范紹豐

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

一、引 言

代際收入流動①本文的代際收入流動特指相對代際收入流動，即子代收入與父代收入的關(guān)聯(lián)強(qiáng)度。是收入分配動態(tài)演變的表征，對于推進(jìn)相對貧困治理和共同富裕具有重要意義。邏輯上講，代際收入流動性強(qiáng)有利于中低收入家庭后代向上流動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、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代際收入流動。然而，當(dāng)前社會保障領(lǐng)域仍存在不平衡不充分問題，調(diào)節(jié)居民收入差距的作用有限。李實(shí)和朱夢冰［1］測算發(fā)現(xiàn)，中國個人養(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，中國居民可支配收入基尼系數(shù)達(dá)到0.468，②《中國的全面小康》白皮書新聞發(fā)布會答記者問[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2021年國民經(jīng)濟(jì)和社會發(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，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保險(xiǎn)制度為主體的社會保障制度，使之有利于縮小收入差距和促進(jìn)代際收入流動，讓不同階層群體公平共享現(xiàn)代化成果，形成合理、暢通、有序的社會流動秩序。那么，值得思考的是，目前社會保險(xiǎn)是否能促進(jìn)代際收入流動？社會保險(xiǎn)影響代際收入流動的機(jī)制是什么？鮮有研究對此進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。為此，本文利用2010—2018年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)社會保險(xiǎn)對代際收入流動的影響和作用機(jī)制，以便剖析和補(bǔ)齊社會保險(xiǎn)制度短板，更好地助力代際收入流動和共同富裕建設(shè)。

本文的邊際貢獻(xiàn)主要在于：第一，已有研究主要關(guān)注人力資本和社會資本對代際收入流動的影響，本文率先實(shí)證考察社會保險(xiǎn)對代際收入流動的影響和作用機(jī)制，將代際收入流動影響機(jī)制拓展到社會保障領(lǐng)域，豐富了代際收入流動影響因素的文獻(xiàn)。第二，盡管較多研究考察了社會保險(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，較少對以代際層面和持久收入為基礎(chǔ)的長期再分配效應(yīng)展開論證和檢驗(yàn)，本文有利于豐富社會保險(xiǎn)對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)生性問題，運(yùn)用傾向得分匹配法解決樣本選擇偏差問題，并采用代際收入百分位排序關(guān)聯(lián)系數(shù)測量代際收入流動，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，社會保險(xiǎn)發(fā)揮“實(shí)現(xiàn)平等、減輕剝奪”的再分配效應(yīng)［2］。可是，安德森［3］指出，社會保險(xiǎn)亦是一個“分層化”體系。岳經(jīng)綸等［4］認(rèn)為“福利分層”制約了中國社會保障的再分配效應(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，導(dǎo)致階層地位固化。何文炯［6］認(rèn)為，社會保障項(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］使用中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)得出中國基本醫(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］對此解釋，發(fā)現(xiàn)問題根源在于醫(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)，社會保險(xiǎn)有利于改善收入不平等。李實(shí)等［11］發(fā)現(xiàn)，社會保障正向調(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)村社會保障有效縮小了農(nóng)村居民收入差距。呂承超和邵長花［13］進(jìn)一步得出全國和各省份農(nóng)村社會保障均發(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)，考察社會保險(xiǎn)的長期再分配效應(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)社會保障有利于改善收入分配，但城鎮(zhèn)社會保障更顯著，農(nóng)村社會保障呈現(xiàn)“逆向轉(zhuǎn)移”。Cai和Xu［16］基于1988—2018年中國家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)社會保障政策積極的再分配效應(yīng)不斷改善，使中國基尼系數(shù)降低了0.056個百分點(diǎn)。以上表明，社會保險(xiǎn)對收入不平等的影響并未達(dá)成學(xué)術(shù)共識。

在收入不平等對代際收入流動的影響上，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］研究美國代際收入流動性時發(fā)現(xiàn)“了不起的蓋茨比曲線”，即收入越不平等，代際收入流動性越低。為此，他提出為相對弱勢群體提供更多的社會福利，提高兒童人力資本。Amaral等［18］檢驗(yàn)美國、加拿大和八個歐洲國家收入不平等和代際流動之間的關(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)論在中國同樣適用。

總體上看，已有研究探討中國社會保險(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)注社會保險(xiǎn)的代內(nèi)收入分配效應(yīng)，鮮有對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“社會最低受惠值水平延伸到最大化改善最不利者后代的長遠(yuǎn)前景”［20］。因此，這就需要拓展社會保險(xiǎn)對代際收入流動的研究，增強(qiáng)社會保險(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)的長期再分配效應(yīng)。因此，有必要將代際收入流動視角納入社會保險(xiǎn)的收入分配效應(yīng)之中。第三，盡管社會保險(xiǎn)對收入分配的影響尚未凝聚成學(xué)術(shù)共識，但收入不平等與代際收入流動存在顯著相關(guān)。這表明，社會保險(xiǎn)與代際收入流動之間可能存在因果關(guān)系。因此，需要從理論和實(shí)證進(jìn)一步廓清社會保險(xiǎn)究竟是促進(jìn)還是抑制代際收入流動。第四，已有文獻(xiàn)證明了人力資本、社會資本對代際收入流動具有顯著影響。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。對代際收入流動性的影響，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。遺憾的是，該研究聚焦宏觀層面的政府總支出，既無法考察微觀個體間不同的公共服務(wù)分配對代際收入流動的影響，也未單獨(dú)檢驗(yàn)社會保險(xiǎn)對代際收入流動的直接影響，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)有社會保險(xiǎn)項(xiàng)目將保障待遇與繳費(fèi)水平掛鉤，實(shí)行浸潤著規(guī)則公平的“多繳多得”，由此使得社會保險(xiǎn)待遇水平在城鄉(xiāng)、區(qū)域和群體間差距較大。同時，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?？梢姡鐣ｋU(xiǎn)的繳費(fèi)和待遇環(huán)節(jié)均存在逆向收入分配問題。因此，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，高收入群體在社會保險(xiǎn)中獲益更多［22-23］。以上表明，社會保險(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：社會保險(xiǎn)會顯著抑制代際收入流動。

社會保險(xiǎn)的不同維度是如何通過不同的作用機(jī)制影響代際收入流動呢？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水平。因此，本文從社會保險(xiǎn)影響人力資本、財(cái)富資本和借貸資本三個方面來分析社會保險(xiǎn)影響代際收入流動的作用機(jī)制。

人力資本是解釋個人收入的最重要變量之一，對代際收入流動具有重要影響［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［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［23］。根據(jù)預(yù)防性儲蓄理論，社會保險(xiǎn)有利于減少家庭未來面臨的不確定性，因此，會減少家庭預(yù)防性儲蓄和釋放消費(fèi)［24］，進(jìn)而促進(jìn)子代的人力資本投資。但是，由于中國養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)等社會保險(xiǎn)制度供給不足，使得參保居民依賴個人儲蓄進(jìn)行自我保障［25］。尤其是對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)期很難通過財(cái)富替代和降低風(fēng)險(xiǎn)的渠道減少家庭儲蓄，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)化為儲蓄［26］。同時，高收入家庭受益于養(yǎng)老保險(xiǎn)高回報(bào)率帶來的終生財(cái)富增長，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，形成一種長期的“隱形剝奪”［28］。綜上，社會保險(xiǎn)可能并未改善甚至加劇了低收入家庭和農(nóng)村家庭的劣勢處境，進(jìn)而對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性約束本身較低，通過參加社會保險(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：社會保險(xiǎn)通過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。

財(cái)富資本是家庭經(jīng)濟(jì)長期穩(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子代的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)移和投資，實(shí)現(xiàn)子代向上流動。謝若登［29］認(rèn)為，對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，但對農(nóng)村家庭和總資產(chǎn)較低的家庭沒有顯著影響。這表明，社會保險(xiǎn)對家庭財(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。據(jù)此，筆者提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)3：社會保險(xiǎn)通過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。

家庭借貸對代際收入流動具有重要影響。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正規(guī)金融借貸實(shí)現(xiàn)收入增長［32］。社會保險(xiǎn)從兩個方面可以改善家庭借貸狀況：一方面，社會保險(xiǎn)對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。據(jù)此，筆者提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)4：社會保險(xiǎn)通過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。

四、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用2010—2018年五期中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)構(gòu)造平衡面板數(shù)據(jù)，同時，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25個省市地區(qū)，因此，可被視為一個具有全國代表性樣本。第二，該調(diào)查對個體、家庭層面信息開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)社會生活的各方面資料，因而滿足本研究對變量的所有需求。由于研究代際收入流動需要形成父代與子代的有效樣本配對，因此，本文依據(jù)CFPS家庭關(guān)系庫信息，利用被訪問者及其父代的個人編碼在成人庫中進(jìn)行配對。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）為減少暫時性沖擊影響，剔除父代年齡超過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個有效的父代與子代配對的觀測值。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）變量說明

1.被解釋變量

本文被解釋變量是子代個人年總收入，包括工資性收入、經(jīng)營性收入。為降低暫時性收入偏差對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。且回歸時取自然對數(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、對人們收入影響最大的社會保險(xiǎn)類型，能夠較好地代表社會保險(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)保樣本觀測值僅有38個和15個，本文暫不單獨(dú)分析。另外，解釋變量中包括父代個人年總收入，由于經(jīng)典模型中已經(jīng)包含，本文不做詳細(xì)說明。具體而言，根據(jù)CFPS問卷設(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)?；蛐罗r(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、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題，即個體參與社會保險(xiǎn)可能是代際收入流動的結(jié)果而并非影響代際收入流動的原因。而且，還可能存在同時影響子代收入和社會保險(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（不包括樣本個體）”作為工具變量。同社區(qū)居民之間的信息傳遞、社會網(wǎng)絡(luò)以及其內(nèi)部形成的社會規(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體參?？赡苄韵嚓P(guān)，但并不會直接影響樣本個體的收入水平，受訪樣本所在社區(qū)的其他樣本個體的參保傾向相對于受訪者的社會保險(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、自評健康狀況等。其中，對于性別變量，將男性賦值為1，女性賦值為0；對于婚姻狀態(tài)變量，將有配偶賦值為1，其他賦值為0；對于自評健康狀況變量，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，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個省市自治區(qū)，劃分為東中西三個地區(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，子代個人年總收入均值為14 335.910元，高于父代個人年總收入均值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?？傮w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1%時，子代收入約增長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?，代際收入彈性值呈現(xiàn)先下降后逐漸上升的U型態(tài)勢。

（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對父子配對；c表示子代；f表示父代；x表示區(qū)縣；Y表示個體年收入；考慮到個人收入隨著年齡增長呈倒U型變化趨勢，因而在控制變量Z中同時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)擾動項(xiàng)；β1是子代收入對父代收入的代際彈性，1-β1則反映代際收入流動性。

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

其中，I表示社會保險(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，引入社會保險(xiǎn)與父代收入的交互項(xiàng)，對上述回歸模型進(jìn)行再擴(kuò)展：

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

五、實(shí)證結(jié)果和分析

（一）基準(zhǔn)回歸分析

根據(jù)模型（3），對收入代際彈性進(jìn)行基準(zhǔn)回歸分析。為了驗(yàn)證社會保險(xiǎn)影響代際流動性的理論假設(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1%時，子代收入約增長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)保對代際收入彈性的影響。結(jié)果表明，控制了個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。同時，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)對代際收入流動未產(chǎn)生顯著影響。

表2 社會保險(xiǎn)對代際收入流動影響的OLS回歸結(jié)果

續(xù)表

表3為參加不同社會保險(xiǎn)類型對代際收入流動性的影響。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)合對代際收入流動影響的回歸結(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)保與父代個人年總收入自然對數(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)了父代收入對子代收入的影響，顯著抑制了代際收入流動。列（3）顯示，城鎮(zhèn)職工醫(yī)保與父代個人年總收入自然對數(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)保對代際收入流動無顯著影響。列（5）顯示，新農(nóng)合與父代個人年總收入自然對數(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，但由于作用有限并不具有統(tǒng)計(jì)顯著性。

表3 不同社會保險(xiǎn)類型對代際收入流動性的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)社會保險(xiǎn)對代際收入流動的影響，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)生性問題。新農(nóng)合與父代收入對數(shù)交互項(xiàng)的統(tǒng)計(jì)量并未通過顯著性檢驗(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)與父代收入對數(shù)交互項(xiàng)系數(shù)依然顯著為正，這表明對于全樣本而言，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)保對代際收入流動的影響失去了顯著性。無論是參加職工醫(yī)保還是新農(nóng)合依然不對代際收入流動產(chǎn)生顯著影響。此外，本文還采用了對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，本文從變量測量方法和估計(jì)方法兩個方面進(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)定的流動性估計(jì)，因?yàn)閷?shù)子代收入和對數(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量，增加了收入變量的測量誤差，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，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

是否參加社會保險(xiǎn)是居民自愿選擇的結(jié)果，因而實(shí)證分析時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題，對參加社會保險(xiǎn)的樣本和未參加社會保險(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)測量代際收入流動。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。具體來說，參加養(yǎng)老保險(xiǎn)與父代個人年總收入自然對數(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)對代際收入流動的影響依然不顯著。

（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，認(rèn)為子代出身于高收入群體，對應(yīng)虛擬變量取值為1，反之出身于低收入群體，對應(yīng)虛擬變量取值為0。表5中，列（1）和列（2）分別為社會保險(xiǎn)對低收入父代家庭和高收入父代家庭代際收入流動的影響?；貧w結(jié)果顯示，參加養(yǎng)老保險(xiǎn)和城鎮(zhèn)居民醫(yī)保對代際收入流動的抑制作用在低收入父代家庭中更加顯著?？赡艿脑蚴牵捎诘褪杖爰彝ッ媾R收入約束，社會保險(xiǎn)繳費(fèi)會進(jìn)一步增加經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)。同時，社會保險(xiǎn)保障水平偏低，使得低收入家庭可能會傾向于增加自我儲蓄，這進(jìn)一步導(dǎo)致低收入家庭對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)對城鎮(zhèn)地區(qū)居民代際收入流動的抑制作用更顯著。同時，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，主要原因是參加新農(nóng)合的農(nóng)村子代流動人口的代際收入流動性得到提升，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)證社會保險(xiǎn)是否通過人力資本影響代際收入流動，本文運(yùn)用2SLS模型和傾向得分匹配法分別考察社會保險(xiǎn)對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”對子代教育人力資本進(jìn)行測度；并將“健康自評狀況”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子代教育人力資本投資的程度；健康狀況直接反映個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個百分點(diǎn)，且在5%水平上顯著，但并未對低收入家庭子代教育培訓(xùn)支出產(chǎn)生顯著影響。同時，無論是參加城鎮(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)抑制代際收入流動可以通過擴(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傳導(dǎo)。同時，參加養(yǎng)老保險(xiǎn)和參加醫(yī)療保險(xiǎn)均未對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，健康并不是社會保險(xiǎn)影響代際收入流動的作用渠道。

個體較好的人力資本積累有利于增加有效勞動力供給和助推高質(zhì)量就業(yè)，從而有利于獲得較高的勞動收入。因此，為進(jìn)一步拓展社會保險(xiǎn)對子代人力資本的影響，本文利用傾向得分匹配法考察社會保險(xiǎn)對子代勞動力供給和供給質(zhì)量的影響。其中，勞動力供給用子代“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，且并未對低收入家庭子代就業(yè)產(chǎn)生顯著影響。同時，參加養(yǎng)老保險(xiǎn)和城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)均未對子代就業(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)主要是通過促進(jìn)高收入家庭子代就業(yè)參與，從而增加其勞動收入，進(jìn)而降低了代際收入流動性。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)主要是通過就業(yè)質(zhì)量而非就業(yè)參與影響代際收入流動。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。但是，城鎮(zhèn)居民醫(yī)保對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的影響渠道。新農(nóng)合對農(nóng)村低收入家庭子代流動人口的就業(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保險(xiǎn)對家庭金融資產(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，參加養(yǎng)老保險(xiǎn)和城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)均未對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)對代際收入流動的抑制作用主要是通過金融資產(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)對代際收入流動產(chǎn)生抑制作用的影響渠道。在醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭財(cái)富資本的影響上，參加醫(yī)療保險(xiǎn)對城鎮(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，但對低收入家庭影響更加顯著。參加新農(nóng)合僅對農(nóng)村低收入流動群體的凈資產(chǎn)具有顯著促進(jìn)作用。這表明，醫(yī)療保險(xiǎn)對城鎮(zhèn)地區(qū)居民代際收入流動的促進(jìn)作用主要是通過縮小低收入家庭與高收入家庭凈資產(chǎn)差距來實(shí)現(xiàn)的。相反，城鎮(zhèn)居民醫(yī)保對城鎮(zhèn)高收入家庭的金融資產(chǎn)具有顯著正向影響，但對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。

（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)模”反映家庭借貸資本的程度，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保險(xiǎn)對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)村高收入流動群體的借貸約束顯著增加了12個百分點(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。

七、結(jié)論和政策建議

本文基于2010—2018年中國家庭追蹤調(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)測量方法，實(shí)證分析社會保險(xiǎn)對代際收入流動的影響。研究發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老保險(xiǎn)顯著抑制了代際收入流動，醫(yī)療保險(xiǎn)則有利于促進(jìn)代際收入流動。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，同時城鎮(zhèn)居民醫(yī)保也抑制了代際收入流動，但新農(nóng)合對農(nóng)村流動人口的代際收入流動產(chǎn)生了顯著正向影響。異質(zhì)性分析表明，社會保險(xiǎn)對代際收入流動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保險(xiǎn)顯著影響代際收入流動的渠道。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。

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瑥亩⒌褪杖爰彝コB(tài)化保障機(jī)制，增強(qiáng)社會保險(xiǎn)對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，減少子代參與勞動力市場的后顧之憂及促進(jìn)低收入家庭資產(chǎn)積累，夯實(shí)代際收入流動的物質(zhì)基礎(chǔ)。

第三，提高社會保險(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)全國統(tǒng)籌，根據(jù)民眾基本生活需求測算繳費(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。總之，需要實(shí)現(xiàn)社會保險(xiǎn)更加公平正義，推進(jìn)群體、城鄉(xiāng)、地區(qū)基本社會保障權(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，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)其收入向上流動。