強國民，丁建定

（華中科技大學 社會學院，湖北 武漢430074）

一、引言

我國已快速進入老齡化社會，隨著老年人口數(shù)量的增加和人口老齡化高峰的來臨，基本養(yǎng)老保險基金支出總規(guī)模持續(xù)擴大。但是，受制于二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的宏觀環(huán)境，我國城市養(yǎng)老保險制度建立較早，農(nóng)村則較晚，城市和農(nóng)村在養(yǎng)老保險制度上分割而立的局面，造成城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險支出水平的差異。研究表明，養(yǎng)老金在城鄉(xiāng)、地區(qū)、部門和職業(yè)身份等之間的差距呈現(xiàn)一定擴大趨勢，而且制度化的不平等特征越來越明顯（宋曉梧等，2013）。[1]2012年，國家出臺《基本公共服務體系“十二五”規(guī)劃》，提出逐步建立城鄉(xiāng)一體化的基本公共服務制度，不斷縮小城鄉(xiāng)差距。從“十三五”開始，我國形成了以覆蓋城鎮(zhèn)人口為主的企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險制度（以下簡稱“職?！保┖鸵愿采w農(nóng)村人口為主的城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險制度（以下簡稱“居?！保┎⑿械纳鐣B(yǎng)老保險體系框架，覆蓋人口不斷擴大，截至2019年底，我國參加社會養(yǎng)老保險的人數(shù)已達到9.67億人。黨的十八大報告提出，初次分配和再分配都要兼顧效率和公平，再分配更加注重公平。黨的十九大報告提出，要完善“職保”與“居?！敝贫冉ㄔO，加快實現(xiàn)養(yǎng)老保險的全國統(tǒng)籌。養(yǎng)老保險制度建設的方向已經(jīng)明確，為保障居民基本權(quán)益的公平性和全社會收入再分配的有效性提出了更高要求。因此，探索和評估我國基本養(yǎng)老保險制度的收入再分配效應具有非常重要的意義。

二、典型事實分析

2000年，國務院決定在遼寧等地開展城鎮(zhèn)社會保障體系建設試點，調(diào)整城鎮(zhèn)企業(yè)職工養(yǎng)老保險制度社會統(tǒng)籌和個人賬戶規(guī)模，拉開了我國新世紀養(yǎng)老保險改革的序幕。截至2019年底，“職?！被鹑司С鲱~達到39，989元，實現(xiàn)了“十九連增”，年均增長率達18.1%。同期，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入達到42，358.8元，也實現(xiàn)了連續(xù)增長，年均增長率達10.6%。2010年以來，全國“職?！被鹑司С鲱~與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入之間的相關系數(shù)為0.997，表明二者具有較強的關聯(lián)性。2009年，國務院開始開展新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險試點建設，將國家財政直接補貼農(nóng)村居民用于養(yǎng)老保障，對我國農(nóng)村社會養(yǎng)老保險制度改革具有里程碑意義。從2010年試點到2019年，“居保”基金人均支出額由700元增至1，942.6元，年均增長率高達44%。同期，農(nóng)村居民人均可支配收入由5，919元增至16，020.7元，年均增長11.8%。2010年以來，全國“居?！被鹬С鲱~與農(nóng)村居民人均可支配收入之間的相關系數(shù)為0.981，表明二者具有較強的關聯(lián)性。

由于“居?！敝贫冉⑤^晚，與“職?！卑l(fā)展水平相比存在較大差距。2010—2019年，全國“職保”與“居?！比司С霰葟?3.91降至20.59，期間出現(xiàn)一定波動，但總體上二者差距在逐步縮小，盡管如此，“職?！比司С鲱~仍是“居保”人均支出額的20倍以上。由此可見，盡管目前的養(yǎng)老保險制度已經(jīng)基本實現(xiàn)了城鄉(xiāng)全覆蓋，但“職?！迸c“居?！敝贫热匀怀尸F(xiàn)分割特征，待遇差距依然較大。同期，城鄉(xiāng)居民收入比從3.23降至2.64，年均降幅2.2%。2010年以來，全國“職?！迸c“居?！比司С霰群统青l(xiāng)居民可支配收入比的相關系數(shù)為0.715，表明二者具有一定正相關性，降低“職?！迸c“居?！敝С鲱~的差距，對縮小城鄉(xiāng)居民收入差距可能具有一定積極影響。但是，我國各地區(qū)養(yǎng)老保險制度發(fā)展具有顯著差異，全國層面的典型事實是否符合地區(qū)實際，有待進一步研究。

三、文獻回顧

國內(nèi)外學者普遍認為，公共養(yǎng)老保險制度通過選擇現(xiàn)收現(xiàn)付制的融資方式實現(xiàn)代際收入再分配，通過對不同群體實行不同的養(yǎng)老保險繳費率或養(yǎng)老金計發(fā)辦法來實現(xiàn)代際內(nèi)的收入再分配（Peter，1977；Casarico和Devillanova，2008），[2-3]其中以政府財政補貼為收入來源的非繳費型養(yǎng)老保險，可以起到有效緩解老年貧困、縮小收入差距的作用（Kakwani和Subbarao，2007）。[4]近年來，在一些發(fā)展中國家，具有再分配功能的養(yǎng)老保險明顯增加（岳希明和戚昌厚，2017）。[5]尤其拉丁美洲、非洲等地的發(fā)展中國家越來越重視養(yǎng)老保險的收入再分配作用，以稅收為主要來源的非繳費型養(yǎng)老保險計劃的規(guī)模在這些國家增加了2倍左右（Kemmerling和Neugart，2019）。[6]

（一）“職?！敝С鏊綄κ杖朐俜峙涞挠绊懷芯?/h3>

我國城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險制度是調(diào)節(jié)社會成員之間收入差距的重要途徑和方式，已有研究表明“職?！被鹬С鏊綄κ杖氩罹嗟挠绊懭蕴幱谀嫦蛘{(diào)節(jié)階段。如：許志濤（2014）利用1978—2011年統(tǒng)計數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)中國養(yǎng)老保險政策并未起到縮小收入再分配差距的作用，甚至存在逆向調(diào)節(jié)效應，但這種趨勢在逐步減弱。[7]馬德（2014）研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險制度對收入再分配差距的擴大沒有抑制作用，反而存在放大作用，可能已經(jīng)是造成收入再分配差距的一個誘因。[8]孫祁祥和林山君（2014）比較了中美養(yǎng)老保險制度的差異，發(fā)現(xiàn)美國繳費率較低，對收入再分配效應的影響較大，而中國卻恰恰相反。[9]侯慧麗（2014）研究發(fā)現(xiàn)，我國養(yǎng)老金收入差距近些年擴大了，從整體來看，群體間再分配效應要大于個人間再分配效應。[10]徐梅（2015）通過測算我國社會養(yǎng)老保險制度的再分配效應，發(fā)現(xiàn)制度對低收入人群的保障力度不大，如大部分靈活就業(yè)、農(nóng)民工等群體不在制度體系之內(nèi)。[11]

（二）“居?！敝С鏊綄Τ青l(xiāng)收入差距的影響研究

大部分研究表明，“居?！敝С鏊綄Τ青l(xiāng)收入差距具有顯著縮小作用。如：王翠琴和薛惠元（2012）認為，新農(nóng)保制度的收入再分配效應主要體現(xiàn)在政府補貼方面，在本質(zhì)上是財政的再分配，其中個人賬戶部分體現(xiàn)為代內(nèi)再分配，基礎養(yǎng)老金部分體現(xiàn)為代際再分配。[12]王翠琴和田勇（2015）以湖北省為例，研究發(fā)現(xiàn)“居保”制度顯著縮小了該省整體城鄉(xiāng)收入差距，但對地區(qū)收入差距影響不顯著。[13]李瓊（2015）認為新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險制度從公共財政補助農(nóng)民個人繳費、發(fā)放基礎養(yǎng)老金以及政府對重度殘疾人等繳費困難群體實行代繳或傾斜三個方面，對城鄉(xiāng)收入差距具有縮小作用。[14]高春玲（2018）研究發(fā)現(xiàn)，我國農(nóng)村社會養(yǎng)老保險顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距，平均下降3.99%~4.56%。[15]李時宇和馮俊新（2014）研究認為，“居?！敝贫葦U大了部分城鎮(zhèn)就業(yè)人群的參保覆蓋面，降低了城鄉(xiāng)社會保障的“二元”差距，縮小了城鄉(xiāng)收入差距，提高了社會總福利。[16]但是，也有部分研究得出了不同的結(jié)論，例如：高文書（2012）以陜西省寶雞市為例，研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)村居民獲得的養(yǎng)老保險轉(zhuǎn)移性收入遠低于城鎮(zhèn)居民，導致城鄉(xiāng)收入差距提高23.17%。[17]劉翹楚（2016）利用穆懷中提出的農(nóng)村社會養(yǎng)老保險制度凈收益模型，研究發(fā)現(xiàn)浙江省農(nóng)村社會養(yǎng)老保險制度對城鄉(xiāng)收入差距具有正向調(diào)節(jié)效應，并存在地區(qū)差異。[18]

（三）城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險均衡發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距影響研究

研究表明，我國城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險制度發(fā)展不均衡，不利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。如：丁建定和郭林（2013）研究認為，我國養(yǎng)老保險覆蓋的各群體享受到的保險權(quán)益不公平，城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險制度發(fā)展不均衡，因此，需要進一步統(tǒng)籌不同群體、城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險制度的均衡發(fā)展，促進制度公平性。[19]劉桂蓮（2015）基于31個省份2013年的數(shù)據(jù)分析了我國城鄉(xiāng)基本養(yǎng)老保險非均衡發(fā)展，研究發(fā)現(xiàn)，在東部和中西部地區(qū)存在城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險發(fā)展失衡問題，東部和中部地區(qū)非均衡發(fā)展程度較小。[20]李芬（2010）研究認為，城鄉(xiāng)之間不同的養(yǎng)老保險制度，不利于城鄉(xiāng)之間收入差距的矯正，反而維持了城鄉(xiāng)收入的分層結(jié)構(gòu)。[21]鄧旋（2011）研究發(fā)現(xiàn)，城市居民享受到的政府提供社會保障服務多于農(nóng)村居民，養(yǎng)老保險反而加大了城鄉(xiāng)收入差距。[22]趙桂芝和王艷萍（2010）認為，現(xiàn)行偏向于城市的社會保險制度對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生了“逆向調(diào)節(jié)”作用。[23]雷針和高傳勝（2019）也持相似的觀念，認為城鄉(xiāng)之間不均等的養(yǎng)老保險轉(zhuǎn)移支付，擴大了城鄉(xiāng)收入差距。[24]楊晶等（2019）研究認為，養(yǎng)老保險在調(diào)節(jié)居民收入不平等作用中存在城鄉(xiāng)二元差異，城鄉(xiāng)基本養(yǎng)老保險再分配效應的差異性，導致了城鄉(xiāng)收入的不平等。[25]岳希明和種聰（2020）使用CHIP2013年住戶調(diào)查數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)離退休金在城鄉(xiāng)之間、城鎮(zhèn)內(nèi)部的分布都不均等，城鎮(zhèn)人口要高于農(nóng)村和流動人口，流動人口的待遇最低，比較社會保障支出對收入的影響發(fā)現(xiàn)，社會保障支出反而增加了城鄉(xiāng)收入不平等，擴大了收入差距。[26]

綜上所述，已有的研究為本文奠定了堅實基礎。但是，至少還存在兩個方面的問題亟待解決，為本文的創(chuàng)新研究留下了空間：一是基本養(yǎng)老保險支出水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響作用尚不明確。在已有研究中，學者們關于養(yǎng)老保險支出水平對城鄉(xiāng)收入差距影響的研究結(jié)論是不一致的，可能的原因是全國的總支出水平掩蓋了地區(qū)之間的差異，也可能是政策時間段的選擇差異性，導致研究結(jié)論的偏差。本文將利用“職?！焙汀熬颖！敝贫瓤蚣荏w系形成以后各省份的面板數(shù)據(jù)，既分析全國層面的影響作用，也分析地區(qū)層面的差異性，克服已有研究中的不足。二是“職?！迸c“居保”兩種制度的均衡發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距影響問題尚未引起足夠重視。已有研究普遍認為養(yǎng)老保險存在城鄉(xiāng)二元差異，城市養(yǎng)老保險再分配效應高于農(nóng)村，但未能進一步探索城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險的均衡程度對城鄉(xiāng)收入的影響效應及趨勢。因此，本文的創(chuàng)新之處包括以下三個方面：第一，將“職?！迸c“居?！奔{入一個分析框架之內(nèi)，驗證了“職保”和“居?！敝С鏊椒謩e對城鄉(xiāng)收入差距的影響機理，發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險支出水平與城鄉(xiāng)收入差距之間存在U型非線性關系。第二，實證分析“職?！迸c“居保”支出水平的均衡程度對城鄉(xiāng)收入差距的影響規(guī)律，發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險支出水平與城鄉(xiāng)收入差距之間存在正相關關系。第三，比較分析了東部、中部和西部之間的差異性，并進一步探析了城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險均衡發(fā)展的主要影響因素，為統(tǒng)籌推進城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險均衡發(fā)展提供了理論參考依據(jù)。

四、研究設計

（一）研究思路

第一，從我國養(yǎng)老保險制度及城鄉(xiāng)收入差距演進的典型事實出發(fā)，基于文獻回顧從理論層面梳理養(yǎng)老保險支出水平對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生的影響作用。第二，利用地區(qū)面板統(tǒng)計數(shù)據(jù)，實證檢驗我國基本養(yǎng)老保險支出水平對城鄉(xiāng)收入及其差距的影響作用。第三，檢驗“職?！迸c“居?！敝С鏊降木獬潭扔绊懗青l(xiāng)收入差距的作用。第四，探析“職?！迸c“居?！本獍l(fā)展的主要影響因素，為推進城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險統(tǒng)籌發(fā)展，進而促進城鄉(xiāng)收入均等提供理論參考依據(jù)。

（二）模型設定與變量選取

本文借鑒陳斌開和林毅夫（2013）以及馬紅旗等（2017）的研究方法，構(gòu)建實證研究模型。[27-28]首先，分別檢驗“職?！敝С鏊綄Τ擎?zhèn)居民人均收入和“居?！敝С鏊綄r(nóng)村居民人均收入的影響，構(gòu)建如下模型：

式（1）中，下標i和t表示第i地區(qū)和第t年份，被解釋變量Incomeit為城鎮(zhèn)居民人均可支配收入或農(nóng)村居民人均可支配收入。解釋變量Xit衡量i地區(qū)在t年的“職?！敝С鏊交颉熬颖！敝С鏊剑疚牟捎谩奥毐！被颉熬颖！敝С雠c領取養(yǎng)老金待遇人數(shù)之比表示支出水平，同時引入“職?！敝С鏊交颉熬颖！敝С鏊降钠椒巾?，觀察非線性影響作用。Comtrolsit為參考已有研究選取的一系列控制變量，包括：經(jīng)濟發(fā)展水平、養(yǎng)老保險覆蓋率、老齡化程度、財政支出和對外開放程度等變量。εit為隨機干擾項誤差項。

其次，分別檢驗“職?！迸c“居?！敝С鏊綄Τ青l(xiāng)收入差距的影響，構(gòu)建如下模型：

式（2）中，被解釋變量Gap_incomeit表示為城鄉(xiāng)收入差距，本文采用城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民人均可支配收入的比值衡量（錢忠好和牟燕，2013）。[29]解釋變量和控制變量同式（1）。

再次，檢驗“職?！迸c“居?！敝С鏊降木獬潭葘Τ青l(xiāng)收入差距的影響，構(gòu)建如下模型：

式（3）中，解釋變量Gap_fundingit為“職?！迸c“居?！敝С鏊降木獬潭龋谩奥毐！迸c“居?！敝С鏊街葋砗饬俊１唤忉屪兞亢涂刂谱兞客剑?）。

最后，為深入分析“職?！迸c“居?！本獍l(fā)展的影響因素，構(gòu)建如下模型：

式（4）中，被解釋變量Gap_fundingit為“職?！迸c“居?！敝С鏊街?，F(xiàn)actorsit為一系列影響因素，包括：“職?！比司I資水平、“居?！比司I資水平、財政支出、城鎮(zhèn)化、人力資本等變量，變量描述如表1所示。

表1 變量描述與定義

（三）數(shù)據(jù)來源與方法

受“居?！敝贫热鎸嵤┑钠鹗紩r間所限（2013年開始在全國大范圍實施），為便于與“職?！边M行比較，本文研究時期設定為2013—2019年，數(shù)據(jù)來自2014—2020年《中國統(tǒng)計年鑒》。除將全國作為研究樣本外，本研究還將分別對東部、中部和西部地區(qū)進行實證檢驗。在處理面板數(shù)據(jù)時，本文通過Hausman檢驗方法檢驗固定效應和隨機效應模型的適用性，該方法采用Wald檢驗法，該統(tǒng)計量w大于臨界值時，即拒絕原假設，則選擇固定效應模型；若統(tǒng)計量w小于臨界值，即接受原假設，則選擇隨機效應模型。從相關數(shù)據(jù)可知，②由于篇幅所限，如需具體數(shù)據(jù)，可向本文作者索取。解釋變量與各控制變量之間相關系數(shù)基本處于0.6以下，表明不存在嚴重的多重共線性。

五、實證結(jié)果與分析

（一）養(yǎng)老保險支出水平對城鄉(xiāng)居民收入的影響作用

表2 列示了模型（1）的估計結(jié)果，從Hausman檢驗結(jié)果來看，列（1）、列（5）和列（7）適用固定效應模型，列（3）適用混合效應模型，其余列適用隨機效應模型。從回歸結(jié)果來看，全國層面以及東部地區(qū)和西部地區(qū)“職?！敝С鏊脚c城鎮(zhèn)居民人均收入呈現(xiàn)倒U型的非線性關系，中部地區(qū)“職?！敝С鏊脚c城鎮(zhèn)居民人均收入的影響在統(tǒng)計學意義上不顯著。除中部地區(qū)外，全國層面以及東部和西部地區(qū)“職?！敝С鏊綄Τ擎?zhèn)居民人均收入的影響作用存在臨界點，當超過臨界點時，呈現(xiàn)負向影響作用。另一方面，全國層面以及東部、中部和西部地區(qū)“居保”支出水平與農(nóng)村居民人均收入也呈現(xiàn)倒U型非線性關系，即：無論是在全國層面還是在地區(qū)層面，當“居?！敝С鏊教岣叩揭欢ㄅR界點，將對農(nóng)村居民人均收入產(chǎn)生負向影響作用。從各控制變量的回歸結(jié)果來看，除個別地區(qū)外，養(yǎng)老保險覆蓋率、老齡化程度、財政支出、人均GDP、對外開放對城鎮(zhèn)居民人均收入或農(nóng)村居民人均收入均呈顯著正向影響，這與已有大部分研究結(jié)論是一致的。

表2 基本養(yǎng)老保險支出水平對城鄉(xiāng)居民收入的影響回歸結(jié)果

總之，在養(yǎng)老金較低時，隨著養(yǎng)老金收入的增加，居民人均收入增加，充分顯示出養(yǎng)老金對人均收入的補充作用。當養(yǎng)老保險支出水平達到臨界點之后，養(yǎng)老保險支出水平越高，居民人均收入開始降低。這也充分說明了，養(yǎng)老保險支出水平的適度性，過高的養(yǎng)老保險支出，反而會造成居民人均收入水平的下降。

（二）養(yǎng)老保險支出水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響作用

表3 列示了模型（2）的估計結(jié)果，從Hausman檢驗結(jié)果來看，列（1）和列（4）適用固定效應模型，列（3）和列（7）適用混合效應模型，其余列適用隨機效應模型。從回歸結(jié)果來看，全國層面，“職?！焙汀熬颖！敝С鏊脚c城鄉(xiāng)收入差距均呈現(xiàn)U型的非線性關系，表明當“職保”和“居?！敝С鏊捷^低時，提高“職保”支出水平，能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距，但當“職保”支出水平提高到一定臨界點，之后將會加大城鄉(xiāng)收入差距。地區(qū)層面，東部和中部地區(qū)“職?！敝С鏊脚c城鄉(xiāng)收入差距的關系與全國一致，西部地區(qū)在統(tǒng)計學意義上不顯著；東部和西部地區(qū)“居?！敝С鏊脚c城鄉(xiāng)收入差距的關系與全國一致，中部地區(qū)在統(tǒng)計學意義上不顯著。綜上所述，我國“職保”與“居?！睂Τ青l(xiāng)收入差距的影響均存在著臨界點，當支出水平超過臨界點后，養(yǎng)老保險支出水平會導致城鄉(xiāng)收入差距的擴大。各區(qū)域之間存在一定差異性，除西部地區(qū)“職?！迸c中部地區(qū)“居保”支出水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響尚不明顯外，其他地區(qū)養(yǎng)老保險支出水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響與全國保持一致。從控制變量來看，除個別地區(qū)外，各變量對城鄉(xiāng)收入差距呈顯著負向影響，這與已有大部分研究結(jié)論是一致的。

表3 基本養(yǎng)老保險支出水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響回歸結(jié)果

（三）“職保”與“居保”支出水平均衡程度對城鄉(xiāng)收入差距的影響作用

表4 列示了模型（3）的估計結(jié)果，從Hausman檢驗結(jié)果來看，列（1）、列（2）和列（4）適用隨機效應模型，列（3）適用混合效應模型。從回歸結(jié)果來看，如表4所示，全國“職?！迸c“居?！敝С鏊街扰c城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)顯著的正相關關系，即：“職?！迸c“居保”支出水平的均衡程度越高，城鄉(xiāng)收入差距越小。分地區(qū)來看，東部和西部地區(qū)與全國保持一致，但中部地區(qū)統(tǒng)計檢驗不顯著。一方面，由模型（1）的回歸結(jié)果可知，中部地區(qū)老年人口被“職?！敝贫雀采w比例較低，導致“職?！敝С鏊綄Τ擎?zhèn)居民收入的影響并不顯著；而覆蓋絕大多數(shù)老年人口的“居?！敝С鏊介L期偏低，進一步加劇了城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險的非均衡性。另一方面，中部地區(qū)大多是農(nóng)業(yè)大省，農(nóng)村人口眾多，絕大多數(shù)老年人口被“居?！敝贫雀采w，而領取“職?！别B(yǎng)老金的人數(shù)相對較少。以河南省為例，2019年領取“職?！别B(yǎng)老金的人數(shù)為505.6萬人，而領取“居保”養(yǎng)老金的人數(shù)為1，406.7萬人，領取“居?！别B(yǎng)老金的人數(shù)約是領取“職保”養(yǎng)老金人數(shù)的2.8倍。因此，中部地區(qū)“職?！迸c“居保”的非均衡性導致了城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險均衡程度對城鄉(xiāng)收入差距影響不顯著。從控制變量的回歸結(jié)果來看，除個別區(qū)域外，各變量對城鄉(xiāng)收入差距的影響作用與前文回歸結(jié)果基本一致。

表4 “職?！迸c“居保”支出水平均衡程度對城鄉(xiāng)收入差距的影響回歸結(jié)果

（四）“職?！迸c“居保”均衡發(fā)展的影響因素分析

表5 列示了模型（4）的估計結(jié)果，從Hausman檢驗結(jié)果來看，列（1）、列（2）和列（3）適用隨機效應模型，列（4）適用混合效應模型。從回歸結(jié)果來看，如表5所示，從全國樣本來看，財政支出水平、城鎮(zhèn)化水平對“職?！迸c“居?！敝С鏊街鹊挠绊懗尸F(xiàn)顯著的負向作用，表明提高財政支出和城鎮(zhèn)化水平，將有效提高“職?！迸c“居?！敝С鏊降木庑?，進而縮小城鄉(xiāng)收入差距?！奥毐！比司I資水平的提高對“職?！迸c“居?！敝С鏊街瘸尸F(xiàn)顯著正向作用，表明“職保”人均籌資水平越高，“職?！迸c“居?！敝С鏊皆讲痪猓虼?，適度降低“職?！比司I資水平將促進城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險支出水平的均衡性，對縮小城鄉(xiāng)收入差距具有積極意義。分地區(qū)來看，各變量對東部、中部和西部地區(qū)“職保”與“居?！本獍l(fā)展的影響具有顯著的差異性。其中：城鎮(zhèn)化水平對東部地區(qū)“職?！迸c“居?！敝С鏊街瘸尸F(xiàn)顯著的負向影響作用，與全國保持一致，但對其他地區(qū)的影響不顯著，這可能是由于中部和西部地區(qū)城鎮(zhèn)化水平較東部地區(qū)仍有一定差距所致。財政支出占GDP比重、“居保”人均籌資水平對中部和西部地區(qū)“職保”與“居?！敝С鏊街瘸尸F(xiàn)顯著的負向影響作用，但對東部地區(qū)的影響不顯著?！奥毐！比司I資水平對東部、中部和西部地區(qū)“職?！迸c“居?！敝С鏊骄舛鹊挠绊懽饔门c全國保持一致，說明各地區(qū)適度降低“職?！比司I資水平具有重要現(xiàn)實意義。降低“職保”人均籌資水平的途徑包括兩個方面，一是擴大“職?！备采w面，二是適當降低“職?！崩U費率。國務院決定從2019年5月1日開始，將“職保”的單位繳費率從20%調(diào)整至16%，該政策的實施不僅有利于減輕企業(yè)負擔，同時有利于城鄉(xiāng)基本養(yǎng)老保險支出水平均衡度的提高，進而有利于縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。

表5 “職?！迸c“居保”支出水平均衡度的影響因素回歸結(jié)果

（五）穩(wěn)健性檢驗

1.樣本再構(gòu)造。由于我國地區(qū)之間發(fā)展差異較大，剔除北京、上海、天津和西藏等地區(qū)后，對模型重新進行估計，發(fā)現(xiàn)各變量系數(shù)大小略有變化，但結(jié)果與前文基本一致。①由于篇幅有限，如需具體數(shù)據(jù)，可向本文作者索取。

2.變量替換法。由于我國城鄉(xiāng)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)差異較大，居民之間的收入結(jié)構(gòu)可能存在不能反映真實生活水平的差異的現(xiàn)象，因此，采用城鄉(xiāng)人均消費支出之比替換城鄉(xiāng)收入之比，對模型進行重新估計，發(fā)現(xiàn)回歸結(jié)果未發(fā)生較大變化，說明實證模型總體上是穩(wěn)健的。

六、研究結(jié)論與政策建議

（一）研究結(jié)論

本文基于城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險均衡發(fā)展的視角，通過建立面板數(shù)據(jù)回歸模型，實證分析了基本養(yǎng)老保險支出水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響，研究得到以下結(jié)論。

1.“職?！迸c“居保”支出水平對城鄉(xiāng)收入差距具有非線性影響，養(yǎng)老保險支出水平存在適度區(qū)間。研究發(fā)現(xiàn)，我國“職?！迸c“居?！敝С鏊脚c居民收入均呈現(xiàn)倒U型關系，與城鄉(xiāng)收入差距均呈現(xiàn)U型關系，說明“職保”與“居?！敝С鏊綄用袷杖胨胶统青l(xiāng)收入差距均存在拐點，當達到拐點后，將使得居民收入下降，城鄉(xiāng)收入差距加大。

2.“職?！迸c“居保”支出水平均衡度的提高對縮小城鄉(xiāng)收入差距具有積極意義。實證研究發(fā)現(xiàn)，我國“職?！迸c“居?！敝С鏊街扰c城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)正相關關系，提高“職?！迸c“居保”支出水平的均衡度，對縮小城鄉(xiāng)收入差距具有促進作用。

3.“職?！迸c“居?！敝С鏊骄獬潭葘Τ青l(xiāng)收入差距的影響作用在我國各地區(qū)之間存在一定差異性，各地區(qū)不平衡現(xiàn)象依然突出。研究區(qū)間內(nèi)，東部地區(qū)較西部地區(qū)“職保”與“居?！敝С鏊降木舛雀?，對城鄉(xiāng)收入差距的抑制作用更大。但是，中部地區(qū)“職?！迸c“居?！敝С鏊街仍诙鄶?shù)年份較東部和西部地區(qū)更高，意味著中部地區(qū)城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險支出水平的均衡度較低，且呈現(xiàn)一定波動性，對城鄉(xiāng)收入差距的抑制作用尚未顯現(xiàn)。

4.通過改善財政支出結(jié)構(gòu)、優(yōu)化城鎮(zhèn)化水平以及適度提高“居?！被鹑司I資水平，適當降低“職?！崩U費率和擴大“職保”參保覆蓋面等措施，使“職?！被鹑司I資水平得以降低，將有效促進“職保”與“居?！敝С鏊骄舛鹊奶岣?，進而縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。

（二）政策建議

1.提高養(yǎng)老保險支出達到適度化水平，充分發(fā)揮其調(diào)節(jié)收入再分配的作用。我國“職?！敝贫认鄬ν晟?，總體支出水平基本滿足養(yǎng)老需求，但“職?！睂夏耆丝诘母采w面仍需進一步擴大，重點提升“職?！敝贫乳L期穩(wěn)定參保率，使更多的老年人能夠在退休后享受“職?！贝?，進而有效發(fā)揮養(yǎng)老保險調(diào)節(jié)城鄉(xiāng)收入差距的作用。我國“居?！敝贫劝l(fā)展尚不充分，個別地區(qū)發(fā)展較為滯后，支出水平與養(yǎng)老需求還不相稱，“居?！被鹫{(diào)節(jié)城鄉(xiāng)收入差距的作用有限。因此，推進養(yǎng)老保險支出達到適度化水平，現(xiàn)階段的關鍵是要解決“居?！敝贫劝l(fā)展不充分的問題。一是不斷優(yōu)化財政支出結(jié)構(gòu)，鞏固財政在“居?！敝贫劝l(fā)展中的基礎性作用，促進社會的公平性。二是加快構(gòu)建“居?！被鹄U費的激勵機制，以“多繳多得、長繳多得”為原則，加大力度引導有繳費能力的參保人提高“居?！崩U費金額和年限，保障“居?！被I資水平，進而保障“居?！敝С鏊降奶岣?。

2.推動“職?！迸c“居?！本獍l(fā)展，促進城鄉(xiāng)收入差距不斷縮小?！奥毐！迸c“居?！钡木獍l(fā)展，不僅關系到居民基本權(quán)益的公平性，而且關系到全社會收入再分配的有效性。社會養(yǎng)老保險均等化是城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老權(quán)利均等的必然要求，政府通過制度設計，保障城鄉(xiāng)居民享有無差別的基本養(yǎng)老保障權(quán)利，推動合理的收入分配格局形成（劉蕾，2010），[30]建設大一統(tǒng)的城鄉(xiāng)社會養(yǎng)老保險制度是未來發(fā)展的方向（王譽霖，2014）。[31]因此，推動“職?！迸c“居?！钡木獍l(fā)展，促進城鄉(xiāng)基本養(yǎng)老保險的均等化，保障城鄉(xiāng)社會公平，對統(tǒng)籌城鄉(xiāng)社會經(jīng)濟融合發(fā)展意義重大。第一，各地區(qū)要通過優(yōu)化財政支出結(jié)構(gòu)，持續(xù)推動養(yǎng)老保險制度的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌，持續(xù)夯實城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險制度的基礎，關鍵是推動城鄉(xiāng)基礎養(yǎng)老金的均等化，進而縮小“職?！迸c“居?！敝С鏊街g的差距。第二，加大供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革力度，尋找經(jīng)濟發(fā)展的新增長點，營造優(yōu)質(zhì)高效的營商環(huán)境，促進市場主體的發(fā)展活力，為提高整體社會基本養(yǎng)老保險支出水平奠定堅實的物質(zhì)保障和經(jīng)濟基礎。第三，加快推動以農(nóng)村居民為主體的“居?！敝贫瘸掷m(xù)健康發(fā)展，加大“居?！闭咝麄髁Χ?，提高“居?！钡臐B透力度，提升各級政府養(yǎng)老保險服務水平，簡化繳費流程和程序，適時構(gòu)建多層次養(yǎng)老保險機制，滿足不同群眾的養(yǎng)老保險需求，為統(tǒng)籌實現(xiàn)城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險均衡發(fā)展奠定基礎。

3.加快完善基本養(yǎng)老保險制度運行的外部環(huán)境建設，為城鄉(xiāng)基本養(yǎng)老保險均衡發(fā)展奠定基礎。第一，各地區(qū)城鄉(xiāng)基本養(yǎng)老保險制度發(fā)展水平參差不齊，在人口、產(chǎn)業(yè)發(fā)展方面的結(jié)構(gòu)差異較大，應充分利用和發(fā)揮中央調(diào)劑金的作用，加快基本養(yǎng)老保險的全國統(tǒng)籌步伐（郭秀云和邵明波，2019）。[32]第二，加大地區(qū)之間協(xié)調(diào)發(fā)展的力度，促進發(fā)達地區(qū)與欠發(fā)達地區(qū)之間的養(yǎng)老權(quán)益逐步均等化，避免經(jīng)濟失衡而削弱基本養(yǎng)老保險制度對居民基本權(quán)益保障的公平性。第三，切實降低城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險單位繳費率，減輕企業(yè)負擔的同時，統(tǒng)籌城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險籌資的均衡性，確保城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險可持續(xù)發(fā)展。