社會(huì)保險(xiǎn)如何影響代際收入流動(dòng)

范紹豐

（廈門(mén)大學(xué) 公共事務(wù)學(xué)院，福建 廈門(mén) 361005）

一、引 言

代際收入流動(dòng)①本文的代際收入流動(dòng)特指相對(duì)代際收入流動(dòng)，即子代收入與父代收入的關(guān)聯(lián)強(qiáng)度。是收入分配動(dòng)態(tài)演變的表征，對(duì)于推進(jìn)相對(duì)貧困治理和共同富裕具有重要意義。邏輯上講，代際收入流動(dòng)性強(qiáng)有利于中低收入家庭后代向上流動(dòng)和擺脫貧困代際傳遞，由此有利于促進(jìn)低收入群體收入增長(zhǎng)、中等收入群體規(guī)模擴(kuò)大并形成橄欖型的分配格局。作為重要的再分配制度和推進(jìn)共同富裕的基礎(chǔ)性制度安排，社會(huì)保險(xiǎn)不僅需要優(yōu)化代內(nèi)收入分配，而且需要促成代際分配正義和推動(dòng)代際收入流動(dòng)。然而，當(dāng)前社會(huì)保障領(lǐng)域仍存在不平衡不充分問(wèn)題，調(diào)節(jié)居民收入差距的作用有限。李實(shí)和朱夢(mèng)冰［1］測(cè)算發(fā)現(xiàn)，中國(guó)個(gè)人養(yǎng)老金收入的基尼系數(shù)從2002年的0.424增至2013年的0.464，到2018年達(dá)到0.524。據(jù)統(tǒng)計(jì)，2020年，中國(guó)居民可支配收入基尼系數(shù)達(dá)到0.468，②《中國(guó)的全面小康》白皮書(shū)新聞發(fā)布會(huì)答記者問(wèn)[EB/OL］．（2021-09-28）［2022-08-21］．http：//www.stats.gov.cn/xxgk/jd/zcjd/202109/t20210930_1822661.html.2021年城鄉(xiāng)居民可支配收入之比為2.50∶1，20%高收入組家庭和20%低收入組家庭人均可支配收入之比達(dá)到10.30∶1。③中華人民共和國(guó)2021年國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)[EB/OL］．（2022-02-28）［2022-08-21］．http：//www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/202202/t20220227_1827960.html.應(yīng)該看到，較大的收入差距阻礙低收入家庭后代向上流動(dòng)，從而制約共同富裕建設(shè)進(jìn)程。因此，這就需要完善以社會(huì)保險(xiǎn)制度為主體的社會(huì)保障制度，使之有利于縮小收入差距和促進(jìn)代際收入流動(dòng)，讓不同階層群體公平共享現(xiàn)代化成果，形成合理、暢通、有序的社會(huì)流動(dòng)秩序。那么，值得思考的是，目前社會(huì)保險(xiǎn)是否能促進(jìn)代際收入流動(dòng)？社會(huì)保險(xiǎn)影響代際收入流動(dòng)的機(jī)制是什么？鮮有研究對(duì)此進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。為此，本文利用2010—2018年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)代際收入流動(dòng)的影響和作用機(jī)制，以便剖析和補(bǔ)齊社會(huì)保險(xiǎn)制度短板，更好地助力代際收入流動(dòng)和共同富裕建設(shè)。

本文的邊際貢獻(xiàn)主要在于：第一，已有研究主要關(guān)注人力資本和社會(huì)資本對(duì)代際收入流動(dòng)的影響，本文率先實(shí)證考察社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)代際收入流動(dòng)的影響和作用機(jī)制，將代際收入流動(dòng)影響機(jī)制拓展到社會(huì)保障領(lǐng)域，豐富了代際收入流動(dòng)影響因素的文獻(xiàn)。第二，盡管較多研究考察了社會(huì)保險(xiǎn)的收入分配效應(yīng)，但主要停留于靜態(tài)收入分配范疇，且聚焦參保人的當(dāng)期或短期收入，較少對(duì)以代際層面和持久收入為基礎(chǔ)的長(zhǎng)期再分配效應(yīng)展開(kāi)論證和檢驗(yàn)，本文有利于豐富社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)代際收入分配的影響研究。第三，本文使用組群內(nèi)其他樣本的社會(huì)保險(xiǎn)參保比例作為工具變量，運(yùn)用工具變量法控制模型潛在的內(nèi)生性問(wèn)題，運(yùn)用傾向得分匹配法解決樣本選擇偏差問(wèn)題，并采用代際收入百分位排序關(guān)聯(lián)系數(shù)測(cè)量代際收入流動(dòng)，增強(qiáng)了估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。

二、文獻(xiàn)綜述

從功能上講，社會(huì)保險(xiǎn)發(fā)揮“實(shí)現(xiàn)平等、減輕剝奪”的再分配效應(yīng)［2］?？墒?，安德森［3］指出，社會(huì)保險(xiǎn)亦是一個(gè)“分層化”體系。岳經(jīng)綸等［4］認(rèn)為“福利分層”制約了中國(guó)社會(huì)保障的再分配效應(yīng)，甚至加劇了收入不平等。高和榮和范紹豐［5］認(rèn)為，社會(huì)保障項(xiàng)目安排、覆蓋范圍、待遇水平擴(kuò)大了居民收入差距，阻礙了階層向上流動(dòng)，導(dǎo)致階層地位固化。何文炯［6］認(rèn)為，社會(huì)保障項(xiàng)目設(shè)置差異導(dǎo)致基本風(fēng)險(xiǎn)保障權(quán)益的群體差距，使得社會(huì)保障改善收入分配作用有限，甚至產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)。這些觀點(diǎn)得到實(shí)證研究支持。王延中等［7］發(fā)現(xiàn)，盡管社會(huì)保障總體上縮小了收入差距，但在城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民之間，社會(huì)保險(xiǎn)卻存在“逆向調(diào)節(jié)”效應(yīng)。李實(shí)等［8］實(shí)證發(fā)現(xiàn)，“五險(xiǎn)一金”總體上對(duì)于收入分配具有“逆向調(diào)節(jié)”作用，其中養(yǎng)老保險(xiǎn)和住房公積金的負(fù)向作用最大。廖藏宜和于潔［9］使用中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)得出中國(guó)基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度的收入再分配最終效應(yīng)為負(fù)。顧昕和惠文［10］對(duì)此解釋，發(fā)現(xiàn)問(wèn)題根源在于醫(yī)保報(bào)銷后的自付醫(yī)療支出最終擴(kuò)大了原始收入的不平等。

但是，另一些研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)保險(xiǎn)有利于改善收入不平等。李實(shí)等［11］發(fā)現(xiàn)，社會(huì)保障正向調(diào)節(jié)收入分配，使居民收入差距下降11%。楊穗等［12］證明，農(nóng)村社會(huì)保障有效縮小了農(nóng)村居民收入差距。呂承超和邵長(zhǎng)花［13］進(jìn)一步得出全國(guó)和各省份農(nóng)村社會(huì)保障均發(fā)揮收入再分配效應(yīng)，且在中西部地區(qū)農(nóng)村更顯著。金雙華等［14］發(fā)現(xiàn)，醫(yī)保報(bào)銷縮小了由于醫(yī)療支出擴(kuò)大的收入差距，該調(diào)節(jié)作用在城職保中最大，其次是城居保，新農(nóng)合最小。以上研究主要基于年度收入視角，考察社會(huì)保險(xiǎn)的當(dāng)期收入分配效應(yīng)，還有研究基于面板數(shù)據(jù)，考察社會(huì)保險(xiǎn)的長(zhǎng)期再分配效應(yīng)。呂承超和王志閣［15］利用2001—2015年省際面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)社會(huì)保障有利于改善收入分配，但城鎮(zhèn)社會(huì)保障更顯著，農(nóng)村社會(huì)保障呈現(xiàn)“逆向轉(zhuǎn)移”。Cai和Xu［16］基于1988—2018年中國(guó)家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)社會(huì)保障政策積極的再分配效應(yīng)不斷改善，使中國(guó)基尼系數(shù)降低了0.056個(gè)百分點(diǎn)。以上表明，社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)收入不平等的影響并未達(dá)成學(xué)術(shù)共識(shí)。

在收入不平等對(duì)代際收入流動(dòng)的影響上，現(xiàn)有文獻(xiàn)證明，收入不平等與代際收入持續(xù)性之間呈顯著正相關(guān)。Corak［17］研究美國(guó)代際收入流動(dòng)性時(shí)發(fā)現(xiàn)“了不起的蓋茨比曲線”，即收入越不平等，代際收入流動(dòng)性越低。為此，他提出為相對(duì)弱勢(shì)群體提供更多的社會(huì)福利，提高兒童人力資本。Amaral等［18］檢驗(yàn)美國(guó)、加拿大和八個(gè)歐洲國(guó)家收入不平等和代際流動(dòng)之間的關(guān)系，佐證了“了不起的蓋茨比曲線”的結(jié)論，且基尼系數(shù)與代際收入彈性關(guān)聯(lián)更強(qiáng)。Fan等［19］證明該研究結(jié)論在中國(guó)同樣適用。

總體上看，已有研究探討中國(guó)社會(huì)保險(xiǎn)收入分配效應(yīng)的成果比較豐富，但仍然存在以下不足和可改進(jìn)之處：第一，已有研究更多關(guān)注社會(huì)保險(xiǎn)的代內(nèi)收入分配效應(yīng)，鮮有對(duì)跨代際收入分配的注解。按照代際正義理論，分配的代際正義要求在“差別原則”的運(yùn)用中，使得“社會(huì)最低受惠值水平延伸到最大化改善最不利者后代的長(zhǎng)遠(yuǎn)前景”［20］。因此，這就需要拓展社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)代際收入流動(dòng)的研究，增強(qiáng)社會(huì)保險(xiǎn)的代際分配正義。第二，已有研究更多以參保人的短期收入或當(dāng)期收入為基礎(chǔ)考察社會(huì)保險(xiǎn)的收入分配效應(yīng)，較少考察以持久收入為基礎(chǔ)的長(zhǎng)期再分配效應(yīng)。因此，有必要將代際收入流動(dòng)視角納入社會(huì)保險(xiǎn)的收入分配效應(yīng)之中。第三，盡管社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)收入分配的影響尚未凝聚成學(xué)術(shù)共識(shí)，但收入不平等與代際收入流動(dòng)存在顯著相關(guān)。這表明，社會(huì)保險(xiǎn)與代際收入流動(dòng)之間可能存在因果關(guān)系。因此，需要從理論和實(shí)證進(jìn)一步廓清社會(huì)保險(xiǎn)究竟是促進(jìn)還是抑制代際收入流動(dòng)。第四，已有文獻(xiàn)證明了人力資本、社會(huì)資本對(duì)代際收入流動(dòng)具有顯著影響。但是，除了家庭背景，政府支出可以成為補(bǔ)充資源，彌補(bǔ)和支持中低收入家庭對(duì)后代投資。然而，已有研究更多關(guān)注政府教育支出，較少探討社會(huì)保險(xiǎn)的作用。Huang等［21］估計(jì)了人均政府總支出①人均政府總支出為教育、公共基礎(chǔ)設(shè)施和公共福利等總和。對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響，研究發(fā)現(xiàn)，公共服務(wù)均等化轉(zhuǎn)移支出有利于提高欠發(fā)達(dá)地區(qū)尤其是經(jīng)濟(jì)困難群體子代的代際收入流動(dòng)。遺憾的是，該研究聚焦宏觀層面的政府總支出，既無(wú)法考察微觀個(gè)體間不同的公共服務(wù)分配對(duì)代際收入流動(dòng)的影響，也未單獨(dú)檢驗(yàn)社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)代際收入流動(dòng)的直接影響，這為本文提供了進(jìn)一步研究的空間。

三、理論分析與研究假設(shè)

現(xiàn)有社會(huì)保險(xiǎn)項(xiàng)目將保障待遇與繳費(fèi)水平掛鉤，實(shí)行浸潤(rùn)著規(guī)則公平的“多繳多得”，由此使得社會(huì)保險(xiǎn)待遇水平在城鄉(xiāng)、區(qū)域和群體間差距較大。同時(shí)，等額或等比例繳費(fèi)使得農(nóng)村地區(qū)或低收入人群繳費(fèi)負(fù)擔(dān)較重，城鎮(zhèn)地區(qū)或高收入群體繳費(fèi)負(fù)擔(dān)輕?？梢?jiàn)，社會(huì)保險(xiǎn)的繳費(fèi)和待遇環(huán)節(jié)均存在逆向收入分配問(wèn)題。因此，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，高收入群體在社會(huì)保險(xiǎn)中獲益更多［22-23］。以上表明，社會(huì)保險(xiǎn)并不利于彌合低收入群體與中高收入群體之間的差距，反倒會(huì)進(jìn)一步固化低收入群體收入地位，形成“粘性地板”效應(yīng)。因此，在結(jié)果不平等的再分配場(chǎng)域中，子代的經(jīng)濟(jì)水平越由家庭先賦因素所決定，子代處于父輩階層的可能性就越高，代際收入傳遞的作用就越大。據(jù)此，筆者提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)1：社會(huì)保險(xiǎn)會(huì)顯著抑制代際收入流動(dòng)。

社會(huì)保險(xiǎn)的不同維度是如何通過(guò)不同的作用機(jī)制影響代際收入流動(dòng)呢？現(xiàn)有文獻(xiàn)認(rèn)為，人力資本、財(cái)富資本［22］和借貸資本［23］顯著影響子代收入和代際收入流動(dòng)水平。因此，本文從社會(huì)保險(xiǎn)影響人力資本、財(cái)富資本和借貸資本三個(gè)方面來(lái)分析社會(huì)保險(xiǎn)影響代際收入流動(dòng)的作用機(jī)制。

人力資本是解釋個(gè)人收入的最重要變量之一，對(duì)代際收入流動(dòng)具有重要影響［24］。研究發(fā)現(xiàn)，受教育程度和健康水平可以顯著影響代際收入流動(dòng)［22］。不僅如此，擁有較好的教育人力資本和健康人力資本可以提升子代就業(yè)能力，從而促進(jìn)和改善子代就業(yè)，進(jìn)而促進(jìn)代際收入流動(dòng)［23］。根據(jù)預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論，社會(huì)保險(xiǎn)有利于減少家庭未來(lái)面臨的不確定性，因此，會(huì)減少家庭預(yù)防性儲(chǔ)蓄和釋放消費(fèi)［24］，進(jìn)而促進(jìn)子代的人力資本投資。但是，由于中國(guó)養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)等社會(huì)保險(xiǎn)制度供給不足，使得參保居民依賴個(gè)人儲(chǔ)蓄進(jìn)行自我保障［25］。尤其是對(duì)于低收入家庭以及農(nóng)村家庭子代而言，較低的養(yǎng)老金預(yù)期很難通過(guò)財(cái)富替代和降低風(fēng)險(xiǎn)的渠道減少家庭儲(chǔ)蓄，因而更加傾向于將養(yǎng)老預(yù)期增加的家庭收入結(jié)余轉(zhuǎn)化為儲(chǔ)蓄［26］。同時(shí)，高收入家庭受益于養(yǎng)老保險(xiǎn)高回報(bào)率帶來(lái)的終生財(cái)富增長(zhǎng)，參保能夠提高家庭當(dāng)期消費(fèi)，而低收入家庭實(shí)際繳費(fèi)率負(fù)擔(dān)較重，且在借貸約束的限制下，參保會(huì)抑制家庭當(dāng)期消費(fèi)［27］。在醫(yī)療保險(xiǎn)領(lǐng)域，高收入群體的醫(yī)療支出和醫(yī)保報(bào)銷均顯著高于健康狀況更差的低收入群體，形成一種長(zhǎng)期的“隱形剝奪”［28］。綜上，社會(huì)保險(xiǎn)可能并未改善甚至加劇了低收入家庭和農(nóng)村家庭的劣勢(shì)處境，進(jìn)而對(duì)子代的人力資本投資形成擠出效應(yīng)。相反，高收入家庭和城市家庭流動(dòng)性約束本身較低，通過(guò)參加社會(huì)保險(xiǎn)有利于進(jìn)一步降低家庭面臨的不確定風(fēng)險(xiǎn)，從而可能使子代消費(fèi)決策向最優(yōu)人力資本投資傾斜。據(jù)此，筆者提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)2：社會(huì)保險(xiǎn)通過(guò)抑制低收入家庭子代人力資本投資和增強(qiáng)高收入家庭子代人力資本投資，進(jìn)而抑制代際收入流動(dòng)。

財(cái)富資本是家庭經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期穩(wěn)定的重要因素。家庭財(cái)富積累越多，越有利于增加家庭對(duì)子代的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)移和投資，實(shí)現(xiàn)子代向上流動(dòng)。謝若登［29］認(rèn)為，對(duì)于貧困和低收入家庭而言，運(yùn)用福利政策促進(jìn)家庭資產(chǎn)積累有助于擺脫“貧困陷阱”和貧困代際傳遞。但是，王亞柯和劉雪穎［30］研究表明，養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)高收入家庭和城鎮(zhèn)家庭金融資產(chǎn)選擇的促進(jìn)作用大于低收入家庭和農(nóng)村家庭。王穩(wěn)和孫曉珂［31］研究發(fā)現(xiàn)，醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)家庭和家庭總資產(chǎn)較高家庭金融資產(chǎn)的持有概率和持有比例都有顯著影響，但對(duì)農(nóng)村家庭和總資產(chǎn)較低的家庭沒(méi)有顯著影響。這表明，社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)家庭財(cái)富投資的促進(jìn)作用仍存在城鄉(xiāng)分化和階層分化。因此，本文預(yù)期社會(huì)保險(xiǎn)并未顯著促進(jìn)低收入家庭資產(chǎn)積累，相反提高了高收入家庭的資產(chǎn)積累，由此抑制了代際收入流動(dòng)。據(jù)此，筆者提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)3：社會(huì)保險(xiǎn)通過(guò)抑制低收入家庭子代財(cái)富資本積累和增強(qiáng)高收入家庭子代財(cái)富資本積累，進(jìn)而抑制代際收入流動(dòng)。

家庭借貸對(duì)代際收入流動(dòng)具有重要影響。低收入家庭子代因面臨借貸約束和資金短缺難以進(jìn)行最優(yōu)人力資本投資，高收入家庭則由于較好的信用資質(zhì)更易獲得正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的信任和借貸支持，因此，高收入家庭子代更易通過(guò)正規(guī)金融借貸實(shí)現(xiàn)收入增長(zhǎng)［32］。社會(huì)保險(xiǎn)從兩個(gè)方面可以改善家庭借貸狀況：一方面，社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)家庭的直接或間接經(jīng)濟(jì)收益有助于提高家庭的償債能力和借貸資質(zhì)。另一方面，政府的介入為參保居民的正規(guī)信貸獲得間接提供了一份良好的“抵押品”［33］。但是，由于社會(huì)保險(xiǎn)存在階層化的待遇差距，低收入家庭子代的借貸資質(zhì)相較于高收入子代群體均處于不利地位。綜上，本文預(yù)期社會(huì)保險(xiǎn)可能難以改善低收入子代借貸約束，反而增強(qiáng)了高收入子代的借貸獲得，進(jìn)而抑制代際收入流動(dòng)。據(jù)此，筆者提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)4：社會(huì)保險(xiǎn)通過(guò)抑制低收入子代借貸資本和增強(qiáng)高收入子代借貸資本，進(jìn)而抑制代際收入流動(dòng)。

四、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用2010—2018年五期中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)構(gòu)造平衡面板數(shù)據(jù)，同時(shí)，在回歸分析中，運(yùn)用CFPS面板權(quán)數(shù)進(jìn)行加權(quán)處理。選擇CFPS的原因在于：第一，該調(diào)查樣本覆蓋中國(guó)25個(gè)省市地區(qū)，因此，可被視為一個(gè)具有全國(guó)代表性樣本。第二，該調(diào)查對(duì)個(gè)體、家庭層面信息開(kāi)展了全方位的深度調(diào)查，詳細(xì)采集了參訪者及家庭經(jīng)濟(jì)社會(huì)生活的各方面資料，因而滿足本研究對(duì)變量的所有需求。由于研究代際收入流動(dòng)需要形成父代與子代的有效樣本配對(duì)，因此，本文依據(jù)CFPS家庭關(guān)系庫(kù)信息，利用被訪問(wèn)者及其父代的個(gè)人編碼在成人庫(kù)中進(jìn)行配對(duì)。具體數(shù)據(jù)處理如下：（1）保留子代為16歲以上且為非在校人口的樣本；（2）考慮到父代與子代的年齡差，本文剔除了父代年齡與子代年齡之差小于15歲的樣本；（3）為減少暫時(shí)性沖擊影響，剔除父代年齡超過(guò)65歲以及退休和已領(lǐng)取養(yǎng)老金的樣本；（4）剔除收入、教育水平、年齡、戶籍等關(guān)鍵信息缺失的樣本；（5）為消除極端值的影響，本文對(duì)連續(xù)變量收入、金融資產(chǎn)和家庭凈資產(chǎn)進(jìn)行上下1%的縮尾處理。最終得到1 015個(gè)有效的父代與子代配對(duì)的觀測(cè)值。①考慮到在絕大多數(shù)的家庭中，父親的經(jīng)濟(jì)收入占主體地位，且借鑒文獻(xiàn)回顧中的多數(shù)研究，增加與已有研究的可比性，本文將父親收入作為家庭父代收入的代理變量。

（二）變量說(shuō)明

1.被解釋變量

本文被解釋變量是子代個(gè)人年總收入，包括工資性收入、經(jīng)營(yíng)性收入。為降低暫時(shí)性收入偏差對(duì)父代和子代收入的影響，本文將樣本各年度的收入變量通過(guò)CPI調(diào)整至2018年的價(jià)格水平，使用五期面板數(shù)據(jù)的收入平均值表示個(gè)人收入水平，①若某一年份父親收入為缺失值，本文選擇母親收入進(jìn)行替代。且回歸時(shí)取自然對(duì)數(shù)減少異方差影響。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，被解釋變量還包括子代年總收入平均值的百分位排序。

2.解釋變量

本文解釋變量是社會(huì)保險(xiǎn)。包括子代是否有養(yǎng)老保險(xiǎn)、是否有醫(yī)療保險(xiǎn)、擁有養(yǎng)老保險(xiǎn)類型和醫(yī)療保險(xiǎn)類型四個(gè)維度。②原因在于養(yǎng)老保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)是覆蓋人群最廣、對(duì)人們收入影響最大的社會(huì)保險(xiǎn)類型，能夠較好地代表社會(huì)保險(xiǎn)的整體水平。鑒于參加補(bǔ)充養(yǎng)老保險(xiǎn)和補(bǔ)充醫(yī)保樣本觀測(cè)值僅有38個(gè)和15個(gè)，本文暫不單獨(dú)分析。另外，解釋變量中包括父代個(gè)人年總收入，由于經(jīng)典模型中已經(jīng)包含，本文不做詳細(xì)說(shuō)明。具體而言，根據(jù)CFPS問(wèn)卷設(shè)計(jì)，是否有養(yǎng)老保險(xiǎn)：將參加城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險(xiǎn)、農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)和補(bǔ)充養(yǎng)老保險(xiǎn)中任意一種的賦值為1，否則賦值為0；是否有醫(yī)療保險(xiǎn)：將參加公費(fèi)醫(yī)療、城鎮(zhèn)職工醫(yī)保、城鎮(zhèn)居民醫(yī)保、新農(nóng)合和補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)中任意一種的賦值為1，否則賦值為0；養(yǎng)老保險(xiǎn)類型：參加農(nóng)村基本養(yǎng)老保險(xiǎn)賦值為1，參加城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)賦值0；醫(yī)療保險(xiǎn)類型：參加城鎮(zhèn)職工醫(yī)保、城鎮(zhèn)居民醫(yī)保或新農(nóng)合賦值為1，否則賦值0。

3.工具變量

是否參加養(yǎng)老保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)是一種主觀選擇行為，可能受到自身保險(xiǎn)意識(shí)、工作單位、收入等因素影響，使得解釋變量與被解釋變量子代收入之間存在反向因果問(wèn)題，即個(gè)體參與社會(huì)保險(xiǎn)可能是代際收入流動(dòng)的結(jié)果而并非影響代際收入流動(dòng)的原因。而且，還可能存在同時(shí)影響子代收入和社會(huì)保險(xiǎn)參與行為的遺漏變量。因此，模型估計(jì)結(jié)果可能會(huì)由于遺漏變量和反向因果而有偏。借鑒宗慶慶等［34］與周欽等［35］研究，本文選擇“樣本所在社區(qū)的參保比率（不包括樣本個(gè)體）”作為工具變量。同社區(qū)居民之間的信息傳遞、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)以及其內(nèi)部形成的社會(huì)規(guī)范是同群效應(yīng)發(fā)揮作用的重要渠道。因此，社區(qū)內(nèi)其他居民的參保傾向與個(gè)體參保可能性相關(guān)，但并不會(huì)直接影響樣本個(gè)體的收入水平，受訪樣本所在社區(qū)的其他樣本個(gè)體的參保傾向相對(duì)于受訪者的社會(huì)保險(xiǎn)參與決定是嚴(yán)格外生的。因此，本文選擇的工具變量滿足排他性和外生性假設(shè)。

4.控制變量

個(gè)體特征變量。包含：年齡、年齡的平方項(xiàng)、性別、婚姻狀態(tài)、受教育年限、自評(píng)健康狀況等。其中，對(duì)于性別變量，將男性賦值為1，女性賦值為0；對(duì)于婚姻狀態(tài)變量，將有配偶賦值為1，其他賦值為0；對(duì)于自評(píng)健康狀況變量，將非常健康、很健康、比較健康賦值為1，一般和不健康賦值為0。根據(jù)明瑟收入方程，考慮到父代與子代年齡的同期性比較，本文借鑒已有文獻(xiàn)處理生命周期偏誤的方法，在控制變量中同時(shí)引入父代和子代年齡的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)以及受教育年限，以減少該類偏誤影響，提高模型估計(jì)的可信度。

家庭特征變量。包含：父代受教育年限、父代戶口、父代年齡及平方項(xiàng)。其中，父代收入使用五期面板數(shù)據(jù)的父親收入平均值表示；父代戶口將非農(nóng)業(yè)戶口賦值為1，農(nóng)業(yè)戶口賦值為0。

同時(shí)，本文還控制地區(qū)類型變量和城鄉(xiāng)分類變量。設(shè)置地區(qū)虛擬變量r1和r2，將CFPS數(shù)據(jù)25個(gè)省市自治區(qū)，劃分為東中西三個(gè)地區(qū)。其中，r1=1且r2=0表示東部地區(qū)；r1=0且r2=1表示西部地區(qū)；r1=0且r2=0表示中部地區(qū)。城鄉(xiāng)分類變量將城鎮(zhèn)賦值為1，農(nóng)村賦值為0。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

由表1可以看出，2010—2018年，子代個(gè)人年總收入均值為14 335.910元，高于父代個(gè)人年總收入均值10 464.300元；子代樣本平均年齡為26.762歲，父代的平均年齡為52.062歲；子代受教育年限均值為9.621年，父代受教育年限均值僅為7.345年。總體而言，相比父代，子代的年均收入水平以及受教育程度都得到提高。社會(huì)保險(xiǎn)參保方面，子代參加養(yǎng)老保險(xiǎn)占比44.5%，子代參加醫(yī)療保險(xiǎn)占比89.6%。其中，參加城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)占比14.7%，參加農(nóng)村基本養(yǎng)老保險(xiǎn)占比29.1%，參加城鎮(zhèn)職工醫(yī)保和城鎮(zhèn)居民醫(yī)保分別占8.9%和6.9%，參加新農(nóng)合占比73.1%。

2010—2018年，本文測(cè)算代際收入彈性值取值范圍在［0.249，0.319］之間，與楊沫和王巖［36］的研究結(jié)果一致，意味著當(dāng)父代收入增長(zhǎng)1%時(shí)，子代收入約增長(zhǎng)0.25%—0.32%。其中，2010年代際收入彈性為0.266，2012年代際收入彈性為0.304，2014年降至0.271，2016年進(jìn)一步降至0.249，但2018年又提高到0.319?？梢?jiàn)，代際收入彈性值呈現(xiàn)先下降后逐漸上升的U型態(tài)勢(shì)。

（四）模型構(gòu)建

第一步，引入經(jīng)典的代際收入彈性方程，構(gòu)建基準(zhǔn)回歸模型：

其中，i表示第i對(duì)父子配對(duì)；c表示子代；f表示父代；x表示區(qū)縣；Y表示個(gè)體年收入；考慮到個(gè)人收入隨著年齡增長(zhǎng)呈倒U型變化趨勢(shì)，因而在控制變量Z中同時(shí)引入了父代和子代的年齡、年齡的二次項(xiàng)、受教育年限以及地區(qū)等因素；μix為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；β1是子代收入對(duì)父代收入的代際彈性，1-β1則反映代際收入流動(dòng)性。

第二步，為了在同一模型框架中分析社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)代際收入流動(dòng)性影響，模型進(jìn)一步擴(kuò)展為：

其中，I表示社會(huì)保險(xiǎn)，回歸分析中具體包括是否參加養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)、農(nóng)村基本養(yǎng)老保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)職工醫(yī)保、城鎮(zhèn)居民醫(yī)保和新農(nóng)合。

第三步，引入社會(huì)保險(xiǎn)與父代收入的交互項(xiàng)，對(duì)上述回歸模型進(jìn)行再擴(kuò)展：

對(duì)上式求導(dǎo)后可知，β0+β1lnYifx衡量父代收入對(duì)子代收入的影響程度，β3表示社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)于代際收入彈性的作用方向。若β3<0，意味著擁有社會(huì)保險(xiǎn)使得子代收入與父代收入的關(guān)聯(lián)度被減弱，代際之間的流動(dòng)性增強(qiáng)，反映了社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)代際收入流動(dòng)的作用。

五、實(shí)證結(jié)果和分析

（一）基準(zhǔn)回歸分析

根據(jù)模型（3），對(duì)收入代際彈性進(jìn)行基準(zhǔn)回歸分析。為了驗(yàn)證社會(huì)保險(xiǎn)影響代際流動(dòng)性的理論假設(shè)，本文進(jìn)一步將是否參加養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)及其與父代收入對(duì)數(shù)的交互項(xiàng)逐步加入回歸模型，利用線性回歸方程進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。表2中，列（1）顯示，父代與子代代際收入彈性估計(jì)為0.251，意味著當(dāng)父代收入增長(zhǎng)1%時(shí)，子代收入約增長(zhǎng)0.251%。列（2）和列（3）分別估計(jì)是否參加養(yǎng)老保險(xiǎn)以及是否參加醫(yī)保對(duì)代際收入彈性的影響。結(jié)果表明，控制了個(gè)人特征和家庭特征后，解釋變量是否參加養(yǎng)老保險(xiǎn)變量與父代收入交互項(xiàng)系數(shù)為正，且在5%統(tǒng)計(jì)水平上顯著。這表明，對(duì)全樣本而言，與未參加養(yǎng)老保險(xiǎn)樣本相比，參加養(yǎng)老保險(xiǎn)增強(qiáng)了子代與父代的收入關(guān)聯(lián)性，顯著抑制了代際收入流動(dòng)。同時(shí)，盡管參加醫(yī)療保險(xiǎn)與父代收入交互項(xiàng)系數(shù)為正，但并不具有統(tǒng)計(jì)上的顯著性，意味著參加醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)代際收入流動(dòng)未產(chǎn)生顯著影響。

表2 社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)代際收入流動(dòng)影響的OLS回歸結(jié)果

續(xù)表

表3為參加不同社會(huì)保險(xiǎn)類型對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響。列（1）—列（5）分別代表城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)、農(nóng)村基本養(yǎng)老保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)職工醫(yī)保、城鎮(zhèn)居民醫(yī)保和新農(nóng)合對(duì)代際收入流動(dòng)影響的回歸結(jié)果。從中可以看出，列（1）、列（2）和列（4）顯示，城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)、農(nóng)村基本養(yǎng)老保險(xiǎn)以及城鎮(zhèn)居民醫(yī)保與父代個(gè)人年總收入自然對(duì)數(shù)交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)分別為0.270、0.210和0.036，表明對(duì)全樣本而言，參加城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)、農(nóng)村基本養(yǎng)老保險(xiǎn)和城鎮(zhèn)居民醫(yī)保加強(qiáng)了父代收入對(duì)子代收入的影響，顯著抑制了代際收入流動(dòng)。列（3）顯示，城鎮(zhèn)職工醫(yī)保與父代個(gè)人年總收入自然對(duì)數(shù)交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)為正，但不具有統(tǒng)計(jì)顯著性，意味著參加城鎮(zhèn)職工醫(yī)保對(duì)代際收入流動(dòng)無(wú)顯著影響。列（5）顯示，新農(nóng)合與父代個(gè)人年總收入自然對(duì)數(shù)交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，表明盡管參加新農(nóng)合有利于促進(jìn)代際收入流動(dòng)，但由于作用有限并不具有統(tǒng)計(jì)顯著性。

表3 不同社會(huì)保險(xiǎn)類型對(duì)代際收入流動(dòng)性的OLS回歸結(jié)果

（二）內(nèi)生性檢驗(yàn)

為緩解可能因?yàn)檫z漏變量和反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，本文選取樣本所在社區(qū)的養(yǎng)老保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)的參保比率（不包括樣本個(gè)體）分別作為是否參加養(yǎng)老保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)工具變量，①同理，將樣本所在社區(qū)的城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)、農(nóng)村基本養(yǎng)老保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)職工醫(yī)保、城鎮(zhèn)居民醫(yī)保和新農(nóng)合的參保比率（不包括樣本個(gè)體）分別作為參加城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)、農(nóng)村基本養(yǎng)老保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)職工醫(yī)保、城鎮(zhèn)居民醫(yī)保和新農(nóng)合的工具變量。使用兩階段最小二乘法（2SLS）估計(jì)社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)代際收入流動(dòng)的影響，回歸結(jié)果如表4所示。表4中，第一，需要關(guān)注工具變量的有效性，參加養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)、農(nóng)村基本養(yǎng)老保險(xiǎn)以及城鎮(zhèn)職工醫(yī)保、城鎮(zhèn)居民醫(yī)保和新農(nóng)合的一階段F值及其與父代收入對(duì)數(shù)交互項(xiàng)的一階段F值均大于10，①第一階段回歸中參加養(yǎng)老保險(xiǎn)一階段F值95.120，與父代收入對(duì)數(shù)交互項(xiàng)F值78.730；參加醫(yī)療保險(xiǎn)一階段F值11.840，與父代收入對(duì)數(shù)交互項(xiàng)F值12.510；參加城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)一階段F值33.250，與父代收入對(duì)數(shù)交互項(xiàng)F值33.210；參加農(nóng)村基本養(yǎng)老一階段F值75.070，與父代收入對(duì)數(shù)交互項(xiàng)F值75.300；參加城鎮(zhèn)職工醫(yī)保一階段F值21.760，與父代收入對(duì)數(shù)交互項(xiàng)F值21.570；參加城鎮(zhèn)居民醫(yī)保一階段F值22.210，與父代收入對(duì)數(shù)交互項(xiàng)F值29.770；參加新農(nóng)合一階段F值80.490，與父代收入對(duì)數(shù)交互項(xiàng)84.090。Kleibergen-Paaprk LM統(tǒng)計(jì)量在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，強(qiáng)烈拒絕不可識(shí)別的原假設(shè)，Cragg-Donald Wald F值大于10%偏誤水平下的臨界值7.03，證明不存在弱工具變量的問(wèn)題。第二，內(nèi)生性檢驗(yàn)方面，參加養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)、農(nóng)村基本養(yǎng)老保險(xiǎn)以及城鎮(zhèn)職工醫(yī)保、城鎮(zhèn)居民醫(yī)保與父代收入對(duì)數(shù)交互項(xiàng)的估計(jì)結(jié)果至少在5%水平上拒絕了不存在內(nèi)生性的假設(shè)，因此，上述核心解釋變量存在內(nèi)生性問(wèn)題。新農(nóng)合與父代收入對(duì)數(shù)交互項(xiàng)的統(tǒng)計(jì)量并未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，意味著在相應(yīng)回歸模型中接受參加新農(nóng)合與父代收入對(duì)數(shù)交互項(xiàng)不存在內(nèi)生性的假設(shè)。模型估計(jì)結(jié)果顯示，參加養(yǎng)老保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)以及農(nóng)村基本養(yǎng)老保險(xiǎn)與父代收入對(duì)數(shù)交互項(xiàng)系數(shù)依然顯著為正，這表明對(duì)于全樣本而言，參加養(yǎng)老保險(xiǎn)顯著強(qiáng)化了代際收入傳遞。但是，城鎮(zhèn)居民醫(yī)保對(duì)代際收入流動(dòng)的影響失去了顯著性。無(wú)論是參加職工醫(yī)保還是新農(nóng)合依然不對(duì)代際收入流動(dòng)產(chǎn)生顯著影響。此外，本文還采用了對(duì)弱工具變量敏感性更弱的有限信息最大似然法（LIML）進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)LIML與2SLS的估計(jì)結(jié)果一致，進(jìn)一步表明本文不存在弱工具變量問(wèn)題。

表4 基于工具變量法的回歸結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文從變量測(cè)量方法和估計(jì)方法兩個(gè)方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。②限于篇幅，未匯報(bào)詳細(xì)回歸結(jié)果，留存?zhèn)渌鳌?/p>

1.更換被解釋變量和解釋變量測(cè)量方法

Chetty等［37］認(rèn)為，代際收入彈性方法產(chǎn)生非常不穩(wěn)定的流動(dòng)性估計(jì)，因?yàn)閷?duì)數(shù)子代收入和對(duì)數(shù)父代收入之間的關(guān)系是高度非線性的，從而可能產(chǎn)生相當(dāng)高的估計(jì)值，且代際收入彈性估計(jì)缺乏零收入樣本的測(cè)量，增加了收入變量的測(cè)量誤差，為此他們提出代際收入百分位排序關(guān)聯(lián)系數(shù)的替代方法。因此，本文利用代際年總收入平均值的百分位排序關(guān)聯(lián)系數(shù)衡量代際收入流動(dòng)，采用工具變量2SLS方法驗(yàn)證本文實(shí)證結(jié)論，檢驗(yàn)結(jié)果與采用工具變量的基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，證明結(jié)果穩(wěn)健。

2.更換估計(jì)方法

是否參加社會(huì)保險(xiǎn)是居民自愿選擇的結(jié)果，因而實(shí)證分析時(shí)必須考慮由此造成的選擇性偏誤。本文運(yùn)用傾向得分匹配法解決樣本的選擇偏差問(wèn)題，對(duì)參加社會(huì)保險(xiǎn)的樣本和未參加社會(huì)保險(xiǎn)的樣本進(jìn)行匹配，并分別采用代際收入彈性和代際收入百分位排序關(guān)聯(lián)系數(shù)測(cè)量代際收入流動(dòng)。結(jié)果表明，回歸結(jié)果與采用工具變量的基準(zhǔn)回歸結(jié)果依然大致保持一致。具體來(lái)說(shuō)，參加養(yǎng)老保險(xiǎn)與父代個(gè)人年總收入自然對(duì)數(shù)交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)分別為0.186和0.121，且仍在10%水平上顯著，城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的估計(jì)系數(shù)分別為0.273和0.247，且均在1%水平上顯著，參加醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)代際收入流動(dòng)的影響依然不顯著。

（四）異質(zhì)性分析

1.收入水平異質(zhì)性

本文按照父代收入中位數(shù)將樣本分為低收入和高收入兩組，當(dāng)父代收入位于中位數(shù)以上時(shí)，認(rèn)為子代出身于高收入群體，對(duì)應(yīng)虛擬變量取值為1，反之出身于低收入群體，對(duì)應(yīng)虛擬變量取值為0。表5中，列（1）和列（2）分別為社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)低收入父代家庭和高收入父代家庭代際收入流動(dòng)的影響?；貧w結(jié)果顯示，參加養(yǎng)老保險(xiǎn)和城鎮(zhèn)居民醫(yī)保對(duì)代際收入流動(dòng)的抑制作用在低收入父代家庭中更加顯著。可能的原因是，由于低收入家庭面臨收入約束，社會(huì)保險(xiǎn)繳費(fèi)會(huì)進(jìn)一步增加經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)。同時(shí)，社會(huì)保險(xiǎn)保障水平偏低，使得低收入家庭可能會(huì)傾向于增加自我儲(chǔ)蓄，這進(jìn)一步導(dǎo)致低收入家庭對(duì)子代人力資本投資不足，限制了子代收入的提高。

2.城鄉(xiāng)異質(zhì)性

本文將樣本劃分為農(nóng)村和城鎮(zhèn)兩組，回歸結(jié)果如表5列（3）和列（4）所示。從列（3）和列（4）的回歸結(jié)果可以看出，參加養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)地區(qū)居民代際收入流動(dòng)的抑制作用更顯著。同時(shí)，參加醫(yī)療保險(xiǎn)可以顯著促進(jìn)城鎮(zhèn)地區(qū)居民的代際收入流動(dòng)，主要原因是參加新農(nóng)合的農(nóng)村子代流動(dòng)人口的代際收入流動(dòng)性得到提升，且在1%水平上顯著。

表5 異質(zhì)性回歸結(jié)果

六、影響機(jī)制分析

（一）人力資本的影響① 限于篇幅，以下均未匯報(bào)詳細(xì)回歸結(jié)果，留存?zhèn)渌鳌?/h3>

為了驗(yàn)證社會(huì)保險(xiǎn)是否通過(guò)人力資本影響代際收入流動(dòng)，本文運(yùn)用2SLS模型和傾向得分匹配法分別考察社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)教育人力資本和健康人力資本的影響。其中，利用“教育培訓(xùn)支出占消費(fèi)性支出比例”對(duì)子代教育人力資本進(jìn)行測(cè)度；并將“健康自評(píng)狀況”作為健康人力資本的代理變量。這是因?yàn)?，教育培?xùn)支出占消費(fèi)性支出比例能夠以貨幣單位量化對(duì)子代教育人力資本投資的程度；健康狀況直接反映個(gè)體健康人力資本積累的水平。回歸結(jié)果表明，參加養(yǎng)老保險(xiǎn)使高收入家庭子代教育培訓(xùn)支出比例提高了5.9個(gè)百分點(diǎn)，且在5%水平上顯著，但并未對(duì)低收入家庭子代教育培訓(xùn)支出產(chǎn)生顯著影響。同時(shí)，無(wú)論是參加城鎮(zhèn)職工醫(yī)保、城鎮(zhèn)居民醫(yī)保還是新農(nóng)合，均未能顯著影響高收入家庭和低收入家庭子代教育培訓(xùn)支出比例。因此，參加養(yǎng)老保險(xiǎn)抑制代際收入流動(dòng)可以通過(guò)擴(kuò)大高收入家庭與低收入家庭子代教育人力資本投資差距來(lái)傳導(dǎo)。同時(shí)，參加養(yǎng)老保險(xiǎn)和參加醫(yī)療保險(xiǎn)均未對(duì)高收入家庭與低收入家庭子代健康狀況產(chǎn)生顯著影響。這表明，健康并不是社會(huì)保險(xiǎn)影響代際收入流動(dòng)的作用渠道。

個(gè)體較好的人力資本積累有利于增加有效勞動(dòng)力供給和助推高質(zhì)量就業(yè)，從而有利于獲得較高的勞動(dòng)收入。因此，為進(jìn)一步拓展社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)子代人力資本的影響，本文利用傾向得分匹配法考察社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)子代勞動(dòng)力供給和供給質(zhì)量的影響。其中，勞動(dòng)力供給用子代“是否就業(yè)”衡量。隨后，本文計(jì)算了全樣本的平均工資性收入，將工資性收入高于平均工資收入水平的樣本賦值為1，表示其就業(yè)質(zhì)量較高，否則賦值為0。

研究發(fā)現(xiàn)，參加養(yǎng)老保險(xiǎn)和城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)均顯著提高了高收入家庭子代就業(yè)參與，且并未對(duì)低收入家庭子代就業(yè)產(chǎn)生顯著影響。同時(shí)，參加養(yǎng)老保險(xiǎn)和城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)均未對(duì)子代就業(yè)質(zhì)量產(chǎn)生顯著影響。這表明，參加養(yǎng)老保險(xiǎn)和城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)主要是通過(guò)促進(jìn)高收入家庭子代就業(yè)參與，從而增加其勞動(dòng)收入，進(jìn)而降低了代際收入流動(dòng)性。但是，農(nóng)村基本養(yǎng)老保險(xiǎn)顯著提高了高收入家庭子代的就業(yè)質(zhì)量，且降低了低收入家庭子代就業(yè)質(zhì)量，因而農(nóng)村基本養(yǎng)老保險(xiǎn)主要是通過(guò)就業(yè)質(zhì)量而非就業(yè)參與影響代際收入流動(dòng)。參加醫(yī)療保險(xiǎn)可以顯著增強(qiáng)城鎮(zhèn)地區(qū)低收入家庭子代就業(yè)質(zhì)量，因此，有助于促進(jìn)低收入家庭子代收入流動(dòng)。但是，城鎮(zhèn)居民醫(yī)保對(duì)高收入家庭子代就業(yè)參與和就業(yè)質(zhì)量均具有顯著影響，且對(duì)低收入家庭子代不具有顯著影響。這表明，是否就業(yè)和就業(yè)質(zhì)量是城鎮(zhèn)居民醫(yī)保抑制代際收入流動(dòng)的影響渠道。新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村低收入家庭子代流動(dòng)人口的就業(yè)參與和就業(yè)質(zhì)量更加顯著，從而有效提升了代際收入流動(dòng)性。

（二）財(cái)富資本的影響

本文借鑒韋宏耀和鐘漲寶［38］與葛永波等［39］做法，運(yùn)用“家庭金融資產(chǎn)”和“家庭凈資產(chǎn)”①根據(jù)CFPS問(wèn)卷，家庭金融資產(chǎn)包括存款、股票、基金、債券、金融衍生品、其他金融產(chǎn)品及借款；家庭凈資產(chǎn)定義為家庭總資產(chǎn)減去家庭總負(fù)債。來(lái)衡量家庭財(cái)富資本水平，并利用傾向得分匹配法考察社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)和家庭凈資產(chǎn)的影響。

研究發(fā)現(xiàn)，在養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭財(cái)富資本的影響上，參加養(yǎng)老保險(xiǎn)和城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)高收入家庭的金融資產(chǎn)規(guī)模具有顯著正向影響，而未顯著影響低收入家庭的金融資產(chǎn)。同時(shí)，參加養(yǎng)老保險(xiǎn)和城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)均未對(duì)高收入家庭和低收入家庭凈資產(chǎn)規(guī)模產(chǎn)生顯著影響。這表明，參加養(yǎng)老保險(xiǎn)和城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)代際收入流動(dòng)的抑制作用主要是通過(guò)金融資產(chǎn)渠道進(jìn)行傳導(dǎo)。與此相反，農(nóng)村基本養(yǎng)老保險(xiǎn)未對(duì)高收入家庭和低收入家庭金融資產(chǎn)規(guī)模產(chǎn)生顯著影響，但對(duì)高收入家庭的凈資產(chǎn)具有顯著正向影響，且未顯著影響低收入家庭的凈資產(chǎn)。因此，家庭凈資產(chǎn)是農(nóng)村基本養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)代際收入流動(dòng)產(chǎn)生抑制作用的影響渠道。在醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)家庭財(cái)富資本的影響上，參加醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)高收入家庭和城鎮(zhèn)低收入家庭的凈資產(chǎn)均具有顯著正向影響，但對(duì)低收入家庭影響更加顯著。參加新農(nóng)合僅對(duì)農(nóng)村低收入流動(dòng)群體的凈資產(chǎn)具有顯著促進(jìn)作用。這表明，醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)地區(qū)居民代際收入流動(dòng)的促進(jìn)作用主要是通過(guò)縮小低收入家庭與高收入家庭凈資產(chǎn)差距來(lái)實(shí)現(xiàn)的。相反，城鎮(zhèn)居民醫(yī)保對(duì)城鎮(zhèn)高收入家庭的金融資產(chǎn)具有顯著正向影響，但對(duì)低收入家庭不具有顯著影響。因此，城鎮(zhèn)居民醫(yī)保反倒擴(kuò)大了不同收入家庭的財(cái)富差距，由此抑制了居民代際收入流動(dòng)。

（三）借貸資本的影響

本文借鑒劉琳和趙建梅［40］與尹志超等［41］做法，以“是否受到借貸約束”表示家庭借貸資本狀況，即將有借貸或借款需求但申請(qǐng)被拒家庭定義為受借貸約束家庭賦值為1，表示借貸資本不足，否則賦值為0；以“借款規(guī)?！狈从臣彝ソ栀J資本的程度，即借款規(guī)模越大，受借貸約束程度越低，家庭借貸資本越高，并運(yùn)用傾向得分匹配法考察社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)家庭借貸資本的影響。

研究發(fā)現(xiàn)，參加養(yǎng)老保險(xiǎn)使低收入子代的家庭借貸約束顯著增加了6.3個(gè)百分點(diǎn)，且顯著降低了低收入子代家庭的借款規(guī)模，由此將可能抑制家庭消費(fèi)和阻礙子代的最優(yōu)人力資本投資。因此，本文認(rèn)為，借貸資本是養(yǎng)老保險(xiǎn)抑制代際收入流動(dòng)的影響渠道。城鎮(zhèn)職工醫(yī)保和城鎮(zhèn)居民醫(yī)保均未對(duì)家庭借貸資本產(chǎn)生顯著影響，但新農(nóng)合使農(nóng)村高收入流動(dòng)群體的借貸約束顯著增加了12個(gè)百分點(diǎn)，從而有利于縮小不同收入家庭借貸資本差距，促進(jìn)代際收入流動(dòng)。

七、結(jié)論和政策建議

本文基于2010—2018年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，利用代際收入彈性和代際收入百分位排序關(guān)聯(lián)系數(shù)測(cè)量方法，實(shí)證分析社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)代際收入流動(dòng)的影響。研究發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老保險(xiǎn)顯著抑制了代際收入流動(dòng)，醫(yī)療保險(xiǎn)則有利于促進(jìn)代際收入流動(dòng)。其中，城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)和農(nóng)村基本養(yǎng)老保險(xiǎn)均顯著強(qiáng)化了代際收入傳遞，同時(shí)城鎮(zhèn)居民醫(yī)保也抑制了代際收入流動(dòng)，但新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口的代際收入流動(dòng)產(chǎn)生了顯著正向影響。異質(zhì)性分析表明，社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)代際收入流動(dòng)的作用在低收入父代家庭和城鎮(zhèn)地區(qū)更為顯著。作用機(jī)制分析表明，人力資本、財(cái)富資本和借貸資本是社會(huì)保險(xiǎn)顯著影響代際收入流動(dòng)的渠道。其中，養(yǎng)老保險(xiǎn)顯著提高了高收入家庭子代教育培訓(xùn)支出、就業(yè)參與和金融資產(chǎn)，且顯著降低了低收入子代家庭的借貸資本。醫(yī)療保險(xiǎn)有利于縮小低收入家庭與高收入家庭凈資產(chǎn)差距，且新農(nóng)合有利于提高農(nóng)村低收入家庭子代流動(dòng)人口的就業(yè)參與、就業(yè)質(zhì)量和家庭凈資產(chǎn)，從而有效提升了代際收入流動(dòng)性，城鎮(zhèn)居民醫(yī)保反倒擴(kuò)大了不同收入家庭的財(cái)富差距，由此抑制了居民代際收入流動(dòng)。

根據(jù)研究結(jié)論，本文提出以下政策建議：

第一，建立公平普惠、待遇一致和旨在解決民眾基本生活需求的“非繳費(fèi)型養(yǎng)老金”，彌補(bǔ)“多繳多得”的養(yǎng)老保險(xiǎn)造成的待遇差距。這不僅有利于減輕低收入家庭養(yǎng)老負(fù)擔(dān)，也有助于形成更加良好的養(yǎng)老預(yù)期，進(jìn)而減少家庭預(yù)防性儲(chǔ)蓄和促進(jìn)子代人力資本投資均等化，提高低收入家庭子代的收入水平。

第二，提高社會(huì)保險(xiǎn)實(shí)際保障水平。包括穩(wěn)步提高城鄉(xiāng)居民基礎(chǔ)養(yǎng)老金、逐步擴(kuò)展慢性病病種統(tǒng)籌保障范圍、提高門(mén)診慢特病報(bào)銷比例、實(shí)施低收入家庭分類資助參保和自付醫(yī)療費(fèi)用封頂?shù)却胧?，從而建立低收入家庭常態(tài)化保障機(jī)制，增強(qiáng)社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)低收入家庭的反貧困功能。這就有利于穩(wěn)固和提高低收入家庭的生活品質(zhì)和健康福祉，減少子代參與勞動(dòng)力市場(chǎng)的后顧之憂及促進(jìn)低收入家庭資產(chǎn)積累，夯實(shí)代際收入流動(dòng)的物質(zhì)基礎(chǔ)。

第三，提高社會(huì)保險(xiǎn)統(tǒng)籌層次，增強(qiáng)公平性和收入再分配功能。一方面，扎實(shí)推進(jìn)養(yǎng)老保險(xiǎn)全國(guó)統(tǒng)籌，根據(jù)民眾基本生活需求測(cè)算繳費(fèi)率和待遇水平，促進(jìn)各省市基本養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)比例和待遇標(biāo)準(zhǔn)大致相當(dāng)；另一方面，根據(jù)民眾基本醫(yī)療消費(fèi)水平測(cè)算醫(yī)?；鸾o付標(biāo)準(zhǔn)，并按照“以支定收”籌資原則形成與居民可支配收入掛鉤的籌資費(fèi)率機(jī)制，以便減輕低收入家庭繳費(fèi)負(fù)擔(dān)和縮小居民醫(yī)保與職工醫(yī)?；I資和待遇差距，從而推進(jìn)城鄉(xiāng)居民醫(yī)保與職工醫(yī)保待遇均等化?？傊枰獙?shí)現(xiàn)社會(huì)保險(xiǎn)更加公平正義，推進(jìn)群體、城鄉(xiāng)、地區(qū)基本社會(huì)保障權(quán)益均等化，使之發(fā)揮正向再分配功能，促進(jìn)低收入家庭子代自由流動(dòng)，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)其收入向上流動(dòng)。