我國(guó)養(yǎng)老金不平等對(duì)家庭代際經(jīng)濟(jì)交換的影響*

陽(yáng)義南 肖建華 黃秀女

(1華南理工大學(xué)公共管理學(xué)院，廣東廣州，510641；2華東理工大學(xué)社會(huì)與公共管理學(xué)院，上海，200237)

一、引言

基于人口紅利等原因，在30多年前參加現(xiàn)收現(xiàn)付(PAYG)養(yǎng)老金制度的職工領(lǐng)取的養(yǎng)老金總額大于繳費(fèi)總額，是凈獲益者；但到了20世紀(jì)70年代末，由于人口條件改變，后面幾代參保人的養(yǎng)老金財(cái)富卻出現(xiàn)受損。這就產(chǎn)生了養(yǎng)老金財(cái)富由后幾代向前幾代轉(zhuǎn)移的現(xiàn)象[1-5]。對(duì)于早期幾代人的養(yǎng)老金獲益，Barro指出，老人會(huì)增加遺產(chǎn)給下一代，或減少后代的經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)[6]。Aaron也發(fā)現(xiàn)，很多老人會(huì)有意無意地留下遺產(chǎn)，即使沒有遺產(chǎn)留下，也減少了后代的經(jīng)濟(jì)支持[7-8]。Becker則指出，當(dāng)前一代與子孫后代的相對(duì)資源的每一種變化，都會(huì)被來自遺贈(zèng)的方向相反的變化所抵消，既不會(huì)提高當(dāng)前一代的實(shí)際財(cái)富(或消費(fèi))，也不會(huì)減少后代的實(shí)際財(cái)富(或消費(fèi))[9]。Hurd進(jìn)一步指出，遺產(chǎn)的抵消程度取決于社會(huì)保障給付增加的邊際消費(fèi)傾向，當(dāng)邊際消費(fèi)傾向等于0時(shí)，遺贈(zèng)可以完全抵消掉年輕一代向老人的轉(zhuǎn)移，如果邊際消費(fèi)傾向等于或大于1，則會(huì)抵消一部分[10]。Caballé和Fuster指出，社會(huì)保障對(duì)代際轉(zhuǎn)移的影響在很大程度上取決于父代的利他主義動(dòng)機(jī)。這些研究說明，養(yǎng)老金會(huì)進(jìn)一步影響家庭內(nèi)部的代際經(jīng)濟(jì)交換行為[11]。

不僅如此，同一代人的不同人群之間也存在養(yǎng)老金財(cái)富轉(zhuǎn)移，如低收入與高收入、未婚職工與已婚夫婦、長(zhǎng)壽者與早逝者等[12-14]。這意味著，盡管早期幾代人都會(huì)從養(yǎng)老金制度的代際轉(zhuǎn)移中獲益，但有的人群獲益更多，有的人群則獲益較少，二者并不是對(duì)等的?？紤]到對(duì)家庭代際經(jīng)濟(jì)交換的影響，養(yǎng)老金賺得多的老人給子孫的會(huì)更多或拿得更少，養(yǎng)老金賺得少的老人則給得少或拿得多。

這種差異在中國(guó)“碎片化”的養(yǎng)老金制度下可能顯得更為突出。目前，我國(guó)一些老人還沒有養(yǎng)老金(養(yǎng)老金覆蓋率約85%[15])，而有養(yǎng)老金的老人之間的待遇也很不平等。2017年城鎮(zhèn)職工月均基本養(yǎng)老金約2500元[16]，而2011年機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員的退休金是企業(yè)人員的2～3倍，離休金還會(huì)更高[17]?！案刹俊睜敔?本文簡(jiǎn)稱祖父輩老人為“爺爺”)很可能會(huì)將比較多的養(yǎng)老金財(cái)富轉(zhuǎn)移給子孫，需要子孫的供養(yǎng)最少?！奥毠ぁ睜敔斵D(zhuǎn)移的養(yǎng)老金會(huì)少一些，需要的供養(yǎng)也會(huì)多一些。但“農(nóng)民”爺爺很可能沒有養(yǎng)老金轉(zhuǎn)移，需要子孫的供養(yǎng)最多。

這“一加一減”的影響效應(yīng)具體有多大?從文獻(xiàn)檢索的結(jié)果來看，目前還很少有來自實(shí)證研究的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)和估計(jì)結(jié)果。鑒于此，本文利用CLHLS最新發(fā)布的2014年調(diào)查數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)我國(guó)養(yǎng)老金制度對(duì)家庭代際經(jīng)濟(jì)交換的影響效應(yīng)。本文的貢獻(xiàn)主要有兩點(diǎn):第一，將養(yǎng)老金這種延遲收入納入代際經(jīng)濟(jì)交換的影響因素，而已有研究都只關(guān)注工資、獎(jiǎng)金、津貼、補(bǔ)貼等當(dāng)期收入；第二，已有研究往往只考察單向(“一加”或“一減”)的代際經(jīng)濟(jì)交換，而本文不僅考察了雙向代際經(jīng)濟(jì)交換(“一加一減”的凈值)，而且考慮了代際經(jīng)濟(jì)交換中可能存在的中介效應(yīng)，從而更能反映養(yǎng)老金影響代際經(jīng)濟(jì)交換的真實(shí)結(jié)果和全部面貌。此外，本文還可以豐富有關(guān)我國(guó)養(yǎng)老金制度分配效應(yīng)的研究，不再囿于代際、代內(nèi)兩種分配效應(yīng)。

二、文獻(xiàn)回顧

學(xué)者們很早就發(fā)現(xiàn)中國(guó)養(yǎng)老金制度存在代際財(cái)富轉(zhuǎn)移。劉貴平利用勞動(dòng)部全國(guó)城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)用數(shù)據(jù)測(cè)算發(fā)現(xiàn)，2025年前工資增長(zhǎng)率與勞動(dòng)人口增長(zhǎng)率之和大于利率，2025—2035年“阿倫條件”不再成立，但2035年之后“阿倫條件”又會(huì)重新成立[18]。任若恩等采用代際核算方法分析發(fā)現(xiàn)，2002年出生的這一代城鎮(zhèn)男性的養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)為878.7億元，養(yǎng)老金收入為249.4億元(是受損者)，而2032年這一代男性的養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)達(dá)到最大值2001.9億元(最吃虧)。如果不推行機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革，則未來代的負(fù)擔(dān)將比現(xiàn)存代高78%～115%，代際不平衡的情況更加嚴(yán)重[19]。何立新發(fā)現(xiàn)，在1997年改革方案下，養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)與待遇基本持平的是2002年35歲左右那代人(1967年生)，而在2005年改革方案下基本持平的是2002年30歲左右那代人(1972年生)[20]。

更突出的問題是“覆蓋缺口”“碎片化”“雙軌制”等造成的養(yǎng)老金不平等。李實(shí)、趙人偉和高霞利用CHIP數(shù)據(jù)測(cè)算出2002年離休人員養(yǎng)老金比退休人員高71%，黨政機(jī)關(guān)退休金比國(guó)企高30%～40%，比集體所有制企業(yè)高65%左右；全體離退休人員養(yǎng)老金分配的基尼系數(shù)1988年為0.219，1995年為0.274，2007年為0.304，四次調(diào)查20年間養(yǎng)老金差距擴(kuò)大了近40%[21]。侯慧麗和程杰利用CULS 3數(shù)據(jù)測(cè)算發(fā)現(xiàn)，相比老年人與年輕人之間的代際養(yǎng)老金差距，退休人口的代內(nèi)養(yǎng)老金收入差距更為突出，機(jī)關(guān)事業(yè)單位人均退休金為2530元，企業(yè)職工平均退休金是1604元，而其他人員的平均退休金為915元，除身份之外，地區(qū)、退休前的收入和行業(yè)也是養(yǎng)老金差距擴(kuò)大的主要因素[22]。童素娟等通過對(duì)浙江省的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，機(jī)關(guān)退休金月均5000多元，事業(yè)單位月均4000多元，而企業(yè)平均為2091元[23]。王亞珂利用2008年CHARLS利用數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，由于覆蓋面較低，養(yǎng)老保險(xiǎn)制度沒有改變?nèi)w居民的財(cái)產(chǎn)分布差距，僅對(duì)制度內(nèi)參保人具有再分配效應(yīng)[24]。李培和劉苓玲分析發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老保險(xiǎn)擴(kuò)面具有明顯的收入分配和再分配效應(yīng)，且再分配效應(yīng)是累進(jìn)的[25]。

在同一制度內(nèi)，王曉軍和康博威使用統(tǒng)計(jì)模擬和精算方法，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)不同就業(yè)類型、收入水平、性別、繳費(fèi)年限、壽命等人群起到了預(yù)期的收入分配作用[26]。張勇基于終身收入法構(gòu)建了我國(guó)基礎(chǔ)養(yǎng)老金精算模型，發(fā)現(xiàn)2005年改革后高收入者再分配效應(yīng)的增量要大于低收入者，養(yǎng)老保險(xiǎn)制度在不同收入者之間的再分配效應(yīng)降低[27]。許志濤發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老保險(xiǎn)制度能調(diào)節(jié)不同所有制企業(yè)職工之間的收入分配差距，但地區(qū)之間的收入再分配基本不存在[28]。

可見，我國(guó)的養(yǎng)老金不平等，既表現(xiàn)在不同制度的參保人之間(機(jī)關(guān)事業(yè)單位、企業(yè)、農(nóng)民或居民、無養(yǎng)老金者)，也表現(xiàn)在同一制度下的不同參保群體之間。同時(shí)，類似于發(fā)達(dá)國(guó)家的情形，不僅代與代之間存在養(yǎng)老金財(cái)富轉(zhuǎn)移，同一代不同人群之間也存在養(yǎng)老金財(cái)富轉(zhuǎn)移。

關(guān)于我國(guó)家庭代際經(jīng)濟(jì)交換的研究文獻(xiàn)比較豐富。郭志剛和陳功將財(cái)富從子女流向老年人定義為供養(yǎng)，而從老年人流向子女定義為撫養(yǎng)，并將凈供養(yǎng)定義為供養(yǎng)金額減去撫養(yǎng)金額的差值。他們發(fā)現(xiàn)，城市總體上是子女在供養(yǎng)老人，每個(gè)老人平均能從子女一代得到凈供養(yǎng)53.4元，但男性老人是在撫養(yǎng)子女，凈給子女89.78元；農(nóng)村男女老人都是從子女一代獲得凈供養(yǎng)，其值大約為229.71元[29]。于寧調(diào)查了400名上海退休職工，發(fā)現(xiàn)約有30%退休人員的養(yǎng)老金收入被“啃老”，用于補(bǔ)貼子女甚至孫子女的生活[30]。此外，中國(guó)家庭代際轉(zhuǎn)移還呈現(xiàn)隔代向下的特征，老人給孫輩提供經(jīng)濟(jì)幫助也很普遍[31]。

一些學(xué)者也注意到了養(yǎng)老金對(duì)代際經(jīng)濟(jì)交換的影響。劉西國(guó)檢驗(yàn)了養(yǎng)老保險(xiǎn)制度是否會(huì)“擠入”或“擠出”子女給老人的經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)[32]。還有一些學(xué)者則關(guān)心養(yǎng)老金是否會(huì)影響老人對(duì)后代的經(jīng)濟(jì)撫養(yǎng)。張航空和孫磊利用上海市2003年的數(shù)據(jù)估計(jì)發(fā)現(xiàn)，城市老年人的養(yǎng)老金每增加1元，其向子女提供的經(jīng)濟(jì)支持就會(huì)增加1.2元[33]。王翌秋和陳青霞使用2011年、2013年CHARLS數(shù)據(jù)估計(jì)發(fā)現(xiàn)，領(lǐng)取“新農(nóng)?！别B(yǎng)老金增加了老人對(duì)孫子女的經(jīng)濟(jì)支持和照料時(shí)間[34]。

不難看出，上述研究只是檢驗(yàn)了養(yǎng)老金的單向效應(yīng)。但由于中國(guó)家庭呈現(xiàn)很強(qiáng)的雙向代際經(jīng)濟(jì)流動(dòng)特征[35-36]，如果只考察單向的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)移將不能反映真實(shí)的代際交換關(guān)系(沒有研究?jī)粜?yīng)、凈值)。本文將從子孫供養(yǎng)老人、老人撫養(yǎng)子孫兩個(gè)方向的凈值來考察養(yǎng)老金對(duì)代際經(jīng)濟(jì)交換的影響，并進(jìn)一步考慮了代際經(jīng)濟(jì)交換中存在的中介效應(yīng)，從而更完整地刻畫了養(yǎng)老金影響效應(yīng)的全貌。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源

本文選用中國(guó)老年健康影響因素跟蹤調(diào)查(CLHLS)2014年的數(shù)據(jù)。CLHLS數(shù)據(jù)是國(guó)內(nèi)研究老年人經(jīng)濟(jì)行為最常用的數(shù)據(jù)庫(kù)之一。2014年的調(diào)查涉及全國(guó)23個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)共計(jì)7192人。被訪者年齡1%分位數(shù)為64歲，5%分位數(shù)為70歲，最高年齡117歲，平均年齡85歲。該調(diào)查包含了老年人領(lǐng)取的退休金或養(yǎng)老金，以及老人對(duì)子孫的經(jīng)濟(jì)支持和子孫對(duì)老人的經(jīng)濟(jì)支持等相關(guān)數(shù)據(jù)，符合本文研究的數(shù)據(jù)需求。本文采用了該調(diào)查的原始樣本，未做特別的剔除。

(二)變量設(shè)定

1.被解釋變量。CLHLS問卷詢問了“近一年來，您給兒子兒媳、女兒女婿、孫子女(包括同住和不同住)提供現(xiàn)金(含實(shí)物折合)多少元?”，還詢問了“近一年來，您的兒子兒媳、女兒女婿、孫子女(包括同住和不同住)給您現(xiàn)金(含實(shí)物折合)多少元?”。我們用老人給子孫的金額(撫養(yǎng)費(fèi))減去子孫給老人的金額(供養(yǎng)費(fèi))，得到老人給子孫的凈轉(zhuǎn)移金額，包括老人給兒子兒媳的凈轉(zhuǎn)移金額(net_son)、給女兒女婿的凈轉(zhuǎn)移金額(net_dau)、給孫子女的凈轉(zhuǎn)移金額(net_grand)，還對(duì)這三個(gè)變量求和，得到老人給子孫的凈轉(zhuǎn)移總額(net)。將使用這4個(gè)不同的凈值作為被解釋變量。

2.解釋變量。分兩步來設(shè)定關(guān)于養(yǎng)老金的解釋變量。

第一步，確認(rèn)被訪老人是否有養(yǎng)老金。被訪老人中，有的養(yǎng)老金來自原機(jī)關(guān)事業(yè)單位的退休金制度，有的來自城鎮(zhèn)企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，有的則來自“新農(nóng)?！被虺青l(xiāng)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)制度。我們?cè)O(shè)定兩種不同的養(yǎng)老金虛擬變量。其一，當(dāng)老人報(bào)告有養(yǎng)老金，設(shè)為1，報(bào)告沒有養(yǎng)老金，設(shè)為0，變量名為pension，其中取值為1的老人有3805人，取值為0的有3251人。其二，采用更嚴(yán)格的確認(rèn)方式。當(dāng)老人從任一制度領(lǐng)取到養(yǎng)老金(報(bào)告有金額)才設(shè)為1，沒有領(lǐng)取養(yǎng)老金設(shè)為0，變量名為pension 2①首先將pension 2賦值為0，如果老人能從任一制度領(lǐng)取到養(yǎng)老金(且金額大于0)，則pension 2設(shè)為1；在不同制度下的取值都是缺失值時(shí)，pension 2則設(shè)為缺失值。，其中取值為1的有2674人，取值為0的有4310人。由此可見，有1131位老人雖然報(bào)告說有養(yǎng)老金，但卻沒有報(bào)告具體金額。由于pension 2的界定標(biāo)準(zhǔn)比pension更為嚴(yán)格，我們使用pension作基本估計(jì)，再使用pension 2作穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

第二步，確定被訪老人的退休前身份，主要從兩個(gè)方面來認(rèn)定。第一，CLHLS問卷詢問了“您是否享受離退休制度(指舊制度)?”，該問題有三種回答結(jié)果“沒有、是(職工)、是(干部)”，分別包括5583人、1164人和207人，據(jù)此確定退休老人的職工(worker)和干部(cadre)身份。第二，CLHLS問卷還詢問了“您是否參加了養(yǎng)老保險(xiǎn)制度(含城鄉(xiāng)居民)?”，回答“是”的老人根據(jù)其60歲之前的職業(yè)來確定。如果該老人有養(yǎng)老金(pension＝1)，且退休前職業(yè)為農(nóng)林牧漁業(yè)，則身份確定為農(nóng)民(farmer)，并且將每月養(yǎng)老金低于200元的也歸入此類。最終領(lǐng)有養(yǎng)老金的農(nóng)民共1327人(含145個(gè)城鎮(zhèn)居民)。有養(yǎng)老金且退休前職業(yè)為專業(yè)技術(shù)人員、商業(yè)服務(wù)業(yè)及產(chǎn)業(yè)職工、自雇者，有養(yǎng)老金且每月領(lǐng)取金額大于500元的，都?xì)w入城鎮(zhèn)職工(worker)，共計(jì)1217人。有養(yǎng)老金且退休前屬于機(jī)關(guān)事業(yè)單位、軍隊(duì)編制的歸入干部(cadre)，共計(jì)105人。最后，有養(yǎng)老金但無法歸類的25人，設(shè)為缺失值。由此得到解釋變量退休身份(retire_type)(分別取值0、1、2、3)。在回歸時(shí)，實(shí)際上是將沒有養(yǎng)老金的老人取值為0，并作為對(duì)照組，而其余的老人取值1、2、3，分別是有養(yǎng)老金的農(nóng)民(含居民，farmer)、職工(worker)、干部(cadre)。

3.控制變量。包括家庭收入、開支決定權(quán)、生活質(zhì)量、年齡、性別、婚姻、健康、自付醫(yī)療費(fèi)等指標(biāo)。其中，對(duì)2013年全家總收入(income)取對(duì)數(shù)表示家庭收入；將老人的開支決定權(quán)(money_decide)取值“1～5”，分別代表“對(duì)任何開支都不能做主”“只能對(duì)自己的開支做主”“一些非主要家庭開支由我做主”“一些主要家庭開支由我做主”“幾乎所有家庭開支都是由我做主”；將生活質(zhì)量(life)取值“1～5”，分別代表“很不好、不好、一般、較好、很好”；性別(gender)取值，男性＝1，女性＝0；婚姻狀況(marry)取值，已婚有配偶＝1，其他＝0；健康(health)取值“1～5”，分別代表“很不好、不好、一般、較好、很好”；將自付總醫(yī)療費(fèi)用(total)(含自付的門診、住院)取對(duì)數(shù)表示自付醫(yī)療費(fèi)。

(三)計(jì)量模型

1.養(yǎng)老金影響老人(給兒孫)凈轉(zhuǎn)移額的回歸模型

方程(1)～(4)分別選擇老人給兒子兒媳凈轉(zhuǎn)移額(net_son)、給女兒女婿凈轉(zhuǎn)移額(net_dau)、給孫子女凈轉(zhuǎn)移額(net_grand)、給子孫凈轉(zhuǎn)移總額(net)作為被解釋變量。retire_type是身份為農(nóng)民、職工、干部的有養(yǎng)老金的老人，對(duì)照組是無養(yǎng)老金的老人。因此，回歸系數(shù)的含義是相比沒有養(yǎng)老金的老人，身份為農(nóng)民、職工和干部的有養(yǎng)老金的老人的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)移凈額的差值。

2.聯(lián)立方程模型

我國(guó)家庭代際經(jīng)濟(jì)交換既包括鄰代傳遞，也包括跨代傳遞[37]。爺爺在代際經(jīng)濟(jì)交換中可能會(huì)通盤考慮，與子代的經(jīng)濟(jì)交換可能也會(huì)影響與孫代之間的轉(zhuǎn)移額，從而產(chǎn)生一定的中介效應(yīng)。鑒于此，我們進(jìn)一步使用聯(lián)立方程模型來檢驗(yàn)。如方程(5)所示。

方程(5)中，被解釋變量為凈轉(zhuǎn)移額。退休身份retire_type不僅直接影響老人給兒子兒媳的轉(zhuǎn)移額(net_son)、給女兒女婿的轉(zhuǎn)移額(net_dau)和給孫子女的轉(zhuǎn)移額(net_grand)，還可能間接影響與孫子女之間的凈轉(zhuǎn)移額。

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表1中，有養(yǎng)老金的老人占41.2%，沒有養(yǎng)老金的占58.8%。老人領(lǐng)取的月養(yǎng)老金平均值為1340元。其中“農(nóng)民”爺爺?shù)酿B(yǎng)老金平均為320元，“職工”爺爺?shù)酿B(yǎng)老金平均為2289元，而“干部”爺爺?shù)酿B(yǎng)老金平均為3499元?！案刹俊睜敔?shù)酿B(yǎng)老金是“職工”爺爺?shù)?.5倍，是“農(nóng)民”爺爺?shù)?0.9倍?？梢?，同一代的不同老人領(lǐng)取的養(yǎng)老金存在很大差異。從圖1的直方圖及正態(tài)分布曲線也可以看出，不同老人養(yǎng)老金的頻數(shù)、均值以及偏度、峰度等分布特征存在明顯差異。

圖1 老人養(yǎng)老金的直方圖及正態(tài)分布曲線

(二)回歸模型估計(jì)結(jié)果——養(yǎng)老金對(duì)凈轉(zhuǎn)移額的影響

盡管被解釋變量是連續(xù)變量，但由于觀測(cè)值絕大部分來自高齡老人，回答結(jié)果的缺失值比較多(見表1)。如果采用OLS、ML等估計(jì)方法，會(huì)刪除有缺失的樣本觀測(cè)值，導(dǎo)致?lián)p失過多的觀測(cè)值[38]。鑒于此，我們選擇保留缺失值的極大似然估計(jì)(maximum likelihood with missing values，MLMV)這種完全信息估計(jì)方法。MLMV不會(huì)刪除有缺失的樣本觀測(cè)值，能更完整地提取出樣本觀測(cè)值中的各階矩信息[39]。而考慮到截面數(shù)據(jù)異方差的影響，采用robust穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，估計(jì)結(jié)果如表2所示。

表2 養(yǎng)老金影響老人凈轉(zhuǎn)移額的回歸結(jié)果

從表2回歸結(jié)果來看，農(nóng)民交互項(xiàng)回歸系數(shù)在方程(1)～(4)中都為正，但都不顯著，說明相比沒有養(yǎng)老金的對(duì)照組老人，有養(yǎng)老金的農(nóng)民(含城市居民)爺爺在給子孫后代的凈轉(zhuǎn)移額上并沒有顯著差異。這是因?yàn)槟壳拔覈?guó)城鄉(xiāng)居民的養(yǎng)老金水平還比較低。職工交互項(xiàng)回歸系數(shù)都在1%水平顯著為正，說明相比沒有養(yǎng)老金的對(duì)照組老人，有養(yǎng)老金的“職工”爺爺給子孫后代的凈轉(zhuǎn)移額顯著更高，給兒子兒媳的凈轉(zhuǎn)移額顯著高出1375.34元/年，給女兒女婿的顯著高出507.44元/年，給孫子女的顯著高出416.08元/年，而凈轉(zhuǎn)移總額顯著高出2240.62元/年。干部交互項(xiàng)回歸系數(shù)也都在1%或5%水平顯著為正，說明相比沒有養(yǎng)老金的對(duì)照組老人，有養(yǎng)老金的“干部”爺爺給子孫后代的凈轉(zhuǎn)移額也會(huì)顯著更高，轉(zhuǎn)給兒子兒媳的顯著高出2187.74元/年，轉(zhuǎn)給女兒女婿的顯著高出669.72元/年，轉(zhuǎn)給孫子女的顯著高出2332.52元/年，而凈轉(zhuǎn)移總額會(huì)顯著高出3670.29元/年，并且“干部”爺爺給子孫的凈轉(zhuǎn)移額要多于“職工”爺爺?shù)膬艮D(zhuǎn)移金額。

實(shí)證結(jié)果說明，退休職工、退休干部老人經(jīng)濟(jì)狀況更好，給子孫的更多，向子孫索取的更少，從而凈轉(zhuǎn)移額相比“無養(yǎng)老金”爺爺、農(nóng)民“爺爺”更高。這也意味著我國(guó)的養(yǎng)老金不平等既會(huì)調(diào)節(jié)老人給子孫的撫養(yǎng)費(fèi)，也會(huì)調(diào)節(jié)子孫給老人的供養(yǎng)費(fèi)，從兩個(gè)方向顯著影響代際經(jīng)濟(jì)交換。因此，我們不能只從單一方向考察養(yǎng)老金對(duì)代際經(jīng)濟(jì)交換的影響。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.更換解釋變量。本部分將使用養(yǎng)老金資格界定更為嚴(yán)格的pension2(不僅回答“有”，還要報(bào)告具體金額)，與退休身份構(gòu)造交互項(xiàng)做解釋變量，包括農(nóng)民×pension 2、職工×pension 2、干部×pension 2。參數(shù)估計(jì)方法仍采用保留缺失值的極大似然估計(jì)MLMV，以及采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤(robust)。估計(jì)結(jié)果如表3所示。

表3 養(yǎng)老金影響老人凈轉(zhuǎn)移額的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

相比表2的結(jié)果，表3中核心解釋變量(職工×pension 2、干部×pension 2)回歸系數(shù)的方向并未改變，但顯著性變得更高(都在1%水平顯著)，而某些解釋變量對(duì)凈轉(zhuǎn)移額的回歸系數(shù)也變得更大，例如“干部”爺爺?shù)酿B(yǎng)老金影響代際經(jīng)濟(jì)凈轉(zhuǎn)移的金額變得更大。這主要由于資格界定更為嚴(yán)格的pension 2將一部分只報(bào)告有養(yǎng)老金但卻并未報(bào)告金額的觀測(cè)值排除在外了，總體而言，使用了更嚴(yán)格的養(yǎng)老金資格界定標(biāo)準(zhǔn)pension 2之后，模型的估計(jì)結(jié)果仍保持穩(wěn)健。

2.聯(lián)立方程模型估計(jì)結(jié)果。老人在代際經(jīng)濟(jì)交換時(shí)可能會(huì)通盤考慮。例如，老人將養(yǎng)老金轉(zhuǎn)給兒子兒媳或女兒女婿之后，可能還會(huì)進(jìn)一步考慮與孫子女之間的經(jīng)濟(jì)交換額，這就會(huì)產(chǎn)生一定的中介效應(yīng)。故我們使用中介效應(yīng)模型來進(jìn)行檢驗(yàn)。估計(jì)結(jié)果如圖2所示。

從圖2的估計(jì)結(jié)果來看，一個(gè)回歸系數(shù)為0.047，在5%水平顯著，另一個(gè)回歸系數(shù)為0.19，在0.1%水平顯著。這說明養(yǎng)老金不平等不僅會(huì)直接影響老人與子代、老人與孫代之間的凈轉(zhuǎn)移額，而且老人與子代的交換結(jié)果也會(huì)影響其與孫代之間的經(jīng)濟(jì)交換。表4歸納了該中介效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果。對(duì)照組仍為沒有養(yǎng)老金的老人。

表4中，相比沒有養(yǎng)老金的爺爺，有養(yǎng)老金的“農(nóng)民”爺爺給孫子女的直接效應(yīng)顯著多出143元，間接效應(yīng)是3元，凈轉(zhuǎn)移總額是146元。“職工”爺爺給孫子女的直接效應(yīng)是顯著多出740元，間接效應(yīng)是138元，凈轉(zhuǎn)移總額是878元。而“干部”爺爺給孫子女的直接效應(yīng)是顯著多出1188元，間接效應(yīng)是254元，凈轉(zhuǎn)移總額是1442元。把給兒子兒媳、女兒女婿、孫子女的三項(xiàng)加起來，得到退休職工、退休干部的凈轉(zhuǎn)移額分別多出2636元/年、4445元/年。

圖2 養(yǎng)老金影響老年人凈轉(zhuǎn)移額的路徑模型

表4 養(yǎng)老金身份對(duì)代際經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)移凈額的影響效應(yīng)

此外，從表4也可以看出:第一，從養(yǎng)老金影響代際經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)移凈額來看，“干部”爺爺＞“職工”爺爺＞“農(nóng)民”爺爺，而“農(nóng)民”爺爺與無養(yǎng)老金者的差異不顯著；第二，不管老人是農(nóng)民、職工或干部，都是轉(zhuǎn)給兒子兒媳的最多，其次為孫子女，而轉(zhuǎn)給女兒女婿的最少。實(shí)際上，“農(nóng)民”爺爺在一定數(shù)量上可能還需要女兒女婿的支持或贍養(yǎng)(凈轉(zhuǎn)移額為負(fù))。

五、結(jié)論

覆蓋面缺口、“碎片化”及“雙軌制”是中國(guó)養(yǎng)老金制度的典型特征。老人按“農(nóng)民”“職工”“干部”不同身份領(lǐng)取的養(yǎng)老金待遇差異可達(dá)數(shù)十倍，甚至上百倍?？紤]到中國(guó)非常普遍的家庭代際經(jīng)濟(jì)交換行為，代內(nèi)的養(yǎng)老金不平等很可能會(huì)影響代際經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)移。這在以往研究中還未引起足夠的重視，尚缺乏基礎(chǔ)的檢驗(yàn)和估計(jì)。

本文基于中國(guó)老年健康影響因素跟蹤調(diào)查(CLHLS)2014年數(shù)據(jù)，根據(jù)凈轉(zhuǎn)移額(撫養(yǎng)費(fèi)-供養(yǎng)費(fèi))估計(jì)的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，與沒有養(yǎng)老金的老人相比，城鄉(xiāng)居民的凈轉(zhuǎn)移額差異并不大，但退休職工、退休干部給予子孫的更多，而向子孫索取的更少，凈轉(zhuǎn)移額分別多出2241元/年、3670元/年。進(jìn)一步考慮代際經(jīng)濟(jì)交換中的中介效應(yīng)，估計(jì)結(jié)果顯示間接效應(yīng)是顯著的。此時(shí)，退休職工、退休干部的凈轉(zhuǎn)移額分別多出2636元/年、4445元/年。

以往學(xué)者們?cè)谘芯渴杖敕峙鋾r(shí)往往盯著工資、獎(jiǎng)金、津貼、補(bǔ)貼等當(dāng)期收入，而不太關(guān)注養(yǎng)老金這種退休后的延遲收入。本文實(shí)證結(jié)果顯示，中國(guó)養(yǎng)老金的代內(nèi)不平等不僅拉大了老年人各群體之間的收入差距，當(dāng)進(jìn)一步考慮代際經(jīng)濟(jì)交換時(shí)，還會(huì)拉大子孫代之間的收入差距。養(yǎng)老金引發(fā)的代際轉(zhuǎn)移差異使得整個(gè)制度在分配上具有較強(qiáng)的累退性。這種逆向分配效應(yīng)比較隱蔽，沒有引起足夠的重視，會(huì)給測(cè)量我國(guó)收入分配帶來一定的誤差。根據(jù)本文的估計(jì)結(jié)果，以2014年為例，退休身份不同的老人領(lǐng)取的養(yǎng)老金不同，相比無養(yǎng)老金的老人，退休職工、退休干部的子孫獲得的經(jīng)濟(jì)凈轉(zhuǎn)移額每年會(huì)多出2636元、4445元，分別占當(dāng)年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入31195元的8.5%和14.2%[40]。因此，退休身份給我國(guó)收入分配帶來的影響是不容忽視的。

要縮小這種收入差距，首先，要盡早實(shí)現(xiàn)我國(guó)基本養(yǎng)老金制度的全覆蓋，讓所有老年人都有一份養(yǎng)老金。其次，盡早完成城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)制度合并，實(shí)現(xiàn)城鎮(zhèn)機(jī)關(guān)事業(yè)單位與企業(yè)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的并軌。第三，降低機(jī)關(guān)事業(yè)單位退休金的年度增速，逐步縮小與企業(yè)退休職工的養(yǎng)老金差距，并大幅提高城鄉(xiāng)居民的養(yǎng)老金水平。第四，通過超額收入稅、贈(zèng)予稅、遺產(chǎn)稅等稅收手段調(diào)節(jié)過高的養(yǎng)老金收入，并對(duì)過低的養(yǎng)老金收入進(jìn)行補(bǔ)差(確保最低給付額)。