǎng)老金待遇穩(wěn)定性的保障也是不確定的。如何考察這一影響不僅需要考慮工資增長率、物價增長率與養(yǎng)老金增長率，還需要考察不同的制度特征和人口結(jié)構(gòu)等因素。例如，當前我國的基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整標準為當?shù)仄髽I(yè)在崗職工平均名義工資年增長率的一定比例，大多數(shù)地區(qū)設(shè)定這一比例在60%-80%之間，所以較高的工資增長率顯然能有效提高基本養(yǎng)老金增長率從而更有利于保障基本養(yǎng)老金待遇的穩(wěn)定性；但是，近年來我國基本養(yǎng)老金替代率水平并沒有隨著工資增長率的顯著提升而提升已是一個不爭事實。因此，我國當前的基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制究竟能否有效保障基本養(yǎng)老金待遇穩(wěn)定性需要更多的經(jīng)驗證據(jù)的支持。

在實證檢驗之前，本文認為有必要厘清基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制的邏輯，才能夠更清楚地認識其本質(zhì)與機理。為此，本文以經(jīng)典ISLM模型為基礎(chǔ)，構(gòu)造基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制模型（見圖1）。

在圖1中，設(shè)定基本養(yǎng)老金實際待遇為P、名義工資為W、物價指數(shù)為C，初始均衡由點（C1，W1）、（W1，P1）和（C1，P1）決定。當物價指數(shù)由C1上升到C2時，引起名義工資由W1上升至W2，工資與物價的新均衡為（C2，W2）；由于通貨膨脹導(dǎo)致基本養(yǎng)老金收入的實際購買力由P1下降到P2，養(yǎng)老金實際待遇與名義工資的新均衡為（W2，P2）。因此，在短期內(nèi)，物價指數(shù)上漲最終導(dǎo)致退休職工基本養(yǎng)老金待遇實際購買力下降，新均衡由點（C2，W2）、（W2，P2）和（C2，P2）決定。長期來看，一方面，為了抑制通貨膨脹的上揚，政府必須通過政策手段控制通貨膨脹，使物價指數(shù)由C2下降到C1；另一方面，為了維持退休職工基本養(yǎng)老金待遇穩(wěn)定性，政府上調(diào)基本養(yǎng)老金名義水平，使均衡點由（W2，P2）上升至（W2，P1）；由于名義工資具有向下的剛性特征，所以名義工資保持W2水平不變。最終，新的均衡為（C1，W2）、（W2，P1）和（C1，P1）。

本文從上述模型中得出三點重要認識。第一，通過上述模型分析，我們可以建立基本養(yǎng)老金待遇決定方程：pension=f[wage（CPI）]。這個方程表明基本養(yǎng)老金待遇既可以直接盯住工資水平進行調(diào)整，也可以通過間接盯住物價指數(shù)進行調(diào)整。因此，基本養(yǎng)老金待遇盯住工資水平和盯住物價指數(shù)在邏輯上均是合理選擇。第二，在一個較長的時間內(nèi)，物價、工資與基本養(yǎng)老金待遇是一個長期的互動過程，同時也是政府與養(yǎng)老保險制度風(fēng)險的博弈過程。因此，建立長效的基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制以保障基本養(yǎng)老金待遇能夠隨著物價和工資變化及時調(diào)整，進而保障養(yǎng)老金待遇實際購買力的穩(wěn)定性是一個動態(tài)過程。第三，長期來看，基本養(yǎng)老金待遇與名義工資的均衡點是向上移動的，不僅說明盯住名義工資的調(diào)待機制存在高估基本養(yǎng)老金實際待遇縮水的可能性，也表明基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整必然會存在制度成本。

然而，巴爾和戴蒙德卻指出養(yǎng)老金待遇水平和指數(shù)化方法之間的關(guān)系非常復(fù)雜＼[5＼]77。從國際經(jīng)驗來看，許多國家的養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制是基于物價指數(shù)化、工資指數(shù)化或二者相結(jié)合并通過適當加權(quán)來進行調(diào)整的。一方面，通常情況下的工資增長速度快于物價增長速度。因此，只盯住物價指數(shù)的待遇調(diào)整可能低估養(yǎng)老金待遇實際購買力的下降，造成實際替代率水平隨著時間的推移而下降。另一方面，盯住工資的待遇調(diào)整機制往往又可能會增加養(yǎng)老保險的制度成本，同時這一調(diào)整指數(shù)化更具有波動性。例如，我們假設(shè)兩種情況：第一，名義工資和實際工資各增長5%，通貨膨脹率為0；第二，名義工資和實際工資各增長10%，通貨膨脹率為5%。盯住工資水平的待遇調(diào)整結(jié)果會產(chǎn)生明顯的差異，第一種情況下的養(yǎng)老金名義待遇水平增長25%，由于通貨膨脹率為0，實際待遇增長為25%；第二種情況下的養(yǎng)老金名義待遇水平增長5%，而由于通貨膨脹率為5%，意味著實際待遇水平增長為0。在這樣的條件下，政府財政必須進行補貼以彌補通貨膨脹產(chǎn)生的負面影響，進而增加財政支出，從長期來看，這也是我國養(yǎng)老保險制度改革應(yīng)該考慮的制度成本。所以，單一實行物價指數(shù)化或工資指數(shù)化的調(diào)待機制似乎都不是一個合理的選擇。

四、變量和數(shù)據(jù)

本文接下來采用2002-2012年中國31個?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)）的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，系統(tǒng)分析我國基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制對退休職工基本養(yǎng)老金待遇穩(wěn)定性的影響。在此之前，我們先進行變量選取和數(shù)據(jù)說明。

首先，是對被解釋變量退休職工基本養(yǎng)老金待遇的度量。一般而言，退休職工基本養(yǎng)老金待遇的度量可以分為絕對待遇和相對待遇兩個維度，因此，本文對基本養(yǎng)老金絕對待遇的度量選取城鎮(zhèn)企業(yè)退休職工人均基本養(yǎng)老金（pension），即各地區(qū)基本養(yǎng)老金年度支出總額與當年領(lǐng)取基本養(yǎng)老金人數(shù)的比值；對基本養(yǎng)老金相對待遇的度量則選取基本養(yǎng)老金社會平均替代率（replacement），即城鎮(zhèn)企業(yè)退休職工人均基本養(yǎng)老金待遇與城鎮(zhèn)在崗職工人均工資的比值。本文選擇這兩個指標的主要原因在于：前者無疑是度量退休職工基本養(yǎng)老金待遇的最直觀指標，直接反映了退休職工養(yǎng)老金待遇水平；后者能有效度量退休職工養(yǎng)老金收入與當期在崗職工工資收入關(guān)系，容易觀測到退休職工養(yǎng)老金收入的相對水平，是度量退休職工生活水平的重要經(jīng)濟指標和社會指標。

其次，是核心解釋變量基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制的度量，本文選取滯后1期城鎮(zhèn)在崗職工平均工資

（LlnMW）來解釋。其邏輯思路是這樣的：從我國近年來的基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整政策看，當期基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整標準主要依據(jù)上年度城鎮(zhèn)在崗職工的平均工資年增長率，因此，如果調(diào)待機制能夠有效保障退休職工基本養(yǎng)老金待遇的穩(wěn)定性，那么這一解釋變量與被解釋變量的關(guān)系為正相關(guān)；相反，如果調(diào)整機制無法有效保障退休職工基本養(yǎng)老金待遇的穩(wěn)定性，那么這一關(guān)系為負。另外，本文為了考察國發(fā)〔2005〕38號文件后我國的基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整政策的實施，設(shè)定時間虛擬變量D。以2006年為斷點：2002-2005年期間，D=0；2006-2012年期間，D=1。需要強調(diào)的是，我國基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制雖然原則上依據(jù)物價和工資的變動，但實質(zhì)上仍然盯住企業(yè)在崗職工的工資增長率。換句話說，基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制只通過工資變量作用于基本養(yǎng)老金待遇水平。因此，如果我們簡單地將虛擬變量與包括物價指數(shù)在內(nèi)的所有控制變量進行交互，必然會導(dǎo)致估計偏誤。本文引入虛擬變量與工資變量滯后1期的交互項Dit*L.lnMWit，根據(jù)基本養(yǎng)老金待遇決定方程pension=f[wage（CPI）]建立如下回歸方程：

pensionit=β1+β2L.lnMWit+β3Dit*L.lnMWit+εit（1）

本文還在回歸方程中納入了一些其他影響基本養(yǎng)老金待遇穩(wěn)定性的控制變量，以避免回歸方程的遺漏偏誤。根據(jù)相關(guān)理論，我們選擇了如下一些控制變量：人口結(jié)構(gòu)無疑是決定基本養(yǎng)老金待遇穩(wěn)定性的重要因素，本文選擇了各地區(qū)基本養(yǎng)老保險制度贍養(yǎng)比率（support rate，SR）來度量這一指標。同時，當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展水平和就業(yè)環(huán)境等因素也在很大程度上影響著退休職工基本養(yǎng)老金待遇水平的穩(wěn)定性。因此，本文選取各地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）來度量經(jīng)濟發(fā)展水平；選取城鎮(zhèn)登記失業(yè)率（unemployment，UEP）

雖然官方統(tǒng)計資料上公布的城鎮(zhèn)登記失業(yè)率一直被認為是低估了中國的真實失業(yè)率，主要原因是其未能將那些領(lǐng)取了某種福利救濟金但實際上仍然處于失業(yè)狀態(tài)的人口納入統(tǒng)計范圍，但是即使低估了真實的失業(yè)率，它還是能夠近似地反映出各地區(qū)真實失業(yè)率的相對差異，而且，這個指標也是我們目前能夠獲取的度量中國失業(yè)率的唯一指標。指標來度量就業(yè)結(jié)構(gòu)狀況，選取城鎮(zhèn)化率（city rate，CR）

本文通過非農(nóng)人口數(shù)與總?cè)丝跀?shù)的比值來度量城鎮(zhèn)化率指標。來度量地區(qū)城市化水平。最終，我們建立如下基本養(yǎng)老金待遇決定方程：

pensionit=β1+β2L.lnMWit+β3Dit*L.lnMWit+β4lnGDPit+β5SRit

+β6CRit+β7UEPit+εit（2）

本文的樣本為2002-2012年全國31個省級單位的面板數(shù)據(jù)，基礎(chǔ)數(shù)據(jù)均來自歷年《中國勞動統(tǒng)計年鑒》、《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》、《中國人口統(tǒng)計年鑒》、《中國物價年鑒》和各地區(qū)統(tǒng)計年鑒，以及中國經(jīng)濟與社會發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫（China Statistics Yearbooks Datebase），并以2002年為基期進行實際價值換算。另外，2012年各地區(qū)非農(nóng)人口數(shù)據(jù)缺失，本文以2011年各地區(qū)非農(nóng)人口數(shù)和歷年非農(nóng)人口平均增長率計算值近似替代；2012年上海、天津FDI數(shù)據(jù)缺失，本文以2011年FDI和兩地區(qū)歷年FDI平均增長率計算值近似替代。各變量的描述統(tǒng)計情況見表1。

為了更清楚地描述相關(guān)核心變量的關(guān)系，本文進一步選取2002-2012年全國和31個省（直轄市、自治區(qū)）的CPI、工資增長率和基本養(yǎng)老金增長率三個指標進行統(tǒng)計分析。從圖2可以得到以下認識：第一，近年來，各地區(qū)無論是在實際價格還是名義價格條件下，工資增長率平均水平顯著高于養(yǎng)老金增長率平均水平，全國年平均高出近4個百分點；第二，長期來看，CPI、工資增長率與養(yǎng)老金增長率曲線的趨勢具有一致性，多數(shù)地區(qū)的養(yǎng)老金增長率曲線隨著工資增長率曲線都呈現(xiàn)出“先波動增長，后波動下降”的趨勢；第三，地區(qū)間各項指標曲線存在顯著差異，例如，東部地區(qū)的北京、天津和河北等省市工資增長率波動性比江蘇、浙江和廣東等省市的工資增長率的波動性較強，相對應(yīng)的養(yǎng)老金增長率波動性也呈現(xiàn)出前者大于后者?？傮w來看，養(yǎng)老金增長率隨著CPI與工資增長率的波動而無規(guī)則變化是這一時期各地區(qū)所呈現(xiàn)出的較為顯然的共同特征。

五、 實證分析與檢驗

1.OLS估計結(jié)果

本文將利用上述數(shù)據(jù)實證檢驗我國調(diào)待機制對基本養(yǎng)老金待遇的保障。我們先暫不考慮內(nèi)生性問題，對方程1和方程2分別進行OLS估計（見表2）。結(jié)果顯示，無論是在名義價格還是在實際價格條件下，我國基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制只對基本養(yǎng)老金絕對待遇水平起著正向改善作用，但并不能保障基本養(yǎng)老金相對待遇的穩(wěn)定性；同時，在絕對待遇條件下，基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制對基本養(yǎng)老金名義待遇的保障顯著大于對實際待遇的保障。另外，2005年調(diào)整政策與基本養(yǎng)老金實際待遇呈正相關(guān)關(guān)系，與名義價格條件下的相對待遇水平顯著負相關(guān)，因此無法判斷該政策的實施是否改善了基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制對基本養(yǎng)老金待遇穩(wěn)定性的保障。

（）中的數(shù)值是估計系數(shù)的標準差。

顯然，簡單地接受OLS的估計結(jié)果有失妥當。因為，在基本養(yǎng)老金待遇決定方程中工資變量無疑是一個內(nèi)生變量，主要原因在于：一方面，從本文獲得的數(shù)據(jù)關(guān)系來看，工資變量與基本養(yǎng)老金待遇變量存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，極有可能導(dǎo)致聯(lián)立內(nèi)生性問題；另一方面，回歸方程中被遺漏的因素也有可能導(dǎo)致工資變量的內(nèi)生性。例如，由于沒有在回歸方程中控制住職工的時間偏好對基本養(yǎng)老金

待遇水平的影響，結(jié)果可能會導(dǎo)致工資變量與隨機擾動項相關(guān)；同時，職工對現(xiàn)期工資水平與預(yù)期基本養(yǎng)老金收入水平賦予的權(quán)重差別，可能導(dǎo)致二者間存在擠出效應(yīng)，進而導(dǎo)致工資的內(nèi)生性。這些因素可能導(dǎo)致OLS的估計結(jié)果有失偏誤。

22SLS估計結(jié)果

解決內(nèi)生變量問題的有效策略是尋找內(nèi)生變量的有效工具變量（instrumental variables，IV），然后采用兩階段最小二乘法（2SLS）來重新估計基本養(yǎng)老金待遇決定方程。有效的工具變量必須滿足兩個條件：首先，工具變量與內(nèi)生解釋變量相關(guān)；其次，工具變量與回歸方程中的隨機擾動項不相關(guān)，即工具變量必須是外生變量。綜合上述兩個條件，本文選取各地區(qū)出口貿(mào)易額（export）作為工資的工具變量。首先，出口貿(mào)易將通過新古典貿(mào)易理論所強調(diào)的價格效應(yīng)與異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論基于企業(yè)微觀層面所強調(diào)的生產(chǎn)率效應(yīng)這兩個途徑來作用于工資水平。例如，斯托爾博-薩繆爾森（StolperSamuelson）定理就指出，參與國際貿(mào)易的地區(qū)通過提高某一富裕要素密集型商品的相對價格，進而使得這一產(chǎn)業(yè)的勞動力價格上升，即這一產(chǎn)業(yè)的職工工資水平上升。因此，我國各地區(qū)在參與國際貿(mào)易的過程中，通過比較優(yōu)勢的發(fā)揮來促進經(jīng)濟的增長，進而帶動職工工資水平的上升。其次，在經(jīng)驗研究方面，例如梅樂（Mellerl）基于智力、劉錦潭和鄒夢文以臺灣為對象、阿爾貝托（Alberto）基于哥倫比亞等學(xué)者的實證研究中，都充分證明了發(fā)展中國家或新興工業(yè)體在參與國際貿(mào)易的過程中，出口貿(mào)易對工資起著正向影響。所以，本文基于上述兩個方面的原因，選擇各地區(qū)出口貿(mào)易額作為工資的工具變量。

同時，考慮到只有一個工具變量的情況下，無法通過Sargan檢驗來判斷工具變量是否滿足第二個條件。因此，本文除了選擇出口貿(mào)易額作為工具變量外，還選擇地區(qū)外商直接投資（FDI）來作為工資的工具變量。由于外商直接投資集資本、技術(shù)和管理技能等于一體，成為直接資本和間接知識溢出的重要源泉，因此在我國的市場經(jīng)濟發(fā)展過程中，各地區(qū)都積極引進外資。有經(jīng)驗研究證明，在我國各地區(qū)引進外資的外部效應(yīng)中，一方面由于外資自身的優(yōu)勢，與內(nèi)資相比具有較高的工資水平，另一方面由于外資影響勞動力供需關(guān)系，對整個市場的工資水平也具有正向作用。因此，外資成為影響我國工資水平的重要因素。當然，對外貿(mào)易和外商直接投資變量也可能通過影響一個地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展和人力資源結(jié)構(gòu)來影響基本養(yǎng)老金待遇變量，但是回歸方程中控制了地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展變量和失業(yè)率變量后，這些因素也就被控制住了。同時，目前也沒有合理的理由認為對外貿(mào)易和外商直接投資能夠直接作用于退休職工基本養(yǎng)老金待遇。

接下來，本文采用2SLS重新估計了基本養(yǎng)老金待遇決定方程。表3匯報了一階段回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，無論是在名義價格還是在實際價格條件下，對外貿(mào)易變量和外商直接投資變量都與工資變量存在顯著相關(guān)關(guān)系，證明這兩個變量滿足作為工資變量的工具變量的第一個條件。

（）中的數(shù)值是估計系數(shù)的標準差。

表4中匯報了2SLS的第二階段估計結(jié)果。結(jié)果顯示，無論是在名義價格還是在實際價格條件下，Sargan檢驗中P值都未能拒絕“所有工具變量均為外生變量”的原假設(shè)，因此我們可以判定對外貿(mào)易額和外商直接投資變量滿足作為工具變量的第二個條件。

進一步分析表4中方程2的估計結(jié)果?？傮w來看，無論是在名義價格還是在實際價格條件下，基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制與養(yǎng)老金絕對待遇呈顯著正向關(guān)系，與相對待遇呈顯著反向關(guān)系。具體來講，在絕對待遇條件下，變量LlnMW的系數(shù)水平顯著大于變量real LlnMW，即基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制對基本養(yǎng)老金名義待遇的正效應(yīng)強于基本養(yǎng)老金實際待遇正效應(yīng)。上述結(jié)果表明：近年來，無論是在名義價格還是在實際價格條件下，即使我國基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制對退休職工基本養(yǎng)老金絕對待遇起著有效的改善作用，但仍不能有效保障基本養(yǎng)老金相對待遇的穩(wěn)定性；同時，在絕對待遇條件下，基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制對基本養(yǎng)老金名義待遇穩(wěn)定性的保障大于對基本養(yǎng)老金實際待遇穩(wěn)定性的保障。同時，變量D*LlnMW 與變量real D*LlnMW的系數(shù)均為正，表明這一政策的實施促進了基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制對基本養(yǎng)老金待遇穩(wěn)定性的保障。

（）中的數(shù)值是估計系數(shù)的標準差。

本文認為上述結(jié)論的主要原因在于我國目前多數(shù)地區(qū)實行單一的“名義工資指數(shù)化”調(diào)整機制，調(diào)整幅度為當?shù)仄髽I(yè)在崗職工年平均工資增長率的60%-80%。一方面，我國近年來名義工資的增長率大于通貨膨脹率，全國平均水平高達10%以上

參見圖2的統(tǒng)計分析。。因此，名義工資的高增長率必然帶動養(yǎng)老金名義待遇的高增長，進而有效保證了基本養(yǎng)老金名義待遇穩(wěn)定性，也使基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制對基本養(yǎng)老金名義待遇穩(wěn)定性的保障作用強于對實際待遇的保障作用。另一方面，剔除通貨膨脹以后，我國基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制與基本養(yǎng)老金相對待遇的反向關(guān)系增強，與基本養(yǎng)老金絕對待遇的正向關(guān)系減弱，說明較高的實際工資增長率拉開了與基本養(yǎng)老金實際待遇增長率的差距，減弱了調(diào)待機制對基本養(yǎng)老金實際待遇穩(wěn)定性的保障作用。同時，盡管國發(fā)〔2005〕38號文件規(guī)定的基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整政策對基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整起著顯著改善作用，但由于我國在過去“欠債”太多，無法在短期起到明顯的改進作用。

另外，其他控制變量的估計結(jié)果顯示：首先，制度贍養(yǎng)率與基本養(yǎng)老金待遇水平呈顯著反向關(guān)系，表明制度贍養(yǎng)率水平越高會導(dǎo)致基本養(yǎng)老金待遇水平的下降，與理論預(yù)期一致；其次，城鎮(zhèn)化率的系數(shù)顯著為負，表明城鎮(zhèn)化水平與基本養(yǎng)老金待遇水平呈反向關(guān)系，這可能是因為我國當前的城鎮(zhèn)化建設(shè)對資源的需求擠占了諸如社會保障、文化教育等公共事業(yè)的資源需求；失業(yè)率與基本養(yǎng)老金絕對待遇水平在實際價格條件下顯著負相關(guān)，表明就業(yè)質(zhì)量是影響?zhàn)B老金待遇水平的重要因素，與理論預(yù)期一致。

3.分區(qū)域2SLS估計結(jié)果

考慮到由于經(jīng)濟發(fā)展水平、人口結(jié)構(gòu)和財政補貼等因素的差異，必然會導(dǎo)致我國不同地區(qū)的基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制對基本養(yǎng)老金待遇的影響效應(yīng)也存在差異。從經(jīng)驗研究來看，鄭秉文、牟兵基于2008年基本養(yǎng)老金調(diào)整案例，分析認為各省份之間的待遇調(diào)整的確存在顯著差異，并指出一些相對落后地區(qū)為了“看齊”發(fā)達地區(qū)的基本養(yǎng)老金待遇水平盲目調(diào)高待遇而導(dǎo)致了嚴重的養(yǎng)老保險基金財務(wù)隱患。因此，我們采用2SLS重新估計了三大區(qū)域（東部、中部和西部）的調(diào)待機制對基本養(yǎng)老金待遇穩(wěn)定性的影響，估計結(jié)果見表5。

（）中的數(shù)值是估計系數(shù)的標準差。

由表5估計結(jié)果可知，三大地區(qū)的基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制對基本養(yǎng)老金待遇穩(wěn)定性的保障效應(yīng)存在顯著差異，保障效應(yīng)從中部、西部和東部呈依次遞減趨勢。首先，從基本養(yǎng)老金相對待遇來看，無論是在名義價格還是實際價格條件下，中部地區(qū)的基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整效應(yīng)顯著為正；相反，東西部地區(qū)的基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整效應(yīng)顯著為負，且東部地區(qū)的負效應(yīng)強于西部地區(qū)。其次，從基本養(yǎng)老金絕對待遇來看，在名義價格和實際價格條件下，三大地區(qū)的基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整效應(yīng)都顯著為正，并且呈中部、西部和東部依次遞減趨勢。本文認為，可能的原因主要在于以下三個方面。第一，我國實行盯住“名義工資增長率”的基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制是造成地區(qū)間基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整效果差異化的根本原因。從統(tǒng)計數(shù)據(jù)來看，2002-2012年中部地區(qū)名義工資平均增長率高達1556%，而東部地區(qū)為1366%，西部地區(qū)為1424%。因此，在我國持續(xù)較高的通貨膨脹環(huán)境下，只有中部地區(qū)較高工資增長率帶動基本養(yǎng)老金待遇上調(diào)才能保障基本養(yǎng)老金待遇穩(wěn)定性。第二，基本養(yǎng)老金待遇起點低、“欠債”多，使得基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整無法在短期內(nèi)發(fā)揮明顯的改善作用。以西部地區(qū)為例，2002-2012年間統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，西部地區(qū)的名義與實際基本養(yǎng)老金平均增長率分別為1077%與855%

數(shù)據(jù)來源：作者根據(jù)國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)計算得出。，顯著高于全國和東中部地區(qū)，而同期的通貨膨脹率為三大地區(qū)之最，這些原因共同導(dǎo)致西部地區(qū)基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制并不能有效保障基本養(yǎng)老金相對待遇的穩(wěn)定性，而對基本養(yǎng)老金絕對待遇穩(wěn)定性的保障也不抵中部地區(qū)。第三，地區(qū)間通貨膨脹率水平存在顯著差距，放大了基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制對基本養(yǎng)老金實際待遇保障效應(yīng)的差異，剔除通貨膨脹以后，我國基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制與基本養(yǎng)老金相對待遇的反向關(guān)系增強，與基本養(yǎng)老金絕對待遇的正向關(guān)系減弱，實際工資增長率差異進一步放大了地區(qū)間基本養(yǎng)老金實際待遇增長率的差距，進而導(dǎo)致不同地區(qū)的基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制對基本養(yǎng)老金實際待遇穩(wěn)定性的保障差距放大。

我們通過改變樣本容量來重新估計基本養(yǎng)老金待遇決定方程。具體來講，本文剔除名義工資增幅最大的三個地區(qū)和最小的三個地區(qū)，同時剔除名義基本養(yǎng)老金待遇水平增幅最大和最小各三個地區(qū)，共10個地區(qū)

10個地區(qū)分別為：東部的北京、天津和上海，中部的湖南、吉林和江西，西部的西藏、甘肅、廣西和云南。。接下來采用2SLS方法重新估計剩余21個地區(qū)的數(shù)據(jù)，估計結(jié)果見表6。結(jié)果表明：無論是在名義價格還是在實際價格條件下，即使我國基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制對基本養(yǎng)老金絕對待遇起著積極的改善作用，但仍不能有效保障基本養(yǎng)老金相對待遇的穩(wěn)定性；同時，在絕對待遇條件下，基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制對基本養(yǎng)老金名義待遇穩(wěn)定性的保障大于對基本養(yǎng)老金實際待遇穩(wěn)定性的保障，與前面結(jié)論一致。

六、結(jié)論與政策建議

社會保障體系是整個社會安定與發(fā)展的“安全網(wǎng)”和“穩(wěn)定器”，是國家發(fā)展的基本社會制度，這顯然違背了社會保障制度建設(shè)的基本精神。為了規(guī)避通貨膨脹因素對基本養(yǎng)老金待遇穩(wěn)定性的不利影響，我國應(yīng)當積極探索合理的基本養(yǎng)老金待遇正常調(diào)整機制。但是，當前實施的基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制對基本養(yǎng)老金待遇的保障與否在理論上并不確定，并且其合理性也必須經(jīng)過經(jīng)驗證據(jù)的驗證。在本文中，我們厘清了基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制的邏輯關(guān)系，并基于2002-2012年31個省（直轄市、自治區(qū)）的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，采用工具變量法對我國基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制對基本養(yǎng)老金待遇穩(wěn)定性的保障進行了實證分析。研究發(fā)現(xiàn)，無論是在名義價格還是在實際價格條件下，我國基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制對基本養(yǎng)老金絕對待遇水平起著保障作用，卻不能有效保障基本養(yǎng)老金相對待遇的穩(wěn)定性。同時，在絕對待遇條件下，基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制對基本養(yǎng)老金名義待遇的保障顯著大于對實際待遇的保障；東部、中部和西部地區(qū)的待遇調(diào)整的保障存在顯著差異，呈中部、西部和東部依次遞減趨勢。另外，國發(fā)〔2005〕38號文件的實施對改善基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制保障基本養(yǎng)老金待遇穩(wěn)定性起到積極作用。

根據(jù)上述結(jié)論，本文的政策建議是直觀的。首先，我國基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整應(yīng)該將實際工資增長率納入調(diào)整參數(shù)。一方面，本文研究結(jié)論表明，在基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整的實施過程中，剔除通貨膨脹后，實際工資的較高增長率拉大了在崗職工工資收入與退休職工基本養(yǎng)老金收入的相對差距，直接反映了基本養(yǎng)老金相對待遇的穩(wěn)定性不能得到保障，使得退休職工難以公平享受社會經(jīng)濟發(fā)展成果，違背了基本養(yǎng)老保險制度“代際公平”的基本內(nèi)涵。另一方面，中國當前的經(jīng)濟建設(shè)處于轉(zhuǎn)型期，較高通貨膨脹和名義工資增長的劇烈波動不可避免，單一依靠名義工資增長率來調(diào)整養(yǎng)老金待遇水平難以有效保障養(yǎng)老金待遇穩(wěn)定性。因此，我國基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制有效盯住名義工資和實際工資，既可以在一定程度上減小在崗職工工資收入與退休職工養(yǎng)老金待遇的相對差距，又能提高基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制在盯住實際工資的條件下保持相對于單一盯住名義工資進行待遇調(diào)整時對基本養(yǎng)老金待遇穩(wěn)定性的保障作用。其次，我國不同地區(qū)應(yīng)該建立科學(xué)合理的基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整評估機制。毋庸置疑，由于區(qū)域間經(jīng)濟發(fā)展水平、人口結(jié)構(gòu)和財政補貼等因素的差異，加之我國基本養(yǎng)老保險目前仍然為省級統(tǒng)籌制，現(xiàn)階段不同地區(qū)的基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制對退休職工基本養(yǎng)老金待遇穩(wěn)定性的保障作用存在差異。但是，我國基本養(yǎng)老保險制度的建立需要科學(xué)合理的評估機制進行完善，對基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制保障作用的科學(xué)評估也必不可少。因此，在當前條件下各地區(qū)建立基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整機制效用評估機制，不斷創(chuàng)新和優(yōu)化基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整手段，才能進一步的縮短地區(qū)間基本養(yǎng)老金待遇調(diào)整水平的差距，為實現(xiàn)基本養(yǎng)老保險制度頂層設(shè)計、實現(xiàn)基本養(yǎng)老保險制度全國統(tǒng)籌做好準備工作。

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