阳义南 肖建华 黄秀女

(1华南理工大学公共管理学院，广东广州，510641；2华东理工大学社会与公共管理学院，上海，200237)

一、引言

基于人口红利等原因，在30多年前参加现收现付(PAYG)养老金制度的职工领取的养老金总额大于缴费总额，是净获益者；但到了20世纪70年代末，由于人口条件改变，后面几代参保人的养老金财富却出现受损。这就产生了养老金财富由后几代向前几代转移的现象[1-5]。对于早期几代人的养老金获益，Barro指出，老人会增加遗产给下一代，或减少后代的经济供养[6]。Aaron也发现，很多老人会有意无意地留下遗产，即使没有遗产留下，也减少了后代的经济支持[7-8]。Becker则指出，当前一代与子孙后代的相对资源的每一种变化，都会被来自遗赠的方向相反的变化所抵消，既不会提高当前一代的实际财富(或消费)，也不会减少后代的实际财富(或消费)[9]。Hurd进一步指出，遗产的抵消程度取决于社会保障给付增加的边际消费倾向，当边际消费倾向等于0时，遗赠可以完全抵消掉年轻一代向老人的转移，如果边际消费倾向等于或大于1，则会抵消一部分[10]。Caballé和Fuster指出，社会保障对代际转移的影响在很大程度上取决于父代的利他主义动机。这些研究说明，养老金会进一步影响家庭内部的代际经济交换行为[11]。

不仅如此，同一代人的不同人群之间也存在养老金财富转移，如低收入与高收入、未婚职工与已婚夫妇、长寿者与早逝者等[12-14]。这意味着，尽管早期几代人都会从养老金制度的代际转移中获益，但有的人群获益更多，有的人群则获益较少，二者并不是对等的。考虑到对家庭代际经济交换的影响，养老金赚得多的老人给子孙的会更多或拿得更少，养老金赚得少的老人则给得少或拿得多。

这种差异在中国“碎片化”的养老金制度下可能显得更为突出。目前，我国一些老人还没有养老金(养老金覆盖率约85%[15])，而有养老金的老人之间的待遇也很不平等。2017年城镇职工月均基本养老金约2500元[16]，而2011年机关事业单位人员的退休金是企业人员的2～3倍，离休金还会更高[17]。“干部”爷爷(本文简称祖父辈老人为“爷爷”)很可能会将比较多的养老金财富转移给子孙，需要子孙的供养最少。“职工”爷爷转移的养老金会少一些，需要的供养也会多一些。但“农民”爷爷很可能没有养老金转移，需要子孙的供养最多。

这“一加一减”的影响效应具体有多大?从文献检索的结果来看，目前还很少有来自实证研究的经验证据和估计结果。鉴于此，本文利用CLHLS最新发布的2014年调查数据实证检验我国养老金制度对家庭代际经济交换的影响效应。本文的贡献主要有两点:第一，将养老金这种延迟收入纳入代际经济交换的影响因素，而已有研究都只关注工资、奖金、津贴、补贴等当期收入；第二，已有研究往往只考察单向(“一加”或“一减”)的代际经济交换，而本文不仅考察了双向代际经济交换(“一加一减”的净值)，而且考虑了代际经济交换中可能存在的中介效应，从而更能反映养老金影响代际经济交换的真实结果和全部面貌。此外，本文还可以丰富有关我国养老金制度分配效应的研究，不再囿于代际、代内两种分配效应。

二、文献回顾

学者们很早就发现中国养老金制度存在代际财富转移。刘贵平利用劳动部全国城镇职工养老保险费用数据测算发现，2025年前工资增长率与劳动人口增长率之和大于利率，2025—2035年“阿伦条件”不再成立，但2035年之后“阿伦条件”又会重新成立[18]。任若恩等采用代际核算方法分析发现，2002年出生的这一代城镇男性的养老保险缴费为878.7亿元，养老金收入为249.4亿元(是受损者)，而2032年这一代男性的养老保险缴费达到最大值2001.9亿元(最吃亏)。如果不推行机关事业单位养老保险制度改革，则未来代的负担将比现存代高78%～115%，代际不平衡的情况更加严重[19]。何立新发现，在1997年改革方案下，养老保险缴费与待遇基本持平的是2002年35岁左右那代人(1967年生)，而在2005年改革方案下基本持平的是2002年30岁左右那代人(1972年生)[20]。

更突出的问题是“覆盖缺口”“碎片化”“双轨制”等造成的养老金不平等。李实、赵人伟和高霞利用CHIP数据测算出2002年离休人员养老金比退休人员高71%，党政机关退休金比国企高30%～40%，比集体所有制企业高65%左右；全体离退休人员养老金分配的基尼系数1988年为0.219，1995年为0.274，2007年为0.304，四次调查20年间养老金差距扩大了近40%[21]。侯慧丽和程杰利用CULS 3数据测算发现，相比老年人与年轻人之间的代际养老金差距，退休人口的代内养老金收入差距更为突出，机关事业单位人均退休金为2530元，企业职工平均退休金是1604元，而其他人员的平均退休金为915元，除身份之外，地区、退休前的收入和行业也是养老金差距扩大的主要因素[22]。童素娟等通过对浙江省的调查发现，机关退休金月均5000多元，事业单位月均4000多元，而企业平均为2091元[23]。王亚珂利用2008年CHARLS利用数据分析发现，由于覆盖面较低，养老保险制度没有改变全体居民的财产分布差距，仅对制度内参保人具有再分配效应[24]。李培和刘苓玲分析发现，养老保险扩面具有明显的收入分配和再分配效应，且再分配效应是累进的[25]。

在同一制度内，王晓军和康博威使用统计模拟和精算方法，发现城镇企业职工基本养老保险对不同就业类型、收入水平、性别、缴费年限、寿命等人群起到了预期的收入分配作用[26]。张勇基于终身收入法构建了我国基础养老金精算模型，发现2005年改革后高收入者再分配效应的增量要大于低收入者，养老保险制度在不同收入者之间的再分配效应降低[27]。许志涛发现，养老保险制度能调节不同所有制企业职工之间的收入分配差距，但地区之间的收入再分配基本不存在[28]。

可见，我国的养老金不平等，既表现在不同制度的参保人之间(机关事业单位、企业、农民或居民、无养老金者)，也表现在同一制度下的不同参保群体之间。同时，类似于发达国家的情形，不仅代与代之间存在养老金财富转移，同一代不同人群之间也存在养老金财富转移。

关于我国家庭代际经济交换的研究文献比较丰富。郭志刚和陈功将财富从子女流向老年人定义为供养，而从老年人流向子女定义为抚养，并将净供养定义为供养金额减去抚养金额的差值。他们发现，城市总体上是子女在供养老人，每个老人平均能从子女一代得到净供养53.4元，但男性老人是在抚养子女，净给子女89.78元；农村男女老人都是从子女一代获得净供养，其值大约为229.71元[29]。于宁调查了400名上海退休职工，发现约有30%退休人员的养老金收入被“啃老”，用于补贴子女甚至孙子女的生活[30]。此外，中国家庭代际转移还呈现隔代向下的特征，老人给孙辈提供经济帮助也很普遍[31]。

一些学者也注意到了养老金对代际经济交换的影响。刘西国检验了养老保险制度是否会“挤入”或“挤出”子女给老人的经济供养[32]。还有一些学者则关心养老金是否会影响老人对后代的经济抚养。张航空和孙磊利用上海市2003年的数据估计发现，城市老年人的养老金每增加1元，其向子女提供的经济支持就会增加1.2元[33]。王翌秋和陈青霞使用2011年、2013年CHARLS数据估计发现，领取“新农保”养老金增加了老人对孙子女的经济支持和照料时间[34]。

不难看出，上述研究只是检验了养老金的单向效应。但由于中国家庭呈现很强的双向代际经济流动特征[35-36]，如果只考察单向的经济转移将不能反映真实的代际交换关系(没有研究净效应、净值)。本文将从子孙供养老人、老人抚养子孙两个方向的净值来考察养老金对代际经济交换的影响，并进一步考虑了代际经济交换中存在的中介效应，从而更完整地刻画了养老金影响效应的全貌。

三、研究设计

(一)数据来源

本文选用中国老年健康影响因素跟踪调查(CLHLS)2014年的数据。CLHLS数据是国内研究老年人经济行为最常用的数据库之一。2014年的调查涉及全国23个省(自治区、直辖市)共计7192人。被访者年龄1%分位数为64岁，5%分位数为70岁，最高年龄117岁，平均年龄85岁。该调查包含了老年人领取的退休金或养老金，以及老人对子孙的经济支持和子孙对老人的经济支持等相关数据，符合本文研究的数据需求。本文采用了该调查的原始样本，未做特别的剔除。

(二)变量设定

1.被解释变量。CLHLS问卷询问了“近一年来，您给儿子儿媳、女儿女婿、孙子女(包括同住和不同住)提供现金(含实物折合)多少元?”，还询问了“近一年来，您的儿子儿媳、女儿女婿、孙子女(包括同住和不同住)给您现金(含实物折合)多少元?”。我们用老人给子孙的金额(抚养费)减去子孙给老人的金额(供养费)，得到老人给子孙的净转移金额，包括老人给儿子儿媳的净转移金额(net_son)、给女儿女婿的净转移金额(net_dau)、给孙子女的净转移金额(net_grand)，还对这三个变量求和，得到老人给子孙的净转移总额(net)。将使用这4个不同的净值作为被解释变量。

2.解释变量。分两步来设定关于养老金的解释变量。

第一步，确认被访老人是否有养老金。被访老人中，有的养老金来自原机关事业单位的退休金制度，有的来自城镇企业职工基本养老保险制度，有的则来自“新农保”或城乡居民养老保险制度。我们设定两种不同的养老金虚拟变量。其一，当老人报告有养老金，设为1，报告没有养老金，设为0，变量名为pension，其中取值为1的老人有3805人，取值为0的有3251人。其二，采用更严格的确认方式。当老人从任一制度领取到养老金(报告有金额)才设为1，没有领取养老金设为0，变量名为pension 2①首先将pension 2赋值为0，如果老人能从任一制度领取到养老金(且金额大于0)，则pension 2设为1；在不同制度下的取值都是缺失值时，pension 2则设为缺失值。，其中取值为1的有2674人，取值为0的有4310人。由此可见，有1131位老人虽然报告说有养老金，但却没有报告具体金额。由于pension 2的界定标准比pension更为严格，我们使用pension作基本估计，再使用pension 2作稳健性检验。

第二步，确定被访老人的退休前身份，主要从两个方面来认定。第一，CLHLS问卷询问了“您是否享受离退休制度(指旧制度)?”，该问题有三种回答结果“没有、是(职工)、是(干部)”，分别包括5583人、1164人和207人，据此确定退休老人的职工(worker)和干部(cadre)身份。第二，CLHLS问卷还询问了“您是否参加了养老保险制度(含城乡居民)?”，回答“是”的老人根据其60岁之前的职业来确定。如果该老人有养老金(pension＝1)，且退休前职业为农林牧渔业，则身份确定为农民(farmer)，并且将每月养老金低于200元的也归入此类。最终领有养老金的农民共1327人(含145个城镇居民)。有养老金且退休前职业为专业技术人员、商业服务业及产业职工、自雇者，有养老金且每月领取金额大于500元的，都归入城镇职工(worker)，共计1217人。有养老金且退休前属于机关事业单位、军队编制的归入干部(cadre)，共计105人。最后，有养老金但无法归类的25人，设为缺失值。由此得到解释变量退休身份(retire_type)(分别取值0、1、2、3)。在回归时，实际上是将没有养老金的老人取值为0，并作为对照组，而其余的老人取值1、2、3，分别是有养老金的农民(含居民，farmer)、职工(worker)、干部(cadre)。

3.控制变量。包括家庭收入、开支决定权、生活质量、年龄、性别、婚姻、健康、自付医疗费等指标。其中，对2013年全家总收入(income)取对数表示家庭收入；将老人的开支决定权(money_decide)取值“1～5”，分别代表“对任何开支都不能做主”“只能对自己的开支做主”“一些非主要家庭开支由我做主”“一些主要家庭开支由我做主”“几乎所有家庭开支都是由我做主”；将生活质量(life)取值“1～5”，分别代表“很不好、不好、一般、较好、很好”；性别(gender)取值，男性＝1，女性＝0；婚姻状况(marry)取值，已婚有配偶＝1，其他＝0；健康(health)取值“1～5”，分别代表“很不好、不好、一般、较好、很好”；将自付总医疗费用(total)(含自付的门诊、住院)取对数表示自付医疗费。

(三)计量模型

1.养老金影响老人(给儿孙)净转移额的回归模型

方程(1)～(4)分别选择老人给儿子儿媳净转移额(net_son)、给女儿女婿净转移额(net_dau)、给孙子女净转移额(net_grand)、给子孙净转移总额(net)作为被解释变量。retire_type是身份为农民、职工、干部的有养老金的老人，对照组是无养老金的老人。因此，回归系数的含义是相比没有养老金的老人，身份为农民、职工和干部的有养老金的老人的经济转移净额的差值。

2.联立方程模型

我国家庭代际经济交换既包括邻代传递，也包括跨代传递[37]。爷爷在代际经济交换中可能会通盘考虑，与子代的经济交换可能也会影响与孙代之间的转移额，从而产生一定的中介效应。鉴于此，我们进一步使用联立方程模型来检验。如方程(5)所示。

方程(5)中，被解释变量为净转移额。退休身份retire_type不仅直接影响老人给儿子儿媳的转移额(net_son)、给女儿女婿的转移额(net_dau)和给孙子女的转移额(net_grand)，还可能间接影响与孙子女之间的净转移额。

四、实证结果分析

(一)描述性统计结果

变量的描述性统计结果如表1所示。

表1 描述性统计结果

表1中，有养老金的老人占41.2%，没有养老金的占58.8%。老人领取的月养老金平均值为1340元。其中“农民”爷爷的养老金平均为320元，“职工”爷爷的养老金平均为2289元，而“干部”爷爷的养老金平均为3499元。“干部”爷爷的养老金是“职工”爷爷的1.5倍，是“农民”爷爷的10.9倍。可见，同一代的不同老人领取的养老金存在很大差异。从图1的直方图及正态分布曲线也可以看出，不同老人养老金的频数、均值以及偏度、峰度等分布特征存在明显差异。

图1 老人养老金的直方图及正态分布曲线

(二)回归模型估计结果——养老金对净转移额的影响

尽管被解释变量是连续变量，但由于观测值绝大部分来自高龄老人，回答结果的缺失值比较多(见表1)。如果采用OLS、ML等估计方法，会删除有缺失的样本观测值，导致损失过多的观测值[38]。鉴于此，我们选择保留缺失值的极大似然估计(maximum likelihood with missing values，MLMV)这种完全信息估计方法。MLMV不会删除有缺失的样本观测值，能更完整地提取出样本观测值中的各阶矩信息[39]。而考虑到截面数据异方差的影响，采用robust稳健标准误，估计结果如表2所示。

表2 养老金影响老人净转移额的回归结果

从表2回归结果来看，农民交互项回归系数在方程(1)～(4)中都为正，但都不显著，说明相比没有养老金的对照组老人，有养老金的农民(含城市居民)爷爷在给子孙后代的净转移额上并没有显著差异。这是因为目前我国城乡居民的养老金水平还比较低。职工交互项回归系数都在1%水平显著为正，说明相比没有养老金的对照组老人，有养老金的“职工”爷爷给子孙后代的净转移额显著更高，给儿子儿媳的净转移额显著高出1375.34元/年，给女儿女婿的显著高出507.44元/年，给孙子女的显著高出416.08元/年，而净转移总额显著高出2240.62元/年。干部交互项回归系数也都在1%或5%水平显著为正，说明相比没有养老金的对照组老人，有养老金的“干部”爷爷给子孙后代的净转移额也会显著更高，转给儿子儿媳的显著高出2187.74元/年，转给女儿女婿的显著高出669.72元/年，转给孙子女的显著高出2332.52元/年，而净转移总额会显著高出3670.29元/年，并且“干部”爷爷给子孙的净转移额要多于“职工”爷爷的净转移金额。

实证结果说明，退休职工、退休干部老人经济状况更好，给子孙的更多，向子孙索取的更少，从而净转移额相比“无养老金”爷爷、农民“爷爷”更高。这也意味着我国的养老金不平等既会调节老人给子孙的抚养费，也会调节子孙给老人的供养费，从两个方向显著影响代际经济交换。因此，我们不能只从单一方向考察养老金对代际经济交换的影响。

(三)稳健性检验

1.更换解释变量。本部分将使用养老金资格界定更为严格的pension2(不仅回答“有”，还要报告具体金额)，与退休身份构造交互项做解释变量，包括农民×pension 2、职工×pension 2、干部×pension 2。参数估计方法仍采用保留缺失值的极大似然估计MLMV，以及采用稳健标准误(robust)。估计结果如表3所示。

表3 养老金影响老人净转移额的稳健性检验结果

相比表2的结果，表3中核心解释变量(职工×pension 2、干部×pension 2)回归系数的方向并未改变，但显著性变得更高(都在1%水平显著)，而某些解释变量对净转移额的回归系数也变得更大，例如“干部”爷爷的养老金影响代际经济净转移的金额变得更大。这主要由于资格界定更为严格的pension 2将一部分只报告有养老金但却并未报告金额的观测值排除在外了，总体而言，使用了更严格的养老金资格界定标准pension 2之后，模型的估计结果仍保持稳健。

2.联立方程模型估计结果。老人在代际经济交换时可能会通盘考虑。例如，老人将养老金转给儿子儿媳或女儿女婿之后，可能还会进一步考虑与孙子女之间的经济交换额，这就会产生一定的中介效应。故我们使用中介效应模型来进行检验。估计结果如图2所示。

从图2的估计结果来看，一个回归系数为0.047，在5%水平显著，另一个回归系数为0.19，在0.1%水平显著。这说明养老金不平等不仅会直接影响老人与子代、老人与孙代之间的净转移额，而且老人与子代的交换结果也会影响其与孙代之间的经济交换。表4归纳了该中介效应模型的估计结果。对照组仍为没有养老金的老人。

表4中，相比没有养老金的爷爷，有养老金的“农民”爷爷给孙子女的直接效应显著多出143元，间接效应是3元，净转移总额是146元。“职工”爷爷给孙子女的直接效应是显著多出740元，间接效应是138元，净转移总额是878元。而“干部”爷爷给孙子女的直接效应是显著多出1188元，间接效应是254元，净转移总额是1442元。把给儿子儿媳、女儿女婿、孙子女的三项加起来，得到退休职工、退休干部的净转移额分别多出2636元/年、4445元/年。

图2 养老金影响老年人净转移额的路径模型

表4 养老金身份对代际经济转移净额的影响效应

此外，从表4也可以看出:第一，从养老金影响代际经济转移净额来看，“干部”爷爷＞“职工”爷爷＞“农民”爷爷，而“农民”爷爷与无养老金者的差异不显著；第二，不管老人是农民、职工或干部，都是转给儿子儿媳的最多，其次为孙子女，而转给女儿女婿的最少。实际上，“农民”爷爷在一定数量上可能还需要女儿女婿的支持或赡养(净转移额为负)。

五、结论

覆盖面缺口、“碎片化”及“双轨制”是中国养老金制度的典型特征。老人按“农民”“职工”“干部”不同身份领取的养老金待遇差异可达数十倍，甚至上百倍。考虑到中国非常普遍的家庭代际经济交换行为，代内的养老金不平等很可能会影响代际经济转移。这在以往研究中还未引起足够的重视，尚缺乏基础的检验和估计。

本文基于中国老年健康影响因素跟踪调查(CLHLS)2014年数据，根据净转移额(抚养费-供养费)估计的结果发现，与没有养老金的老人相比，城乡居民的净转移额差异并不大，但退休职工、退休干部给予子孙的更多，而向子孙索取的更少，净转移额分别多出2241元/年、3670元/年。进一步考虑代际经济交换中的中介效应，估计结果显示间接效应是显著的。此时，退休职工、退休干部的净转移额分别多出2636元/年、4445元/年。

以往学者们在研究收入分配时往往盯着工资、奖金、津贴、补贴等当期收入，而不太关注养老金这种退休后的延迟收入。本文实证结果显示，中国养老金的代内不平等不仅拉大了老年人各群体之间的收入差距，当进一步考虑代际经济交换时，还会拉大子孙代之间的收入差距。养老金引发的代际转移差异使得整个制度在分配上具有较强的累退性。这种逆向分配效应比较隐蔽，没有引起足够的重视，会给测量我国收入分配带来一定的误差。根据本文的估计结果，以2014年为例，退休身份不同的老人领取的养老金不同，相比无养老金的老人，退休职工、退休干部的子孙获得的经济净转移额每年会多出2636元、4445元，分别占当年城镇居民人均可支配收入31195元的8.5%和14.2%[40]。因此，退休身份给我国收入分配带来的影响是不容忽视的。

要缩小这种收入差距，首先，要尽早实现我国基本养老金制度的全覆盖，让所有老年人都有一份养老金。其次，尽早完成城乡居民养老保险制度合并，实现城镇机关事业单位与企业职工养老保险制度的并轨。第三，降低机关事业单位退休金的年度增速，逐步缩小与企业退休职工的养老金差距，并大幅提高城乡居民的养老金水平。第四，通过超额收入税、赠予税、遗产税等税收手段调节过高的养老金收入，并对过低的养老金收入进行补差(确保最低给付额)。