養(yǎng)老金財富對居民消費的影響

□文/李晨曦

（首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)國際經(jīng)濟管理學(xué)院 北京）

［提要］ 本文意在討論機關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險制度改革發(fā)生后，養(yǎng)老金財富如何影響居民消費。首先，構(gòu)建養(yǎng)老金財富精算模型，從微觀角度刻畫個體養(yǎng)老金財富。其次，基于實證模型以及2018年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，運用工具變量消除內(nèi)生性問題。得到結(jié)論為改革后養(yǎng)老金財富對家庭總消費、家庭必要型消費有顯著正向影響，但對家庭文教娛樂消費影響不顯著，其中養(yǎng)老金財富對十年過渡期外“中人”的消費有顯著正向影響，但對十年過渡期內(nèi)“中人”的消費影響不顯著，主要原因是十年過渡期內(nèi)“中人”退休將至，預(yù)防性儲蓄偏好增強，因此養(yǎng)老金財富增加對居民消費的激勵作用并不明顯。因此，在養(yǎng)老保險改革的同時，應(yīng)關(guān)注臨近退休的被改革群體。

引言

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

2015年，《國務(wù)院關(guān)于機關(guān)事業(yè)單位工作人員養(yǎng)老保險制度改革的決定》（國發(fā)［2015］2號）對工作人員的養(yǎng)老保險制度進行改革，改革對象為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。此次改革使得機關(guān)事業(yè)單位與企業(yè)有相同的養(yǎng)老保險體系，因此此次改革被認(rèn)為是與城鎮(zhèn)企業(yè)職工養(yǎng)老保險制度的并軌。此次改革提升了全社會養(yǎng)老保險制度的公平性。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基數(shù)、繳費年限、個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)老保險待遇變得更加有意義。

擴大內(nèi)需是促進國內(nèi)大循環(huán)的戰(zhàn)略基點。居民消費不僅具有擴大內(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)老金財富作為資產(chǎn)的一部分，參與當(dāng)期消費決策中。當(dāng)養(yǎng)老金財富增加時，居民消費也會增加。但改革后，工作人員養(yǎng)老金待遇存在不確定性，使得他們的消費水平同樣不確定。同時，工作人員需要繳納養(yǎng)老保險費用，他們收入會減少，當(dāng)期消費也會減少。這就存在一個問題：制度并軌后工作人員消費增加還是減少？本文將對此問題進行研究。

一、文獻綜述

當(dāng)解釋變量為養(yǎng)老金財富時，學(xué)者通常使用微觀數(shù)據(jù)，根據(jù)個人繳費年限、繳費率、工資等基本情況，從養(yǎng)老保險具體政策入手，測算個人養(yǎng)老金財富，再與居民消費/儲蓄進行擬合，基本得到養(yǎng)老金財富促進消費/抑制儲蓄這一結(jié)論。Hubbard（1986）通過使用1979年的美國養(yǎng)老保險的微觀截面數(shù)據(jù)，計算未退休群體的養(yǎng)老金財富，分析得到養(yǎng)老金財富對居民儲蓄有顯著負(fù)向影響。Gale（1998）利用1983年美國消費者金融調(diào)查數(shù)據(jù)，分析認(rèn)為養(yǎng)老金對整體儲蓄的影響比較小，并通過家庭異質(zhì)性分析，認(rèn)為不同家庭的養(yǎng)老金財富差距較大，有儲蓄賬戶、受教育年限大于16年的家庭養(yǎng)老金財富對居民儲蓄的負(fù)向影響更強。

隨著國內(nèi)養(yǎng)老保險制度改革，國內(nèi)學(xué)者對養(yǎng)老金財富如何影響居民消費/儲蓄行為這一問題的關(guān)注越來越多。何立新等（2008）利用1995年和1999年CHIPS的數(shù)據(jù)分析得到養(yǎng)老金財富對家庭儲蓄有顯著替代效應(yīng)，且根據(jù)戶主年齡進行分組發(fā)現(xiàn)35～49歲家庭的養(yǎng)老金財富對居民儲蓄的替代效應(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)老金財富對居民消費支出有顯著正向影響。石陽、王滿倉（2010）基于2002～2007年中國30個省份的面板數(shù)據(jù)分析得到現(xiàn)收現(xiàn)付制養(yǎng)老金財富的部分對居民消費有顯著正向影響。孟醒、申曙光（2016）利用2004年和2009年CGSS的截面數(shù)據(jù)，通過分位數(shù)實證回歸分析發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老金財富對居民消費存在顯著正向影響。

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

二、養(yǎng)老金財富精算模型

2015年，《國務(wù)院關(guān)于機關(guān)事業(yè)單位工作人員養(yǎng)老保險制度改革的決定》（國發(fā)［2015］2號）（以下簡稱為《決定》）規(guī)定改革后“中人”基本養(yǎng)老保險由基礎(chǔ)養(yǎng)老金、個人賬戶養(yǎng)老金、過渡性養(yǎng)老金、職業(yè)年金組成。與此同時，《決定》對十年過渡期內(nèi)（2014年10月1日至2024年9月30日）的“中人”實行保底限高的政策，這就使得十年過渡期內(nèi)“中人”養(yǎng)老保險待遇與十年過渡期外“中人”養(yǎng)老保險待遇的測算略有不同。因此，本文將對兩群體的養(yǎng)老金財富精算模型分別進行測算。假設(shè)當(dāng)前為參保人員參保的第t年且此時參保人員為a歲，且“中人”連續(xù)繳費直到退休，不存在無法領(lǐng)取養(yǎng)老保險的情況。

（一）十年過渡期外“中人”的養(yǎng)老金財富精算模型

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)化月平均繳費工資的平均值為基數(shù)，繳費每滿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）計發(fā)公式如下：

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

其中，c1為本人養(yǎng)老保險繳費率，wt為本人當(dāng)前月平均繳費工資，gw為本人繳費工資增長率，rw為個人賬戶養(yǎng)老金收益率，m為計發(fā)月數(shù)。

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

其中，R為計發(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)年金儲存額分?jǐn)偟矫總€計發(fā)月上。退休后第一年每月領(lǐng)取的職業(yè)年金（B4）計發(fā)公式如下：

其中，c2為職業(yè)年金繳費率，rz為職業(yè)年金收益率。

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

（二）十年過渡期內(nèi)“中人”的養(yǎng)老金財富精算模型?！稕Q定》對十年過渡期內(nèi)“中人”實行的保底限高政策，具體規(guī)定如下：如果新政策（基礎(chǔ)養(yǎng)老金+個人賬戶養(yǎng)老金+過渡性養(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。十年過渡期內(nèi)“中人”新政策的養(yǎng)老金待遇測算與十年過渡期外“中人”的養(yǎng)老金待遇測算方法一致，不再進行單獨討論。

3、十年過渡期內(nèi)“中人”養(yǎng)老金待遇。改革后，十年過渡期內(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。

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

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

三、實證研究

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

其中，i為調(diào)查的個體；lnyi指居民消費（取對數(shù)）；lnSSWi指養(yǎng)老金財富（取對數(shù)）為核心解釋變量；Xi為其他控制變量，包含個人控制變量及家庭控制變量。

被解釋變量居民消費分為家庭總消費、家庭必要型消費、家庭文教娛樂消費。個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)歷以及個人收入（取對數(shù)）。家庭特征層面的變量包括：家庭總收入（取對數(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)老金財富和誤差項相關(guān)，則會導(dǎo)致式（12）存在內(nèi)生性，從而產(chǎn)生OLS估計值不一致的問題。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老金財富的同時，不影響當(dāng)年居民消費，因此可以作為工具變量。

（二）描述性統(tǒng)計。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/黨政機關(guān)/人民團體”篩選出工作人員，并根據(jù)改革后工作年限，篩選出十年過渡期內(nèi)的“中人”和十年過渡期外的“中人”。最后，為確保數(shù)據(jù)準(zhǔn)確性，剔除掉異常值。經(jīng)過上述處理，最終獲得總樣本量為904，其中十年過渡期內(nèi)的“中人”人數(shù)為217人，十年過渡期外的“中人”為687人。表1為主要變量的描述性統(tǒng)計。（表1）

表1 主要變量描述性統(tǒng)計一覽表

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入機關(guān)事業(yè)單位的機會更大。

四、回歸結(jié)果

表2為改革后養(yǎng)老金財富影響家庭總消費的回歸結(jié)果，工具變量法第一階段回歸得到的F統(tǒng)計量均大于10，排除弱工具變量的問題，后續(xù)實證結(jié)果均加入工具變量，不做過多贅述。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)老金財富對家庭總消費有顯著正向影響，回歸結(jié)果穩(wěn)健?；诘冢?）列回歸結(jié)果進行說明，當(dāng)其他因素保持不變時，改革后養(yǎng)老金財富每增加1%，家庭總消費增加0.184%。表2的第（4）列～第（5）列是分別對十年過渡期外“中人”和十年過渡期內(nèi)“中人”回歸得到的回歸結(jié)果。由回歸結(jié)果可知，對于十年過渡期外“中人”來說，改革后養(yǎng)老金財富每增加1%，家庭總消費增加0.267%；對于十年過渡期內(nèi)“中人”來說，改革后養(yǎng)老金財富對家庭總消費的影響不顯著。（表2）

表2 養(yǎng)老金財富對家庭總消費的影響一覽表

表3為改革后養(yǎng)老金財富影響家庭必要型消費的回歸結(jié)果，設(shè)置類似表2。基于第（3）列回歸結(jié)果進行說明，當(dāng)其他因素保持不變時，改革后養(yǎng)老金財富每增加1%，家庭必要型消費增加0.234%。表3的第（4）列～第（5）列分別是對十年過渡期外“中人”和十年過渡期內(nèi)“中人”回歸得到的回歸結(jié)果。由回歸結(jié)果可知，對于十年過渡期外“中人”來說，改革后養(yǎng)老金財富每增加1%，家庭必要型消費增加0.373%；對于十年過渡期內(nèi)“中人”來說，改革后養(yǎng)老金財富對家庭必要型消費的影響不顯著。（表3）

表3 養(yǎng)老金財富對家庭必要型消費的影響一覽表

表4為改革后養(yǎng)老金財富影響家庭文教娛樂消費的回歸結(jié)果。從回歸結(jié)果可知，改革后養(yǎng)老金財富對家庭文教娛樂消費在逐步加入控制變量后結(jié)果不顯著，說明改革后養(yǎng)老金財富對家庭文教娛樂消費并無顯著影響。（表4）

表4 養(yǎng)老金財富對家庭文教娛樂消費的影響一覽表

綜上所述，養(yǎng)老金財富對家庭總消費、家庭必要型消費有顯著正向影響，對家庭文教娛樂消費影響不顯著，其中養(yǎng)老金財富對十年過渡期外“中人”的家庭消費有顯著正向影響，但對十年過渡期內(nèi)“中人”的家庭消費影響不顯著，主要原因是十年過渡期內(nèi)“中人”退休將至，預(yù)防性儲蓄偏好增強，從而使得改革后養(yǎng)老金財富增加對家庭消費的激勵作用并不明顯。

五、政策建議

本文利用養(yǎng)老金財富精算模型和OLS實證模型，分析機關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險制度改革后養(yǎng)老金財富對居民消費的影響。本文首先通過構(gòu)建精算模型，從微觀角度刻畫個體養(yǎng)老金財富；其次，基于2018年機關(guān)事業(yè)單位“中人”的數(shù)據(jù)，通過實證回歸，得到結(jié)論為養(yǎng)老金財富對家庭總消費、家庭必要型消費有顯著正向影響，對家庭文教娛樂消費影響不顯著，其中養(yǎng)老金財富對十年過渡期外“中人”的家庭消費有顯著正向影響，但對十年過渡期內(nèi)“中人”的家庭消費影響不顯著，主要原因是十年過渡期內(nèi)“中人”退休將至，預(yù)防性儲蓄偏好增強，從而使得改革后的養(yǎng)老金財富增加對家庭消費的激勵作用并不太明顯。

總地來說，此次改革對“中人”的影響主要集中在十年過渡期外“中人”，對十年過渡期內(nèi)“中人”影響并不明顯。因此，在制度統(tǒng)一的同時，要關(guān)注臨近退休的被改革群體。