城乡居民基本养老保险的再分配效应研究

城乡居民基本养老保险的再分配效应研究

一、收入异质性与收入分布改革开放以来，中国建立了世界上最大、人口最多的社会保障体系。从2018年6月开始，养老保险的共同金额达到9.25亿。但是,基本社会养老保险的全覆盖与均衡性转变能否缩小参保居民的收入差距并不确定。一支文献主要从基本社会养老保险的制度安排、缴费模式、给付机制、制度转轨、投资运营等制度设计本身探讨其再分配效应。另一支文献,基于基本社会养老保险所具有的风险分担效应探讨其对收入差距的影响。基本社会养老保险为参保家庭的老年收入冲击提供了风险分担,减小其面临的风险总敞口,促使其改变当期行为选择,在消费、储蓄、劳动供给、家庭资产配置、家庭经营等决策上产生异质性行为反应(首先,参保家庭异质性劳动供给决策会影响工资性收入分布。农民参与非农就业的动机是农业收入风险,而从非农就业市场返回农业劳动的动机则是就业风险,就业风险总是抑制非农劳动供给(陈帅和葛大东,2014)。其次,参保家庭的异质性经营决策会影响经营收入分布。基本社会养老保险的资金给付可转化为居民创业资金,良好社会保障能有效提升居民承受创业失败风险的能力,但也可能产生“就业锁”效应将其锁定在提供完善社保体系的岗位上,因此收入效应和保险效应也能改变居民的自雇或受雇决策,影响居民的创业活动及其经营性收入。再则,参保家庭的异质性资产配置决策会影响资产和财产性收入分布。基本社会保险覆盖降低了家庭整体风险敞口,个体不仅会降低预防性储蓄(本文采用CFPS2010、2012和2014年三期家庭微观调查数据,通过面板双向固定效应模型和工具变量回归模型识别城居保和新农保的再分配效应,并综合利用Probit模型、Tobit模型、Heckman选择模型,从家庭劳动供给决策、经营决策和资产配置决策等角度,细致探讨城居保和新农保再分配效应的作用途径。与既有相关文献相比,本文可能的边际贡献在于:第一,充分考虑居民收入性质的差别,分析城居保和新农保对家庭工资性收入、经营性收入和财产性收入的差异化影响,并进一步识别其对城乡家庭总收入差距的影响,据以判断城居保和新农保的再分配效应;第二,基于养老保险的风险分担属性,探究城乡参保与非参保家庭的异质性行为反应,从劳动供给决策、创业决策和资产配置决策的角度,揭示城居保和新农保收入再分配效应的作用途径;第三,基于宏观层面的参保率和外生的参保试点构建工具变量,采用两阶段最小二乘法对基础结果进行检验,以解决模型可能存在内生性问题,使得结论更为可靠。二、变量和数据(一)数据来源和处理本文数据来源于2010、2012和2014年中国家庭追踪调查(CFPS)数据库,将3年数据合并为非平衡面板数据,以家庭为基本分析单位(二)居民基本养老保险最优参保模型家庭收入。家庭收入是本文的核心被解释变量,城乡参保家庭的异质性决策会影响不同性质和来源的家庭收入,本文一共使用4类家庭收入变量,分别是家庭工资性收入、经营性收入、财产性收入和总收入。除工资性收入、经营性收入、财产性收入之外,家庭总收入还包括私人转移性收入、政府转移性收入城乡居民基本养老保险。本文的研究对象是城乡居民基本养老保险,2010年和2012年新农保与城居保尚未并轨,2014年并轨试点地区较少,因此构建“是否参加新农保或城居保”二值变量来度量家庭是否参保,只要有一个家庭成员参保,则该变量为1,否则为0。劳动供给决策。我们采用三个指标度量,一是非农劳动参与,用“是否参与非农就业”二值变量衡量经营决策。自雇经营比受雇要承担更大的失败风险,基本社会养老保险既可能通过“就业锁”效应将劳动者锁定在提供优厚待遇和完善社会保障的受雇岗位上,也可能通过“保险效应”提高抗风险能力以激励参保居民选择创业以进行自雇经营。经济个体的经营决策是基于风险收益的权衡,参保基本社会养老保险缩小了家庭风险总敞口,可能影响到设立或关停、投资与筹资、生产与销售等各项经营决策,因此本文采用了三个变量尽可能全面刻画家庭经营决策变动的结果:一是“是否创业”二值变量反映是否自雇经营资产配置决策。家庭资产包括金融资产和实物资产,参考其他控制变量。基本社会保险中其他险种也能够降低参保家庭未来不确定性,为了剔除其他险种的干扰,本文控制了城乡居民基本医疗保险和住房公积金的影响三、模型和估算方法(一)保对城乡参保家庭收入差距的模型设定在基础回归中,本文先综合考察城居保和新农保对城乡参保家庭收入差距的影响,模型设定如下:(1)式中,下标i指第i个家庭,t指年份,上标j表示第j类家庭收入;Income(二)风险分担属性在作用途径分析模型中,本文基于城乡居民基本养老保险的风险分担属性,检验城镇和农村参保家庭在劳动供给决策、经营决策和资产配置决策上的异质性行为反应,以揭示城居保和新农保再分配效应的作用途径。1.propt模型估计由于劳动供给决策都是二值变量,因此采用Probit模型估计,模型设定如下:(2)式中,下标i指第i个家庭,t指年份,上标j表示第j类劳动供给决策,labor2.经营规模+经营收入是否创业是重要的家庭经营决策之一,本文同样采用Probit模型估计城乡居民基本养老保险对家庭创业决策的影响,具体设定如下:(3)式中,i指第i个家庭,t指年份,Setup参保缩小了家庭面临的风险敞口,还可能提高家庭经营在投资、生产或销售过程中的风险偏好,进而影响家庭经营规模和经营性收入。对于大量没有个体经营或私营企业的家庭而言,经营规模和经营性收入均为0,具备很明显的截断数据特征,如果采用普通最小二乘法而不考虑大量未创业家庭,得到的估计结果有偏,因此我们采用Tobit模型予以修正。令Run3.heckman模型估计:中国居民家庭资产资产配置包括资产持有概率和持有比率两个阶段,首先我们采用Probit模型估计城居保和新农保对家庭资产持有概率的影响,模型设置如下:(5)式中,assetown房产是中国居民家庭资产的重要组成部分,我们考察了城乡居民基本养老保险对房产持有概率及其价值的影响,经过Heckman模型估计,城市房产持有概率模型存在显著的样本自选择问题,因此使用Heckman两步法予以修正,具体而言,第一步采用Probit模型估计是否参加城乡居民养老保险对房产持有概率的影响,第二步加入前一步得到的逆米尔斯比率,估计对持有房产价值的影响。具体设定如下:(7)式为Heckman选择模型的第一步,其中houseown(三)参保行为的内生性以上模型均假定城乡家庭的基本社会养老保险状态是外生的,但是城居保和新农保均采取自愿参加原则,相当一部分未满60周岁的居民没有参保,城乡居民基本养老保险参保行为很可能受到家庭某些不可观测特征的影响,因此上述模型中的关键变量“是否参加城居保或新农保”存在内生性。为了纠正潜在的内生性导致的回归偏误,本文参照四、评估结果表明(一)参保居民基本养老保险对城乡居民工资性收入的影响表2汇报了(1)式双向固定效应模型的回归结果,即参加城居保和新农保对城乡参保家庭收入差距的影响,除第(5)列外养老保险系数至少在5%的水平上显著,Chow检验结果显示组间差异是显著的即城镇和农村子样本结果可比。第(1)和第(2)列汇报了对总收入的影响,结果显示,参加城居保和新农保均能够提高家庭总收入,但是城居保参保家庭总收入提高幅度高于新农保参保家庭,因此城乡居民基本养老保险扩大了城乡参保家庭的总收入差距。第(3)和第(4)列汇报了对工资性收入的影响,结果显示,不论城镇或是农村,参加居民基本养老保险都能够提高参保家庭的工资性收入水平,并且新农保参保家庭工资性收入提高幅度大于城居保参保家庭,城乡居民基本养老保险缩小了城乡居民家庭工资性收入差距。第(5)和第(6)列汇报了对经营性收入的影响,结果显示,城镇子样本中养老保险的系数为正,但是并不显著,即城居保并不能显著提高城镇家庭经营性收入,但是新农保则显著提高了农村家庭经营性收入,这表明参加居民基本养老保险能够缩小城乡参保家庭经营性收入差距。第(7)和第(8)列汇报了对财产性收入的影响,结果显示,参加居民基本养老保险能够显著提高城乡居民财产性收入,但是城居保参保家庭财产性收入提高的幅度大于新农保参保家庭,居民基本养老保险扩大了城乡居民家庭财产性收入差距。综上所述,城居保和新农保能够提高城乡居民总收入,缩小了城乡居民家庭的工资性和经营性收入差距,但是扩大了财产性收入差距,整体而言扩大了总收入差距。表3是采用工具变量法得到的估计结果。从一阶段回归结果来看,所在县(市、区)参保率以及所在县(市、区)实施城居保和新农保试点的回归系数均在1%的水平下显著,一阶段回归的F统计量远远大于10,Cragg-Donald统计量也远大于临界值16.38,因此不存在弱工具变量的问题。二阶段的回归结果显示,纠正内生性问题以后,城居保参保家庭总收入自然对数值提高47.6%,新农保参保家庭提高36.8%,居民基本养老保险变量存在一定内生性,但是工具变量方法修正后基础回归的基本结论不受影响。(二)城乡居民基本养老保险再分配效应的作用路径我们重点从城居保和新农保保险效应引起的城乡参保家庭在劳动供给决策、经营决策和资产配置决策上的异质性行为反应来揭示城乡居民基本养老保险再分配效应的作用路径。1.居民基本养老保险社会医疗保险制度本部分检验城居保和新农保对城镇和农村参保家庭劳动供给决策的影响,表4汇报了(2)式Probit模型回归结果以及参加城居保和新农保在均值处边际效应的计算结果,养老保险的系数均至少在10%的水平上显著,Chow检验结果显示组间差异是显著的即城镇和农村子样本结果可比。第(1)和第(2)列汇报了对非农劳动参与的影响,结果显示,城居保和新农保参保家庭非农就业的概率,分别提高了1.7和6.1个百分点,居民基本养老保险对农村家庭非农就业的促进程度高于城镇家庭。第(3)和第(4)列汇报了对劳动力跨区域流动的影响,结果显示,城居保和新农保参保家庭成员离开户籍地外出工作的概率分别下降了接近5个和6.7个百分点,表明居民基本养老保险限制了劳动力跨地区流动,但是对农村参保家庭的限制程度低于城镇,这可能是有两个原因导致的,一是各地方政府对居民养老保险异地办理及转入转出政策不同,养老金领取与缴费地和缴费年限相关,限制了劳动力跨地区流动,二是参加城乡居民基本养老保险以后,参保居民老年收入风险下降,降低了部分居民异地寻求更高工资性收入工作机会的意愿。第(5)和第(6)列汇报了对职业流动的影响,结果显示,城居保和新农保参保家庭成员职业流动的概率分别提高了3.97和4.02个百分点,农村家庭略高于城镇家庭,居民基本养老保险不与工作和工资挂钩,因此不具备城镇职工养老保险对职工的“锁定效应”,居民养老保险参保人在职业流动中的选择空间更大。综合来看,新农保使农村参保家庭工资性收入增长的幅度高于城居保使城镇居民工资性收入增长的幅度,从而缩小了城乡家庭工资性收入差距。2.对效果的影响本部分检验城居保和新农保对城镇和农村参保家庭经营决策的影响,表5汇报了(3)式Probit模型和(4)式Tobit模型的回归结果以及参加城居保和新农保在均值处边际效应的计算结果,养老保险的系数均至少在10%的水平上显著,Chow检验结果显示,除了第(5)和第(6)列外,组间差异是显著的,即城镇和农村子样本结果可比。第(1)和第(2)列汇报了对自雇经营的影响,结果显示,城居保和新农保参保家庭创业的概率分别提高了1.3个和2.9个百分点,表明城乡居民基本养老保险对农村参保家庭的创业鼓励作用更强。第(3)和第(4)列汇报了对经营规模的影响,结果显示,城居保和新农保参保家庭个体经营或私营企业总资产规模分别提高了0.2和0.1个百分点,表明城乡居民基本养老保险促进经营规模扩大的效应对城镇家庭更大,但是这种促进作用比较微弱。第(5)和第(6)列汇报了对盈利水平的影响,结果显示,城居保和新农保参保家庭个体经营或私营企业税后净利润分别提高了0.16和0.2个百分点,但是Chow检验显示城镇与农村子样本组间系数差异不显著,无法直接将两者系数进行大小对比,这可能是由于盈利水平不仅取决于融资上的风险承受能力,更多的是产品质量、销售策略等多重因素的综合作用。我们认为,居民基本养老保险对家庭经营决策的影响特征,是由于尽管基本养老保险分担了家庭老年收入风险,但是城乡家庭风险承受能力和风险偏好的固有差异并未消除,城居保和新农保享受待遇与缴费档次挂钩,保障程度普遍较低,对生存型创业3.金融、投资和资本因素本部分检验城居保和新农保对城镇和农村参保家庭资产配置决策的影响,表6汇报了(5)-(8)式的回归结果以及参加城居保和新农保在均值处边际效应的计算结果,除了第(a2)、(a4)和(b8)列以外,养老保险的系数均至少在5%的水平上显著,Probit和Tobit模型中Chow检验结果显示组间差异是显著的即城镇和农村子样本结果可比。首先考察风险资产持有概率及其价值。表6第(a1)和(a2)列、第(a3)和(a4)列及其边际效应显示,城居保参保家庭持有风险资产的概率和风险资产价值分别提高了3.4%和8.8%,而对新农保参保家庭持有风险资产、风险资产的价值均没有显著影响。其次考察金融资产持有概率及其价值。第(a5)和(a6)列、第(a7)和(a8)列及其边际效应显示,城居保参保家庭和新农保参保家庭持有金融资产的概率分别提高了1.5%和4.5%,城居保和新农保参保家庭金融资产价值分别提高了9.6%和2.9%。风险资产和金融资产的结果表明,新农保参保后农村家庭的金融资产投资主要是现金和存款等无风险资产,相对而言,农村家庭金融知识匮乏、农民风险投资渠道狭窄等原因导致农村居民在风险承受能力提高后增加风险投资的能力受限。再次考察生产性固定资产持有概率及其价值。第(b1)和(b2)列、第(b3)和(b4)列及其边际效应显示,城居保参保家庭持有生产性固定资产的概率和生产性固定资产的价值分别降低了3.8%和4.2%,而新农保家庭持有生产性固定资产的概率和生产性固定资产的价值则分别提高了4%和4.2%。新农保参保家庭生产性固定资产持有概率显著高于城镇参保家庭,由于农业生产收入波动性较强,尽管新农保降低了老年收入风险,但是农村家庭仍将资产配置于农用机械等农业生产工具。最后考察房产持有概率及其价值。第(b5)和(b6)列显示,城居保和新农保参保家庭持有房产的概率都提高了,城居保参保家庭房产价值提高,而对新农保参保家庭房产价值则无显著影响,原因可能在于,农村居民增加房产持有的方式包括在原有村集体宅基地上新建或翻建房子,或者购置商品房,农村自建房及宅基地使用权不得进入一级市场交易,不具备市场价值,农村居民购置商品房更多集中于县城或市郊,房产增值有限。从预防性储蓄理论来看,城居保提高了参保家庭的风险承受能力,促使参保家庭将资产从生产性资产向风险更高的资产和房产转移,获得更高的资产溢价。而农村参保家庭则更偏好现金或存款等无风险金融资产,并倾向配置更多农用器械等生产性固定资产,尽管农村参保家庭房产持有概率提高,但是房产价值对新农保参保并不显著。因此,城居保参保家庭获得更高的风险资产溢价和房产增值,城乡财产性收入差距扩大。五、城乡居民基本养老保险能够缩小城乡家庭我国的工社会保险是保障民生的一道安全网,构建覆盖城乡的基本社会保险体系是推进基本公共服务均等化、调整收入分配结构的重要制度安排。本文采用CFPS2010、2012和2014年家庭微观调查数据,采用双向固定效应模型、Probit模型、Tobit模型、Heckman选择模型、工具变量回归等研究方法,从养老保险的风险分担属性出发,在识别城居保和新农保再分配效应的基础上,细致探讨了城乡居民基本养老保险对家庭劳动供给决策、经营决策和资产配置决策的影响,揭示出城居保和新农保再分配效应的作用途径。实证结果显示,城居保和新农保提高了城镇和农村家庭的工资性收入、经营性收入、财产性收入以及家庭总收入,缩小了城乡家庭的工资性收入差距和经营性收入差距,但是扩大了财产性收入差距,整体而言城乡居民基本养老保险的保险效应扩大了城乡家庭总收入差距。具体而言:(1)城乡居民基本养老保险能够提高农村家庭成员在劳动回报率更高的非农部门工作的概率,促进