魯元平 王軍鵬 李文健

(1．中南財經(jīng)政法大學(xué) 財政稅務(wù)學(xué)院/收入分配研究中心，湖北 武漢 430073；2．中南財經(jīng)政法大學(xué) 公共管理學(xué)院，湖北 武漢 430073)

一、引言

中國經(jīng)濟(jì)保持了40多年的高速增長，與此同時，當(dāng)前中國經(jīng)濟(jì)也面臨著收入差距過大、收入分配秩序混亂等嚴(yán)峻的現(xiàn)實問題。政府部門通過財政、稅收等再分配政策努力縮小收入差距，其中，以養(yǎng)老保險為主的社會保障制度被認(rèn)為是改善居民收入分配差距的重要政策工具。

目前，學(xué)者們對于我國社會保障制度的再分配效應(yīng)存在一定的爭議。王延中等人和高文書指出，我國社會保障制度具有顯著的再分配效應(yīng)，有利于縮小收入分配差距[1][2]。然而，李實的研究則指出中國社會保障制度的再分配功能偏弱，社會保障繳費反而擴(kuò)大了收入差距，具有一定的累退性[3]。城鄉(xiāng)間社會保障制度的差異也進(jìn)一步擴(kuò)大了城鄉(xiāng)居民間的收入差距，從而對收入分配產(chǎn)生了逆向調(diào)節(jié)作用[4]。本文認(rèn)為學(xué)者們采用不同的收入調(diào)查數(shù)據(jù)、對收入的定義不盡相同以及使用的測算指標(biāo)有差別等是導(dǎo)致出現(xiàn)不同結(jié)論的重要原因。

針對現(xiàn)有運用客觀指標(biāo)分析社會保障再分配效應(yīng)存在的爭議，本文將采用居民對初始收入再分配的偏好程度，即再分配偏好(preference for redistribution)，對社會保障制度中養(yǎng)老保險的再分配效應(yīng)展開研究。采用再分配偏好這種主觀指標(biāo)可以有效地避免當(dāng)前微觀調(diào)查數(shù)據(jù)中收入數(shù)據(jù)的測量誤差問題[5]?；谥袊C合社會調(diào)查 2015年的數(shù)據(jù)，本文實證結(jié)果表明，參加了基本養(yǎng)老保險的居民具有更高的再分配偏好水平，更加傾向于從有錢人那里征稅來幫助窮人，這意味著基本養(yǎng)老保險制度的再分配功能并未得到普通民眾在主觀上的認(rèn)可。其中的原因可能在于基本養(yǎng)老保險雖然在客觀上給參保者提供了一定的收入，但是當(dāng)前的養(yǎng)老金發(fā)放水平較低，難以覆蓋基本的生活需要，與參保者的心理預(yù)期相差較大，從而進(jìn)一步激發(fā)了他們對再分配產(chǎn)生更多的需求。作用機(jī)制分析表明，在養(yǎng)老金發(fā)放水平較低的地區(qū)，基本養(yǎng)老保險對居民再分配偏好有著顯著的影響，而隨著發(fā)放水平的提高，這一影響逐漸減弱。

本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下三個方面：第一，在理論方面搭建起基本養(yǎng)老保險政策評價與居民再分配偏好兩類文獻(xiàn)之間的橋梁，前一類文獻(xiàn)主要研究收入、儲蓄、勞動力供給和家庭轉(zhuǎn)移支付等客觀指標(biāo)，對諸如再分配偏好等主觀價值觀念的關(guān)注相對不足；而后一類文獻(xiàn)較少從制度尤其是社會保障制度的角度去開展相關(guān)研究，本文的研究較好地彌補(bǔ)了以上兩類文獻(xiàn)目前所存在的不足，對于全面評估基本養(yǎng)老保險政策以及了解我國居民再分配偏好的形成機(jī)制具有重要意義。第二，與從收入角度對社會保障再分配效應(yīng)進(jìn)行測算的文獻(xiàn)不同，本文基于主觀角度考察了再分配偏好，可以避免因收入測量的不準(zhǔn)確而引起的估計偏差問題，而且再分配偏好意味著居民對社會公平的感受程度和對再分配政策的需求，反映了公共政策對民眾價值觀念的影響以及公共政策的真實有效性，有利于政府制定再分配政策。第三，研究結(jié)果顯示較低的養(yǎng)老金發(fā)放水平是基本養(yǎng)老保險導(dǎo)致居民再分配偏好提高的重要原因，也是實施全民參保計劃的重要阻礙因素。結(jié)合我國現(xiàn)實情況，本文從提高社會保障水平、推進(jìn)社保基金改革、建成多層次社會保障體系等方面提供了具有一定參考價值的政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述

調(diào)節(jié)居民收入差距、對收入進(jìn)行再分配是養(yǎng)老保險制度的重要目標(biāo)。不過，養(yǎng)老保險制度在收入分配方面發(fā)揮的作用究竟如何，近年來學(xué)界一直存在爭議，甚至有些學(xué)者們得出的研究結(jié)論互相矛盾。其中，王延中等、何立新和佐藤宏、高文書認(rèn)為我國養(yǎng)老保險制度具有積極的再分配效應(yīng)[1][6][2]，而宋曉梧、彭浩然和申曙光、何立新則認(rèn)為我國養(yǎng)老保險制度對再分配起逆向調(diào)節(jié)作用[7][8][9]。

就養(yǎng)老保險積極的再分配效應(yīng)而言，王延中等研究發(fā)現(xiàn)，我國社會保障制度無疑從總體上縮小了收入差距，在改善收入分配方面發(fā)揮了積極的作用。具體來講，基尼系數(shù)由社會保險轉(zhuǎn)入前的0.547下降到社會保險轉(zhuǎn)入后的0.512，下降了6.4%[1]。高文書研究發(fā)現(xiàn)，我國的社會保障轉(zhuǎn)移性收入在降低基尼系數(shù)、縮小居民收入差距等方面有顯著作用。社保轉(zhuǎn)移收入使城鄉(xiāng)居民、城鎮(zhèn)居民以及農(nóng)村居民的基尼系數(shù)分別降低了4.53%、22.76%和1.82%[2]。何立新和佐藤宏發(fā)現(xiàn)我國社保制度對收入分配具有正向調(diào)節(jié)作用，無論年度收入還是終生收入，社保制度都縮小了居民間收入不平等水平[6]。王曉軍和康博威發(fā)現(xiàn)我國的養(yǎng)老保險制度具有積極的收入分配調(diào)節(jié)作用，起到了財富由高收入群體向低收入群體轉(zhuǎn)移的作用，改善了收入分配不均的狀況[10]。

然而，近些年來的研究表明，我國當(dāng)前社會保障制度對收入分配不但沒有調(diào)節(jié)作用，甚至出現(xiàn)了對收入分配的“逆向調(diào)節(jié)”[7]。王延中等認(rèn)為我國的社會保障制度雖然可以在一定程度上縮小收入差距，但是存在著一些擴(kuò)大收入差距的制度安排，使社會保險在城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民之間存在“逆向調(diào)節(jié)”作用，他的研究發(fā)現(xiàn)社會保險收入轉(zhuǎn)入前，非農(nóng)業(yè)戶口居民收入是農(nóng)業(yè)戶口居民的1.7倍，轉(zhuǎn)入后增加到1.8倍[1]。汪昊和婁峰經(jīng)測算研究后發(fā)現(xiàn)我國財政再分配整體上對收入分配產(chǎn)生了逆向調(diào)節(jié)作用，政府社會保障支出使得基尼系數(shù)上升1.3%[11]。郭慶旺等認(rèn)為社會保障體制未實現(xiàn)全國統(tǒng)籌，各地標(biāo)準(zhǔn)不一，導(dǎo)致再排序效應(yīng)惡化了收入分配狀況，而且因為轉(zhuǎn)移性收入在農(nóng)村分配的不平等程度更加嚴(yán)重，再排序相關(guān)性更大，導(dǎo)致轉(zhuǎn)移性收入在農(nóng)村居民之間分配更加不平等[12]。李實的研究發(fā)現(xiàn)中國城鎮(zhèn)的養(yǎng)老保險對收入再分配的作用很小，養(yǎng)老保險繳費和醫(yī)療保險繳費分別使得市場收入差距擴(kuò)大了0.13%和0.24%，高收入家庭的繳費占其收入的比例小于低收入家庭，社會保險具有一定的累退性。城鎮(zhèn)職工的離退休金收入具有明顯的再分配效應(yīng)，但是與之相比，城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的養(yǎng)老收入的再分配功能則較小。社會保障項目對城鎮(zhèn)居民收入分配的調(diào)節(jié)作用明顯大于農(nóng)村居民。而且我國市場收入的基尼系數(shù)和可支配收入的基尼系數(shù)之間的差別并不明顯，表明我國再分配政策的效果有限[3]。除此之外，陳宗勝等發(fā)現(xiàn)低保補(bǔ)貼的發(fā)放是導(dǎo)致收入不公平問題的原因之一[13]。

之所以產(chǎn)生上述兩種不同的研究結(jié)論，主要是因為指標(biāo)選取存在度量差異以及所使用的數(shù)據(jù)來源不同?；诖?，本文擬從主觀角度，即居民再分配偏好，來研究養(yǎng)老保險的再分配效應(yīng)。再分配偏好是指居民對收入再分配的支持程度，學(xué)者們往往在問卷中設(shè)計“你是否同意政府從富人那里征收更多的稅來補(bǔ)貼窮人”或者“你是否認(rèn)為政府有責(zé)任減輕貧富差距”等問題，并通過其回答來度量居民的再分配偏好。居民再分配偏好程度越小，表明一個地區(qū)或國家的收入分配越公平、收入差距越小。

國外在再分配偏好方面的研究頗豐，主要可以分為以下幾類文獻(xiàn)：其一從利己動機(jī)進(jìn)行了分析[14][15][16]。居民基于利己動機(jī)的考量，會對不同的再分配政策有不同的偏好。比如關(guān)于收入分配等級的評價，收入等級越高的人再分配偏好越弱，而收入等級越低的人再分配偏好越強(qiáng)。其二從社會公平認(rèn)知等方面進(jìn)行了分析[17][18][19]。對收入不平等原因的認(rèn)知和評價標(biāo)準(zhǔn)會產(chǎn)生不同的再分配偏好。其三從政府政策、代際流動方面進(jìn)行了分析[20][21][5]。研究發(fā)現(xiàn)政府援助政策和福利政策能夠改變居民的再分配偏好。對于代際流動與再分配偏好之間的關(guān)系在不同國家或地區(qū)得到的結(jié)論是不一致的，這可能是由于不同國家或地區(qū)居民對收入差距的容忍度不同。其四考慮個體特征對居民再分配偏好的影響[22][23][24]。個體特征包括年齡、性別、政治身份、婚姻狀況等。一般而言，與年輕人相比，老年人更傾向于收入再分配，因為老年人對社會保障的依賴度更高；女性具有更強(qiáng)的再分配偏好的原因主要有：女性家庭責(zé)任較重，照顧家庭時間較多往往會導(dǎo)致失業(yè)風(fēng)險較高，加之女性的平均壽命高于男性。

目前，國內(nèi)學(xué)者主要研究了分配公平、主觀收入不平等、政府信任、政府效率和社會決策機(jī)制與居民再分配偏好之間的關(guān)系[25][26][27]。近年來，隨著實驗經(jīng)濟(jì)學(xué)的興起，越來越多的學(xué)者開始采用實驗的方法對再分配偏好展開研究[28][29][30]。

三、理論模型

根據(jù)Alesina 和 Ferrara、Benabou和Ok以及Piketty和Rehm等文獻(xiàn)的做法，本文假設(shè)個體基于利己動機(jī)進(jìn)行行為選擇，能夠受益于收入再分配的個體將支持實施收入再分配[14][15][16]。反之，認(rèn)為自身無法從收入再分配中獲得好處的個體將對收入再分配采取消極態(tài)度，而剩余其他人群則對收入再分配無明顯偏好差異。同時假設(shè)諸如年齡、性別、受教育程度等可能影響再分配偏好的因素在參加和不參加基本養(yǎng)老保險的兩類人群中無明顯差異。

養(yǎng)老保險對收入的再分配效應(yīng)可以分為對年收入的再分配效應(yīng)和對終生收入的再分配效應(yīng)，分別被稱之為“年收入再分配效應(yīng)”和“終生收入再分配效應(yīng)”。Nelissen 指出年收入再分配效應(yīng)與終生收入再分配效應(yīng)可能相去甚遠(yuǎn)，年輕時期作為“貢獻(xiàn)者”的個體在年老之后便成為了“受益者”，因此年收入再分配效應(yīng)無法有效代表養(yǎng)老保險整體上對收入的再分配效應(yīng)。但是受到微觀數(shù)據(jù)的限制，大部分研究都僅考慮了養(yǎng)老保險的年收入再分配效應(yīng)[31]。分析終生收入分配效應(yīng)的文獻(xiàn)多采取數(shù)值模擬的方法。與孫祁祥和林山君的研究類似[32]，本文所構(gòu)建的理論模型也考察了養(yǎng)老保險的終生收入再分配效應(yīng)，并基于調(diào)查問卷構(gòu)建可以反映個體關(guān)于未來預(yù)期考慮的指標(biāo)，是對已有研究不足的有益補(bǔ)充。

其中，假定個體將全部的可支配收入用于消費，即ci=BIi。除此之外，本文認(rèn)為收入再分配主要是基于個體的稅前可支配收入，而且個體能否從收入再分配中獲得正的收益取決于其稅前可支配收入在樣本總體中的相對位置。本文假設(shè)給定個體可支配收入x的分布函數(shù)P(x)，存在一個分位數(shù)α(其所對應(yīng)的可支配收入為DI，DI是常數(shù))，使得可支配收入低于(高于)DI的個體在參加基本養(yǎng)老保險之后，其可支配收入會提高(降低)。

在利己動機(jī)假設(shè)下，再分配偏好水平的分布具有單峰性質(zhì)，個體若能從參加基本養(yǎng)老保險中獲得正的凈收益，那么他的再分配偏好水平便會降低。因此，本文進(jìn)一步設(shè)定若個體的可支配收入等于DI，則其再分配偏好為δ，δ取值越高，再分配偏好越強(qiáng)，越是同意從有錢人處征稅補(bǔ)貼窮人。若可支配收入高于DI，則其再分配偏好為δ-1；若可支配收入低于DI，則其再分配偏好為δ+1。

通過對比分析以上兩個指標(biāo)可以發(fā)現(xiàn)，如果參加基本養(yǎng)老保險可以帶來平均可支配收入MI的增加，平均再分配偏好γ因此而降低，對富人征稅補(bǔ)貼窮人的要求減弱，則可以認(rèn)為μ是μo較好的代理變量。楊曉蘭和周業(yè)安通過實驗的方法研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)收入公開以后，個體的再分配偏好強(qiáng)烈依賴于其所處的收入等級，呈現(xiàn)明顯的自利動機(jī)。因此可以認(rèn)為μ是μo較好的代理變量[28]。

四、數(shù)據(jù)來源與計量模型

(一)數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來自中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心提供的中國綜合社會調(diào)查項目(CGSS)。

圖1 基本養(yǎng)老保險參與情況與居民再分配偏好水平

CGSS是一項全國性的大型社會調(diào)查項目，本文選用的是2015年度的數(shù)據(jù)。CGSS 2015覆蓋了除新疆、西藏、海南、港澳臺地區(qū)外的全國28個省、直轄市和自治區(qū)，在村居層面采用基于地圖地址的抽樣方法，調(diào)查了478個村居，具有較好的全國代表性。在剔除關(guān)鍵變量缺失的樣本后，本文得到有效樣本10258個。表1匯報了本文所使用變量的定義和描述性統(tǒng)計。圖1顯示參加基本養(yǎng)老保險居民的再分配偏好顯著高于未參加基本養(yǎng)老保險的群體。

(二)計量模型

本文的計量模型如下：

Redistributioni=α+βPensioni+Controli+Countyi+εi

(1)

式(1)中，Redistributioni代表了居民的再分配偏好水平，以受訪者對“應(yīng)該從有錢人那里征收更多的稅來幫助窮人”問題的贊同程度進(jìn)行衡量，如果受訪者贊同該觀點，則認(rèn)為其擁有較強(qiáng)的再分配偏好。根據(jù)贊同程度的不同，居民的再分配偏好的取值為1到5，具體如表1所述，取值越高，再分配偏好越強(qiáng)。Pensioni表示被受訪者是否參加了城市或者農(nóng)村基本養(yǎng)老保險，參加取值為1，否則為0。Controli為控制變量，包括年齡、性別、婚姻狀態(tài)、戶口、城鄉(xiāng)類型、受教育水平、自評健康、政治身份以及家庭經(jīng)濟(jì)狀況等變量。Countyi是受訪者所在區(qū)縣的固定效應(yīng)，用以控制區(qū)縣層面不隨時間變化的因素，比如地理位置、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和文化特征等[36]。在對計量模型的估計方法上，有非線性的Ordered Probit模型和線性的OLS模型兩種選擇。非線性模型和線性模型的方向和顯著性基本相同，考慮邊際效應(yīng)時，兩者的差異也非常小，但是Angrist 和Pischke指出在非線性模型的運用時要處理諸如推斷等很多復(fù)雜問題[37](P81-83)。由于交乘項的計算和解釋問題在非線性模型中難以解決，而異質(zhì)性分析主要依賴于交乘項，因此本文的回歸結(jié)果主要采用OLS模型進(jìn)行估計，并在穩(wěn)健性檢驗部分報告了Ordered Probit模型的估計結(jié)果。

表1 描述性統(tǒng)計

五、實證回歸結(jié)果及分析

(一)基礎(chǔ)回歸結(jié)果

表2匯報了參加基本養(yǎng)老保險對居民再分配偏好的影響。第(1)列在不包含任何控制變量的情況下，檢驗了基本養(yǎng)老保險與居民再分配偏好間的簡單關(guān)系，發(fā)現(xiàn)兩者具有顯著的正相關(guān)關(guān)系。在第(2)列中，本文控制了年齡、性別、婚姻狀況等居民個人特征和家庭經(jīng)濟(jì)狀況，發(fā)現(xiàn)參加基本養(yǎng)老保險對居民再分配偏好產(chǎn)生了促進(jìn)作用。進(jìn)一步，在第(3)列回歸中又考慮了區(qū)縣層面的固定效應(yīng)，實證結(jié)果依然保持一致。表2的估計結(jié)果說明基本養(yǎng)老保險與居民再分配偏好之間的關(guān)系具有較好的穩(wěn)健性，參加基本養(yǎng)老保險提高了居民的再分配偏好水平，使得他們更加傾向于同意向富人征稅并補(bǔ)貼窮人。

直覺上，養(yǎng)老保險制度會降低居民的再分配偏好水平，其原因在于養(yǎng)老保險制度設(shè)計的初衷是為參保者的老年生活提供保障，緩解因退休造成的收入驟減以及所引發(fā)的相關(guān)風(fēng)險，進(jìn)而達(dá)到改善社會福利水平的目的。但是，Korpi和Palme指出通過覆蓋全民的等額保障以追求收入平等化難以有效的促進(jìn)平等[38]。而造成基本養(yǎng)老保險制度與居民再分配偏好之間的關(guān)系與直覺相違背的原因在于我國養(yǎng)老保險制度的保障水平較低，參保人群退休后所獲得的待遇水平無法覆蓋其基本生活需要。截至2017年12月底，我國城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險月人均待遇僅為125元①，占當(dāng)年全國居民人均可支配收入的比例僅為5.78%，占當(dāng)年城鎮(zhèn)私營單位就業(yè)人員平均工資的比例更是低至3.28%，遠(yuǎn)低于世界銀行組織建議的70%養(yǎng)老金替代率和國際勞工組織建議的55%養(yǎng)老金替代率。隨著生活成本的上漲，城鄉(xiāng)基本養(yǎng)老保險的待遇水平無法滿足人們的生活需要，不能充分發(fā)揮調(diào)節(jié)收入差距的功能，反而會導(dǎo)致居民產(chǎn)生心理預(yù)期落差，對收入再分配政策的要求更加強(qiáng)烈，這也意味著其再分偏好水平的提高。

表2 基本養(yǎng)老保險對居民再分配偏好的影響

注：括號內(nèi)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，***、**、*分別代表在1%、5%和10%的水平上顯著，County FE為受訪者所在區(qū)縣的固定效應(yīng)；下表同。

(二)作用機(jī)制分析

參加基礎(chǔ)養(yǎng)老保險反而提高了居民的再分配偏好水平，這一結(jié)論與多數(shù)人的直覺并不匹配，因此對其進(jìn)行合理的解釋就顯得尤為重要。本文認(rèn)為我國基本養(yǎng)老保險較低的發(fā)放水平是重要的作用機(jī)制，導(dǎo)致居民未能從參保行為中獲取足夠的收益，進(jìn)而反映在主觀態(tài)度上要求對富人征稅并補(bǔ)貼窮人，即擁有更加強(qiáng)烈的再分配偏好。本文對作用機(jī)制的分析將從各省養(yǎng)老金發(fā)放水平和家庭經(jīng)濟(jì)狀況兩個維度展開。

2014年，我國建立了全國統(tǒng)一的城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險制度，將“新農(nóng)?！迸c“城居保”兩項制度實施合并。居民的養(yǎng)老金待遇由基礎(chǔ)養(yǎng)老金和個人賬戶養(yǎng)老金構(gòu)成，中央根據(jù)全國城鄉(xiāng)居民人均可支配收入和財力狀況確定全國基礎(chǔ)養(yǎng)老金最低標(biāo)準(zhǔn)，地方根據(jù)當(dāng)?shù)貙嶋H情況提高基礎(chǔ)養(yǎng)老金標(biāo)準(zhǔn)。在2015年，全國城鄉(xiāng)居民基礎(chǔ)養(yǎng)老金最低標(biāo)準(zhǔn)由每人每月55元增加至70元，而各地自行確定的標(biāo)準(zhǔn)從每人每月70元到每人每月660元不等②。

呂凱波和劉小兵指出，如果國家加大對居民生活的保障力度，那么居民的收入再分配偏好就會降低[39]。圖2顯示了在基礎(chǔ)養(yǎng)老金不同的發(fā)放水平之下，基本養(yǎng)老保險與居民再分配偏好之間關(guān)系的變化，其中，基礎(chǔ)養(yǎng)老金的發(fā)放水平以各省2015年居民基礎(chǔ)養(yǎng)老金發(fā)放標(biāo)準(zhǔn)與當(dāng)?shù)鼐用窨芍涫杖氲谋壤M(jìn)行衡量。從圖2中可以看出，隨著基礎(chǔ)養(yǎng)老金發(fā)放水平的提高，參加基本養(yǎng)老保險對居民再分配偏好的正向影響逐漸減弱直至統(tǒng)計不顯著。但是，截至2015年，我國共有20個省份的基礎(chǔ)養(yǎng)老金水平在每人每月100元及以下③。較低的基礎(chǔ)養(yǎng)老金發(fā)放水平造成了居民主觀上希望能夠進(jìn)行更高程度的再分配，表明養(yǎng)老保險制度調(diào)節(jié)收入分配的功能沒有得到充分發(fā)揮。

圖3 基本養(yǎng)老保險、家庭經(jīng)濟(jì)狀況與居民再分配偏好

除分析基礎(chǔ)養(yǎng)老金不同發(fā)放水平下的異質(zhì)性之外，本文還考慮了養(yǎng)老金發(fā)放水平在不同經(jīng)濟(jì)狀況家庭中的重要性差異，進(jìn)而導(dǎo)致參加基本養(yǎng)老保險對居民再分配偏好的影響產(chǎn)生差異。對于低收入家庭而言，源自養(yǎng)老保險的收入在家庭總收入中的比重較高，對于保障、改善生活狀況具有重要影響，參加養(yǎng)老保險對他們再分配偏好的改變程度會更為明顯。反之，養(yǎng)老金收入在富裕家庭收入結(jié)構(gòu)中的占比較低，基本養(yǎng)老保險對居民再分配偏好的影響會比較微弱。圖3報告了基本養(yǎng)老保險對居民再分配偏好的影響在不同經(jīng)濟(jì)狀況家庭中的差異。實證結(jié)果顯示，隨著家庭經(jīng)濟(jì)狀況的改善，基本養(yǎng)老保險對居民再分配偏好的影響逐漸減弱。

(三)異質(zhì)性分析

已有研究顯示，養(yǎng)老保險制度會造成代際間收入不平等[8]。朱梅和姚露指出養(yǎng)老保險繳費年限越長，代內(nèi)再分配和代際再分配效應(yīng)越明顯[40]。圖4的結(jié)果顯示，隨著年齡的增長，基本養(yǎng)老保險對居民再分配偏好的影響呈現(xiàn)線性下降的趨勢，具有明顯的代際差異。按照我國基本養(yǎng)老保險的制度設(shè)計，60歲以下的人群為繳費人群，他們的再分配偏好會受到基本養(yǎng)老保險顯著的正向影響，他們希望能從富人那征收更多的稅來補(bǔ)貼窮人。而當(dāng)年齡超過60歲以后，居民的身份便從繳費人群轉(zhuǎn)變?yōu)槭芤嫒巳?，基本養(yǎng)老保險對再分配偏好的影響變得不再顯著了。由于經(jīng)濟(jì)自利是居民再分配偏好的重要動機(jī)[30]，而基本養(yǎng)老保險實現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)資源的代際再分配，同樣也導(dǎo)致了再分配偏好在代際之間的差異。

圖4 基本養(yǎng)老保險、代際再分配與居民再分配偏好

圖5 基本養(yǎng)老保險、城鄉(xiāng)差異與居民再分配偏好

城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)是我國經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展的重要特征，塑造了城鄉(xiāng)差異的分化格局，全方位影響著居民的生產(chǎn)和生活。圖5顯示了基本養(yǎng)老保險與居民再分配偏好之間的關(guān)系在城鄉(xiāng)之間的差異。本文使用戶籍作為刻畫城鄉(xiāng)差異的劃分標(biāo)準(zhǔn)，實證結(jié)果表明：擁有農(nóng)業(yè)戶口居民的再分配偏好會受到基本養(yǎng)老保險的顯著影響，而擁有非農(nóng)業(yè)戶口的居民則不會受到影響。造成這種差異的原因可能在于農(nóng)村居民所能享受到的社會保障水平整體較差，在醫(yī)療保險、社會福利、社會救濟(jì)等方面居于弱勢地位，而城市居民則可以充分利用城市地區(qū)相對完善的社會保障體系，因此基本養(yǎng)老保險對其再分配偏好水平?jīng)]有產(chǎn)生顯著影響。

居民的再分配偏好水平不僅受到其對自身利益關(guān)注的影響，也具有明顯的追求公平的動機(jī)。目前，我國養(yǎng)老保險主要包括機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險、城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險、城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險。不同養(yǎng)老保險之下的待遇水平有著很大差異，擴(kuò)大了居民間的收入差距，甚至出現(xiàn)對收入分配的“逆向調(diào)節(jié)”作用[4][7]。如果個體處在劣勢不平等的地位時，就會表現(xiàn)出顯著的劣勢不平等厭惡傾向[30]。李文基于行為經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究也發(fā)現(xiàn)收入低于他人會導(dǎo)致不公平厭惡，降低個人效用，使得個人更傾向于支持具有收入再分配功能的稅制改革[29]。圖6計算了企業(yè)職工退休金與當(dāng)?shù)爻擎?zhèn)就業(yè)人員平均工資的比例,并以此作為城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險的替代率，結(jié)果顯示隨著城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險替代率的上升，參加了基本養(yǎng)老保險的居民會產(chǎn)生更強(qiáng)烈的再分配偏好，展示出了對社會公平更高的需求。

圖6 城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險、城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險與居民再分配偏好

圖7 基于Ordered Probit模型的邊際效應(yīng)

(四)穩(wěn)健性檢驗

由于衡量居民再分配偏好的指標(biāo)是有序離散變量，本文在此使用Ordered Probit模型對計量模型進(jìn)行重新估計并計算相應(yīng)的邊際效應(yīng)。從圖7中可以看出，參加基本養(yǎng)老保險顯著降低了居民不同意“應(yīng)該從有錢人那里征收更多的稅來幫助窮人”觀點的可能性，對持中立的觀點也產(chǎn)生了消極的影響。同時，參加基本養(yǎng)老保險還顯著提高了居民同意進(jìn)行再分配的概率。因此，Ordered Probit模型的回歸結(jié)果與OLS模型的估計結(jié)果基本一致。從邊際效應(yīng)的大小來看，基本養(yǎng)老保險對居民再分配偏好的邊際效應(yīng)相當(dāng)于將持“非常不同意”“不同意”“無所謂”觀點的人群比重減少了7.07%，將持“同意”“非常同意”觀點的人群比重提高了2.72%。

雖然計量模型在設(shè)定階段控制了一系列可能引起內(nèi)生性問題的變量，但是依然可能存在潛在的遺漏變量問題，進(jìn)而在對研究結(jié)論進(jìn)行因果解釋時存在一定的風(fēng)險。為了緩解潛在的內(nèi)生性問題，本文選用受訪者“所在居/村委會的居民參加基本養(yǎng)老保險的比例”作為個體是否參加基本養(yǎng)老保險的工具變量④。表3第(1)列報告了第一階段的回歸結(jié)果，可知個人參加基本養(yǎng)老保險與基本養(yǎng)老保險的普及率有著顯著的正相關(guān)關(guān)系，而且第一階段的F檢驗值表明本文所選用的工具變量通過了弱工具變量檢驗，與內(nèi)生變量具有較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系。表3第(2)列是工具變量回歸結(jié)果，顯示參加基本養(yǎng)老保險的居民有更高水平的再分配偏好，這與上文的結(jié)論一致。

表3 工具變量的實證結(jié)果

注：控制變量包括年齡、性別、婚姻狀態(tài)、戶口、城鄉(xiāng)類型、受教育程度、自評健康、政治身份、家庭經(jīng)濟(jì)狀況；Pension_village是受訪者所在居/村委會的居民參加基本養(yǎng)老保險的比例。

六、結(jié)論及政策討論

本文利用CGSS 2015年數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，參加基本養(yǎng)老保險會顯著提高居民的再分配偏好水平，居民更加期待將經(jīng)濟(jì)資源從富人群體轉(zhuǎn)移至低收入群體。與從收入角度對養(yǎng)老保險的再分配效應(yīng)進(jìn)行測算的研究不同，本文的研究結(jié)論說明雖然養(yǎng)老保險收入對收入差距有一定的調(diào)節(jié)作用，但是居民在主觀態(tài)度上的反差說明了我國的養(yǎng)老保險制度尚存在不完善之處，也間接驗證了部分學(xué)者所認(rèn)為的社會保障制度對收入分配存在一定程度的逆向調(diào)節(jié)作用的觀點。較低的養(yǎng)老保險待遇水平導(dǎo)致參加基本養(yǎng)老保險提高了居民的再分配偏好。作用機(jī)制分析表明，隨著基礎(chǔ)養(yǎng)老金發(fā)放水平的提高以及家庭經(jīng)濟(jì)狀況的改善，基本養(yǎng)老保險對居民再分配偏好的影響會逐漸減弱。在年輕群體和擁有農(nóng)業(yè)戶口的群體中，他們短期內(nèi)無法收到養(yǎng)老保險收入且其他社會保障水平較低，基本養(yǎng)老保險對居民再分配偏好的提升作用在這兩類群體中表現(xiàn)得更加明顯。同時，我國居民也存在著追求公平的動機(jī)，他們的再分配偏好會因城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險發(fā)放水平的提高而增加。

保障和改善民生福祉是發(fā)展的根本目的。為了促進(jìn)社會公正、提高社會保障制度在再分配體系中的重要作用，切實提高廣大人民群眾的獲得感，結(jié)合本文的研究結(jié)論，我們認(rèn)為，政府部門的首要任務(wù)在于響應(yīng)民生訴求，設(shè)計合理的養(yǎng)老金發(fā)放水平的增長機(jī)制，與物價上漲幅度及其他社會保障項目相掛鉤，提高養(yǎng)老保險待遇的可預(yù)期性，提升綜合保障水平，實現(xiàn)“老有所養(yǎng)”，滿足人們對高質(zhì)量老年生活的需求，這有利于增強(qiáng)民眾對基本養(yǎng)老保險制度的信心，進(jìn)而實現(xiàn)全民參保。其次，推進(jìn)社?；鸶母?，盡快實現(xiàn)養(yǎng)老保險全國統(tǒng)籌以應(yīng)對各省市之間養(yǎng)老保險基金負(fù)擔(dān)不平衡的局面，并通過養(yǎng)老保險基金的調(diào)劑達(dá)到減輕區(qū)域間養(yǎng)老保險待遇水平差距過大的問題，完善、理順國有資本劃歸社保基金的改革工作，增強(qiáng)我國社保基金保值、增值的能力，減輕未來人口老齡化可能帶來的支付壓力，確保養(yǎng)老金按時足額發(fā)放。最后，探索建立多層次社會保障體系，在基本養(yǎng)老保險制度之外，引入社會資本的力量，為老年群體提供高質(zhì)量、精準(zhǔn)化的保障服務(wù)，同時結(jié)合社區(qū)治理建設(shè)，弘揚尊老敬老的傳統(tǒng)文化，充分發(fā)揮社會組織在提供照料服務(wù)、關(guān)愛老年人等方面的作用。

注釋：

①數(shù)據(jù)來源于http://www.gov.cn/zhengce/2018-05/14/content_5290931.htm。

②數(shù)據(jù)來源于人力資源與社會保障部網(wǎng)站http://www.mohrss.gov.cn/gkml/zhgl/jytabl/jydf/201711/t20171103_280613.html。

③根據(jù)各個省市人力資源和社會保障部門所披露的數(shù)據(jù)整理得到，通過第三方網(wǎng)站“社保查詢網(wǎng)”也可以得到相關(guān)數(shù)據(jù)https://www.chashebao.com/。

④微觀個體是否參加養(yǎng)老保險對相對比較宏觀的變量“所在居/村委會的居民參加基本養(yǎng)老保險的比例”的影響較小，故本文選取的工具變量“所在居/村委會的居民參加基本養(yǎng)老保險的比例”可以視為基本養(yǎng)老保險政策在當(dāng)?shù)氐耐茝V落實情況，落實情況越好，個體參加養(yǎng)老保險的概率就越高，工具變量有且僅有通過內(nèi)生變量對本文的結(jié)果變量產(chǎn)生影響，滿足排他性假設(shè)。此外，本文還選用了受訪者“所在鄉(xiāng)鎮(zhèn)/街道的居民參加基本養(yǎng)老保險的比例”作為工具變量，結(jié)果依然保持穩(wěn)健。