□文/李晨曦

（首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)國(guó)際經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 北京）

［提要］ 本文意在討論機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革發(fā)生后，養(yǎng)老金財(cái)富如何影響居民消費(fèi)。首先，構(gòu)建養(yǎng)老金財(cái)富精算模型，從微觀角度刻畫個(gè)體養(yǎng)老金財(cái)富。其次，基于實(shí)證模型以及2018年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用工具變量消除內(nèi)生性問(wèn)題。得到結(jié)論為改革后養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)家庭總消費(fèi)、家庭必要型消費(fèi)有顯著正向影響，但對(duì)家庭文教娛樂(lè)消費(fèi)影響不顯著，其中養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)十年過(guò)渡期外“中人”的消費(fèi)有顯著正向影響，但對(duì)十年過(guò)渡期內(nèi)“中人”的消費(fèi)影響不顯著，主要原因是十年過(guò)渡期內(nèi)“中人”退休將至，預(yù)防性儲(chǔ)蓄偏好增強(qiáng)，因此養(yǎng)老金財(cái)富增加對(duì)居民消費(fèi)的激勵(lì)作用并不明顯。因此，在養(yǎng)老保險(xiǎn)改革的同時(shí)，應(yīng)關(guān)注臨近退休的被改革群體。

引言

機(jī)關(guān)事業(yè)單位工作人員（以下簡(jiǎn)稱為“工作人員”）和企業(yè)職工（以下簡(jiǎn)稱為“職工”）養(yǎng)老保險(xiǎn)的雙軌制一直受到社會(huì)的廣泛關(guān)注。雙軌制階段，養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的“碎片化”現(xiàn)象導(dǎo)致機(jī)關(guān)與企業(yè)之間的不公平問(wèn)題隨之產(chǎn)生。改革前，工作人員養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇在退休前工資相同的情況下高于職工養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇（封進(jìn)，2018）；且工作人員改革前無(wú)需繳納養(yǎng)老保險(xiǎn)，退休人員的養(yǎng)老金支出來(lái)源于政府財(cái)政。公眾對(duì)工作人員高待遇、不繳費(fèi)的行為產(chǎn)生不滿情緒。綜上所述，雙軌制下的不公平問(wèn)題亟待解決。

2015年，《國(guó)務(wù)院關(guān)于機(jī)關(guān)事業(yè)單位工作人員養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革的決定》（國(guó)發(fā)［2015］2號(hào)）對(duì)工作人員的養(yǎng)老保險(xiǎn)制度進(jìn)行改革，改革對(duì)象為2014年10月1日之后參加工作的“新人”，以及改革前參加工作改革后退休的“中人”，改革前退休的“老人”仍適用于老辦法。此次改革使得機(jī)關(guān)事業(yè)單位與企業(yè)有相同的養(yǎng)老保險(xiǎn)體系，因此此次改革被認(rèn)為是與城鎮(zhèn)企業(yè)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的并軌。此次改革提升了全社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的公平性。但工作人員的養(yǎng)老金待遇在并軌后是否降低取決于繳費(fèi)基數(shù)、繳費(fèi)年限、個(gè)人賬戶收益率等因素，不能一概而論。這就使得探討改革后工作人員養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇變得更加有意義。

擴(kuò)大內(nèi)需是促進(jìn)國(guó)內(nèi)大循環(huán)的戰(zhàn)略基點(diǎn)。居民消費(fèi)不僅具有擴(kuò)大內(nèi)需的作用，也是衡量生活水平的重要指標(biāo)，在福利經(jīng)濟(jì)學(xué)中占據(jù)著重要地位。在生命周期理論模型中，養(yǎng)老金財(cái)富作為資產(chǎn)的一部分，參與當(dāng)期消費(fèi)決策中。當(dāng)養(yǎng)老金財(cái)富增加時(shí)，居民消費(fèi)也會(huì)增加。但改革后，工作人員養(yǎng)老金待遇存在不確定性，使得他們的消費(fèi)水平同樣不確定。同時(shí)，工作人員需要繳納養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)用，他們收入會(huì)減少，當(dāng)期消費(fèi)也會(huì)減少。這就存在一個(gè)問(wèn)題：制度并軌后工作人員消費(fèi)增加還是減少？本文將對(duì)此問(wèn)題進(jìn)行研究。

一、文獻(xiàn)綜述

當(dāng)解釋變量為養(yǎng)老金財(cái)富時(shí)，學(xué)者通常使用微觀數(shù)據(jù)，根據(jù)個(gè)人繳費(fèi)年限、繳費(fèi)率、工資等基本情況，從養(yǎng)老保險(xiǎn)具體政策入手，測(cè)算個(gè)人養(yǎng)老金財(cái)富，再與居民消費(fèi)/儲(chǔ)蓄進(jìn)行擬合，基本得到養(yǎng)老金財(cái)富促進(jìn)消費(fèi)/抑制儲(chǔ)蓄這一結(jié)論。Hubbard（1986）通過(guò)使用1979年的美國(guó)養(yǎng)老保險(xiǎn)的微觀截面數(shù)據(jù)，計(jì)算未退休群體的養(yǎng)老金財(cái)富，分析得到養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)居民儲(chǔ)蓄有顯著負(fù)向影響。Gale（1998）利用1983年美國(guó)消費(fèi)者金融調(diào)查數(shù)據(jù)，分析認(rèn)為養(yǎng)老金對(duì)整體儲(chǔ)蓄的影響比較小，并通過(guò)家庭異質(zhì)性分析，認(rèn)為不同家庭的養(yǎng)老金財(cái)富差距較大，有儲(chǔ)蓄賬戶、受教育年限大于16年的家庭養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)居民儲(chǔ)蓄的負(fù)向影響更強(qiáng)。

隨著國(guó)內(nèi)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)養(yǎng)老金財(cái)富如何影響居民消費(fèi)/儲(chǔ)蓄行為這一問(wèn)題的關(guān)注越來(lái)越多。何立新等（2008）利用1995年和1999年CHIPS的數(shù)據(jù)分析得到養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)家庭儲(chǔ)蓄有顯著替代效應(yīng)，且根據(jù)戶主年齡進(jìn)行分組發(fā)現(xiàn)35～49歲家庭的養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)居民儲(chǔ)蓄的替代效應(yīng)顯著。張繼海（2008）選取2002年和2003年遼寧省家戶數(shù)據(jù)，分析認(rèn)為養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)居民消費(fèi)支出有顯著正向影響。石陽(yáng)、王滿倉(cāng)（2010）基于2002～2007年中國(guó)30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)分析得到現(xiàn)收現(xiàn)付制養(yǎng)老金財(cái)富的部分對(duì)居民消費(fèi)有顯著正向影響。孟醒、申曙光（2016）利用2004年和2009年CGSS的截面數(shù)據(jù)，通過(guò)分位數(shù)實(shí)證回歸分析發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)居民消費(fèi)存在顯著正向影響。

綜上所述，大部分學(xué)者得到結(jié)論為養(yǎng)老金財(cái)富增加顯著促進(jìn)居民消費(fèi)，但少有學(xué)者研究機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革后養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)居民消費(fèi)的影響。因此，本文的創(chuàng)新點(diǎn)是基于此次改革研究養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)居民消費(fèi)的影響。

二、養(yǎng)老金財(cái)富精算模型

2015年，《國(guó)務(wù)院關(guān)于機(jī)關(guān)事業(yè)單位工作人員養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革的決定》（國(guó)發(fā)［2015］2號(hào)）（以下簡(jiǎn)稱為《決定》）規(guī)定改革后“中人”基本養(yǎng)老保險(xiǎn)由基礎(chǔ)養(yǎng)老金、個(gè)人賬戶養(yǎng)老金、過(guò)渡性養(yǎng)老金、職業(yè)年金組成。與此同時(shí)，《決定》對(duì)十年過(guò)渡期內(nèi)（2014年10月1日至2024年9月30日）的“中人”實(shí)行保底限高的政策，這就使得十年過(guò)渡期內(nèi)“中人”養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇與十年過(guò)渡期外“中人”養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇的測(cè)算略有不同。因此，本文將對(duì)兩群體的養(yǎng)老金財(cái)富精算模型分別進(jìn)行測(cè)算。假設(shè)當(dāng)前為參保人員參保的第t年且此時(shí)參保人員為a歲，且“中人”連續(xù)繳費(fèi)直到退休，不存在無(wú)法領(lǐng)取養(yǎng)老保險(xiǎn)的情況。

（一）十年過(guò)渡期外“中人”的養(yǎng)老金財(cái)富精算模型

1、基礎(chǔ)養(yǎng)老金。基礎(chǔ)養(yǎng)老金發(fā)放標(biāo)準(zhǔn)以退休時(shí)當(dāng)?shù)厣夏甓仍趰徛毠ぴ缕骄べY和本人指數(shù)化月平均繳費(fèi)工資的平均值為基數(shù)，繳費(fèi)每滿1年發(fā)給1%。退休后第一年每月領(lǐng)取的基礎(chǔ)養(yǎng)老金（B1）計(jì)發(fā)公式如下：

2、個(gè)人賬戶養(yǎng)老金。個(gè)人賬戶養(yǎng)老金發(fā)放標(biāo)準(zhǔn)為個(gè)人賬戶儲(chǔ)存額分?jǐn)偟矫總€(gè)計(jì)發(fā)月。退休后第一年每月領(lǐng)取的個(gè)人賬戶養(yǎng)老金（B2）計(jì)發(fā)公式如下：

其中，c1為本人養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)率，wt為本人當(dāng)前月平均繳費(fèi)工資，gw為本人繳費(fèi)工資增長(zhǎng)率，rw為個(gè)人賬戶養(yǎng)老金收益率，m為計(jì)發(fā)月數(shù)。

3、過(guò)渡性養(yǎng)老金。過(guò)渡性養(yǎng)老金發(fā)放標(biāo)準(zhǔn)為本人退休時(shí)當(dāng)?shù)厣夏甓仍趰徛毠ぴ缕骄べY、視同繳費(fèi)指數(shù)、視同繳費(fèi)年限和過(guò)渡系數(shù)的乘積。退休后第一年每月領(lǐng)取的過(guò)渡性養(yǎng)老金（B3）計(jì)發(fā)公式如下：

其中，R為計(jì)發(fā)系數(shù)。

4、職業(yè)年金。職業(yè)年金發(fā)放標(biāo)準(zhǔn)是將職業(yè)年金儲(chǔ)存額分?jǐn)偟矫總€(gè)計(jì)發(fā)月上。退休后第一年每月領(lǐng)取的職業(yè)年金（B4）計(jì)發(fā)公式如下：

其中，c2為職業(yè)年金繳費(fèi)率，rz為職業(yè)年金收益率。

綜上所述，得到十年過(guò)渡期外t年a歲的“中人”退休后第一年領(lǐng)取的養(yǎng)老保險(xiǎn)為：

（二）十年過(guò)渡期內(nèi)“中人”的養(yǎng)老金財(cái)富精算模型?！稕Q定》對(duì)十年過(guò)渡期內(nèi)“中人”實(shí)行的保底限高政策，具體規(guī)定如下：如果新政策（基礎(chǔ)養(yǎng)老金+個(gè)人賬戶養(yǎng)老金+過(guò)渡性養(yǎng)老金+職業(yè)年金）的養(yǎng)老金待遇低于老政策的養(yǎng)老金待遇，按老政策發(fā)放；如果新政策的養(yǎng)老金待遇高于老政策的養(yǎng)老金待遇，第一年退休人員（2014年10月1日至2015年12月31日）發(fā)放超出部分的10%，第二年退休人員（2016年1月1日至2016年12月31日）發(fā)放超出部分的20%，并以此類推。

1、老政策養(yǎng)老金待遇。老政策下，t年a歲“中人”退休后第一年領(lǐng)取的養(yǎng)老保險(xiǎn)為：

其中，c3為本人退休前工資發(fā)放比例。

2、新政策養(yǎng)老金待遇。十年過(guò)渡期內(nèi)“中人”新政策的養(yǎng)老金待遇測(cè)算與十年過(guò)渡期外“中人”的養(yǎng)老金待遇測(cè)算方法一致，不再進(jìn)行單獨(dú)討論。

3、十年過(guò)渡期內(nèi)“中人”養(yǎng)老金待遇。改革后，十年過(guò)渡期內(nèi)t年a歲的“中人”退休后第一年領(lǐng)取的養(yǎng)老保險(xiǎn)為：

其中，c4為每年按《決定》發(fā)放的超出部分比例。

本文得到十年過(guò)渡期外和十年過(guò)渡期內(nèi)的“中人”t年a歲的養(yǎng)老金財(cái)富為：

其中，Si，j為i歲的參保人員在j歲時(shí)仍存活的概率，b為法定退休年齡，n為最大存活年齡，ge為養(yǎng)老保險(xiǎn)增長(zhǎng)率，ρ為主觀貼現(xiàn)因子。

三、實(shí)證研究

（一）實(shí)證模型。本文的研究范圍為2018年工作人員的“中人”，研究改革后養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)居民消費(fèi)的影響。

其中，i為調(diào)查的個(gè)體；lnyi指居民消費(fèi)（取對(duì)數(shù)）；lnSSWi指養(yǎng)老金財(cái)富（取對(duì)數(shù)）為核心解釋變量；Xi為其他控制變量，包含個(gè)人控制變量及家庭控制變量。

被解釋變量居民消費(fèi)分為家庭總消費(fèi)、家庭必要型消費(fèi)、家庭文教娛樂(lè)消費(fèi)。個(gè)人特征層面的變量包括：是否是家庭決策人、是否居住地為城市、健康狀況、是否結(jié)婚、最高學(xué)歷以及個(gè)人收入（取對(duì)數(shù)）。家庭特征層面的變量包括：家庭總收入（取對(duì)數(shù)）、子女?dāng)?shù)量、同灶吃飯的人數(shù)以及是否擁有房屋。

如果養(yǎng)老金財(cái)富和誤差項(xiàng)相關(guān)，則會(huì)導(dǎo)致式（12）存在內(nèi)生性，從而產(chǎn)生OLS估計(jì)值不一致的問(wèn)題。本文參考劉子蘭等（2019）選取據(jù)法定退休年齡的年數(shù)、調(diào)查當(dāng)年上年度當(dāng)?shù)卦趰徛毠つ昶骄べY作為工具變量。選取這兩個(gè)變量為工具變量的主要原因是法定退休年齡與年齡之差，即據(jù)法定退休年齡的年數(shù)，和調(diào)查當(dāng)年上年度當(dāng)?shù)卦趰徛毠つ昶骄べY，作為外生變量，在影響?zhàn)B老金財(cái)富的同時(shí)，不影響當(dāng)年居民消費(fèi)，因此可以作為工具變量。

（二）描述性統(tǒng)計(jì)。本文研究改革的“中人”群體，根據(jù)工作單位性質(zhì)為“事業(yè)單位”以及“政府部門/黨政機(jī)關(guān)/人民團(tuán)體”篩選出工作人員，并根據(jù)改革后工作年限，篩選出十年過(guò)渡期內(nèi)的“中人”和十年過(guò)渡期外的“中人”。最后，為確保數(shù)據(jù)準(zhǔn)確性，剔除掉異常值。經(jīng)過(guò)上述處理，最終獲得總樣本量為904，其中十年過(guò)渡期內(nèi)的“中人”人數(shù)為217人，十年過(guò)渡期外的“中人”為687人。表1為主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。（表1）

表1 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)一覽表

從表1可以看出，最高學(xué)歷為高等教育的樣本占總體樣本的62.2%，比例較大，主要原因是機(jī)關(guān)事業(yè)單位招聘中設(shè)置招聘門檻為高等教育學(xué)歷，因此教育水平高的群體進(jìn)入機(jī)關(guān)事業(yè)單位的機(jī)會(huì)更大。

四、回歸結(jié)果

表2為改革后養(yǎng)老金財(cái)富影響家庭總消費(fèi)的回歸結(jié)果，工具變量法第一階段回歸得到的F統(tǒng)計(jì)量均大于10，排除弱工具變量的問(wèn)題，后續(xù)實(shí)證結(jié)果均加入工具變量，不做過(guò)多贅述。表2的第（1）列～第（3）列為全樣本回歸結(jié)果。從回歸結(jié)果可知，改革后養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)家庭總消費(fèi)有顯著正向影響，回歸結(jié)果穩(wěn)健。基于第（3）列回歸結(jié)果進(jìn)行說(shuō)明，當(dāng)其他因素保持不變時(shí)，改革后養(yǎng)老金財(cái)富每增加1%，家庭總消費(fèi)增加0.184%。表2的第（4）列～第（5）列是分別對(duì)十年過(guò)渡期外“中人”和十年過(guò)渡期內(nèi)“中人”回歸得到的回歸結(jié)果。由回歸結(jié)果可知，對(duì)于十年過(guò)渡期外“中人”來(lái)說(shuō)，改革后養(yǎng)老金財(cái)富每增加1%，家庭總消費(fèi)增加0.267%；對(duì)于十年過(guò)渡期內(nèi)“中人”來(lái)說(shuō)，改革后養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)家庭總消費(fèi)的影響不顯著。（表2）

表2 養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)家庭總消費(fèi)的影響一覽表

表3為改革后養(yǎng)老金財(cái)富影響家庭必要型消費(fèi)的回歸結(jié)果，設(shè)置類似表2。基于第（3）列回歸結(jié)果進(jìn)行說(shuō)明，當(dāng)其他因素保持不變時(shí)，改革后養(yǎng)老金財(cái)富每增加1%，家庭必要型消費(fèi)增加0.234%。表3的第（4）列～第（5）列分別是對(duì)十年過(guò)渡期外“中人”和十年過(guò)渡期內(nèi)“中人”回歸得到的回歸結(jié)果。由回歸結(jié)果可知，對(duì)于十年過(guò)渡期外“中人”來(lái)說(shuō)，改革后養(yǎng)老金財(cái)富每增加1%，家庭必要型消費(fèi)增加0.373%；對(duì)于十年過(guò)渡期內(nèi)“中人”來(lái)說(shuō)，改革后養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)家庭必要型消費(fèi)的影響不顯著。（表3）

表3 養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)家庭必要型消費(fèi)的影響一覽表

表4為改革后養(yǎng)老金財(cái)富影響家庭文教娛樂(lè)消費(fèi)的回歸結(jié)果。從回歸結(jié)果可知，改革后養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)家庭文教娛樂(lè)消費(fèi)在逐步加入控制變量后結(jié)果不顯著，說(shuō)明改革后養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)家庭文教娛樂(lè)消費(fèi)并無(wú)顯著影響。（表4）

表4 養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)家庭文教娛樂(lè)消費(fèi)的影響一覽表

綜上所述，養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)家庭總消費(fèi)、家庭必要型消費(fèi)有顯著正向影響，對(duì)家庭文教娛樂(lè)消費(fèi)影響不顯著，其中養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)十年過(guò)渡期外“中人”的家庭消費(fèi)有顯著正向影響，但對(duì)十年過(guò)渡期內(nèi)“中人”的家庭消費(fèi)影響不顯著，主要原因是十年過(guò)渡期內(nèi)“中人”退休將至，預(yù)防性儲(chǔ)蓄偏好增強(qiáng)，從而使得改革后養(yǎng)老金財(cái)富增加對(duì)家庭消費(fèi)的激勵(lì)作用并不明顯。

五、政策建議

本文利用養(yǎng)老金財(cái)富精算模型和OLS實(shí)證模型，分析機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革后養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)居民消費(fèi)的影響。本文首先通過(guò)構(gòu)建精算模型，從微觀角度刻畫個(gè)體養(yǎng)老金財(cái)富；其次，基于2018年機(jī)關(guān)事業(yè)單位“中人”的數(shù)據(jù)，通過(guò)實(shí)證回歸，得到結(jié)論為養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)家庭總消費(fèi)、家庭必要型消費(fèi)有顯著正向影響，對(duì)家庭文教娛樂(lè)消費(fèi)影響不顯著，其中養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)十年過(guò)渡期外“中人”的家庭消費(fèi)有顯著正向影響，但對(duì)十年過(guò)渡期內(nèi)“中人”的家庭消費(fèi)影響不顯著，主要原因是十年過(guò)渡期內(nèi)“中人”退休將至，預(yù)防性儲(chǔ)蓄偏好增強(qiáng)，從而使得改革后的養(yǎng)老金財(cái)富增加對(duì)家庭消費(fèi)的激勵(lì)作用并不太明顯。

總地來(lái)說(shuō)，此次改革對(duì)“中人”的影響主要集中在十年過(guò)渡期外“中人”，對(duì)十年過(guò)渡期內(nèi)“中人”影響并不明顯。因此，在制度統(tǒng)一的同時(shí)，要關(guān)注臨近退休的被改革群體。