李晨曦 楊欣桐

一、引言

機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員和企業(yè)職工養(yǎng)老保險制度的雙軌制問題一直受到社會各界的廣泛關(guān)注。2014年，《國務(wù)院關(guān)于統(tǒng)籌推進(jìn)城鄉(xiāng)社會保障體系建設(shè)工作情況的報告》(1)http://www.npc.gov.cn/npc/c12491/201412/20b8bbd38e7b4580aa3dea67640842b0.shtml。在關(guān)于機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險制度改革方面，重點(diǎn)強(qiáng)調(diào)要建立與企業(yè)職工統(tǒng)一的養(yǎng)老保險制度，并提出“一個統(tǒng)一，五個同步”的改革思路。在此基礎(chǔ)上，2015年《國務(wù)院關(guān)于機(jī)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)對機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員的養(yǎng)老保險制度進(jìn)行并軌改革。該《決定》進(jìn)行如下修改：一是養(yǎng)老金領(lǐng)取條件與企業(yè)職工一致，繳費(fèi)年限滿15年按月發(fā)放養(yǎng)老金；二是養(yǎng)老保險制度本質(zhì)與企業(yè)一致，實行社會統(tǒng)籌和個人賬戶相結(jié)合的方式，不再由政府財政承擔(dān)；三是養(yǎng)老保險繳費(fèi)方式與企業(yè)一致，由改革前無需繳納養(yǎng)老保險費(fèi)用轉(zhuǎn)變?yōu)槠髽I(yè)繳費(fèi)和個人繳費(fèi)相結(jié)合；四是養(yǎng)老保險計發(fā)辦法與企業(yè)一致，都由基本養(yǎng)老金構(gòu)成。機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險并軌制度改革(以下簡稱“改革”)后，機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員的養(yǎng)老保險制度與企業(yè)職工并無區(qū)別，因此可以說此次改革實現(xiàn)了機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員與企業(yè)職工養(yǎng)老保險的制度統(tǒng)一，從制度層面上解決雙軌制的問題。

改革后，機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員開始參與繳費(fèi)，可能伴隨著養(yǎng)老保險替代率的降低(王翠琴等，2017[1])，這將會降低參保人員的福利水平。那么制度上的統(tǒng)一是否會損害被改革群體的福利？改革后機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員的福利下降了嗎？本文將對這個問題進(jìn)行深入研究。

在福利經(jīng)濟(jì)學(xué)中，居民消費(fèi)福利是社會福利最重要的組成部分，本文使用消費(fèi)對福利進(jìn)行衡量，將研究的主要問題具體為改革對居民消費(fèi)的影響。研究消費(fèi)在我國目前的經(jīng)濟(jì)形勢下具有重要的現(xiàn)實意義。中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入“以國內(nèi)大循環(huán)為主體，國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進(jìn)”的新發(fā)展格局，提振消費(fèi)、擴(kuò)大內(nèi)需成為當(dāng)前重要的戰(zhàn)略基點(diǎn)。本文首先建立兩期世代交疊理論模型，在模型中引入改革，分析改革通過何種機(jī)制影響居民消費(fèi)；其次通過雙重差分的實證模型分析改革對居民消費(fèi)的影響，再對理論模型的結(jié)論進(jìn)行驗證；最后基于所得結(jié)論對制度統(tǒng)一是否降低居民福利的問題進(jìn)行深入思考。

此次改革的對象為2014年10月1日之后參加工作的“新人”以及改革前參加工作并在改革后退休的“中人”，而對于改革前退休的“老人”仍沿用老辦法。對于“新人”，養(yǎng)老保險制度參照新政策執(zhí)行；對于“老人”，養(yǎng)老保險制度仍按老政策執(zhí)行。這兩個群體的養(yǎng)老保險制度并不受此次改革影響。綜上所示，本文將研究對象設(shè)定為“中人”。

本文后續(xù)內(nèi)容安排如下：第二部分進(jìn)行文獻(xiàn)綜述；第三部分是理論模型的構(gòu)建與推導(dǎo)；第四部分介紹數(shù)據(jù)以及描述性統(tǒng)計；第五部分介紹相關(guān)實證結(jié)果，包含基礎(chǔ)回歸結(jié)果、穩(wěn)健性檢驗以及影響機(jī)制分析；第六部分進(jìn)行總結(jié)并提出政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述

本文從養(yǎng)老保險對居民消費(fèi)及儲蓄行為的影響與養(yǎng)老保險制度并軌這兩部分進(jìn)行文獻(xiàn)綜述。

(一)養(yǎng)老保險對居民消費(fèi)及儲蓄的影響相關(guān)文獻(xiàn)

國外文獻(xiàn)對養(yǎng)老保險如何影響消費(fèi)及儲蓄這個問題關(guān)注較早，并得出養(yǎng)老金財富抑制儲蓄并促進(jìn)消費(fèi)這一結(jié)論。最早的研究文獻(xiàn)可以追溯到Feldstein(1974)[2]利用生命周期模型和實證分析，認(rèn)為社會保障將抑制30%～50%的居民儲蓄。Munnell(1976)[3]基于安多-莫迪利安尼模型(Ando-Modigliani model)分析得到養(yǎng)老金替代率對居民儲蓄存在負(fù)向影響。Zant(1988)[4]通過分析荷蘭1957—1986年的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險財富對消費(fèi)傾向存在正向影響。Feldstein(1996)[5]基于1930—1992年美國養(yǎng)老金財富數(shù)據(jù)，分析得到社會保障財富的增加對居民儲蓄率產(chǎn)生負(fù)向影響。Lachowska(2018)[6]通過分析波蘭1999年養(yǎng)老保險改革，基于1997—2003年的家庭數(shù)據(jù)，認(rèn)為養(yǎng)老金財富與私人儲蓄之間存在替代關(guān)系。

隨著國內(nèi)養(yǎng)老保險制度改革，國內(nèi)學(xué)者對養(yǎng)老保險如何影響居民消費(fèi)/儲蓄行為這一問題的關(guān)注越來越多。虞斌和姚曉壘(2011)[7]利用2001—2009年中國30個省份面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老金財富對人均消費(fèi)支出存在顯著正向影響。白重恩等(2012)[8]利用2002—2009年9個省份的數(shù)據(jù)，認(rèn)為養(yǎng)老保險替代率對居民消費(fèi)存在促進(jìn)作用，但提高養(yǎng)老保險繳費(fèi)對居民消費(fèi)存在抑制作用。岳愛等(2013)[9]基于2012年農(nóng)戶家庭數(shù)據(jù)，認(rèn)為參與新農(nóng)保對農(nóng)民家庭日常費(fèi)用支出存在顯著正向影響。陳靜(2015)[10]利用2011年中國家庭金融調(diào)查(China Household Finance Survey,CHFS)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)參與基本養(yǎng)老保險對家庭衣物和耐用品支出存在顯著正向影響，對旅游以及教育培訓(xùn)支出影響不顯著，且實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)受教育程度越高的家庭，消費(fèi)支出越高。范黎波等(2017)[11]利用2012年中國綜合社會調(diào)查(Chinese General Social Survey,CGSS)數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險對居民消費(fèi)存在顯著的促進(jìn)作用。王亞柯和劉雪穎(2020)[12]利用2018年中國家庭收入調(diào)查(China Household Income Project，CHIP)數(shù)據(jù)分析得到參與養(yǎng)老保險的城鎮(zhèn)家庭提高了家庭消費(fèi)，且這一影響對低收入和老年家庭較大。綜上所述，大部分國內(nèi)學(xué)者認(rèn)為養(yǎng)老保險對居民消費(fèi)存在正向影響，包括養(yǎng)老金財富、參與養(yǎng)老保險以及養(yǎng)老保險替代率三個方面。

(二)制度并軌相關(guān)文獻(xiàn)

目前，文獻(xiàn)中對于制度并軌方面的研究基本分為以下三類。第一類研究聚焦雙軌制所存在問題、未來改革方向以及改革后所面臨的問題等方面。在正式改革之前，就有學(xué)者對制度并軌問題進(jìn)行討論。史丹(2014)[13]認(rèn)為養(yǎng)老保險雙軌制不利于社會發(fā)展，不利于勞動力市場發(fā)展，應(yīng)進(jìn)一步改革并完善養(yǎng)老金計發(fā)辦法，建立統(tǒng)一的養(yǎng)老金系統(tǒng)，加強(qiáng)對養(yǎng)老保險的立法。朱恒鵬等(2015)[14]結(jié)合國際養(yǎng)老保險改革的經(jīng)驗、機(jī)關(guān)和企業(yè)職工的改革歷史分析得到這次改革完善了養(yǎng)老金體系，但仍存在著是否需要降低未來財政支出的不確定性。張彥和李春根(2016)[15]認(rèn)為從整體上看改革后的養(yǎng)老保險制度已經(jīng)得到統(tǒng)一，但進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)仍存在著一些不公平的現(xiàn)象，需要對制度進(jìn)行進(jìn)一步完善，還應(yīng)當(dāng)加入對個體方面的考量，使制度能夠更加體現(xiàn)公平性。李小強(qiáng)(2016)[16]分析制度并軌的原因以及目前改革所面臨的問題，提出進(jìn)一步完善改革的建議。賈麗萍(2017)[17]認(rèn)為目前改革進(jìn)程較為緩慢，原因可能是機(jī)關(guān)事業(yè)單位內(nèi)部的改革滯后。

第二類研究通過建立理論模型以及反事實實驗對改革的效果進(jìn)行討論。徐舒和趙紹陽(2013)[18]建立異質(zhì)性的生命周期理論模型，刻畫個體消費(fèi)決策，通過數(shù)量分析得到雙軌制下替代率的差異可以解釋企業(yè)職工和機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員消費(fèi)差距的24.3%，且企業(yè)職工的替代率提高會增加企業(yè)職工的消費(fèi)水平。李培和丁少群(2016)[19]建立世代交疊模型分析發(fā)現(xiàn)并軌改革后總收入差距增加，養(yǎng)老金差距減少。鄒鐵釘(2017)[20]運(yùn)用養(yǎng)老金缺口度量模型，根據(jù)1997—2015年的宏觀數(shù)據(jù)進(jìn)行政策模擬，對比延遲退休和制度并軌這兩種改革方案的效果，模擬結(jié)果發(fā)現(xiàn)制度并軌從各方面看都優(yōu)于延遲退休，應(yīng)給予政策優(yōu)先考慮，且具體改革措施要根據(jù)個體年齡、單位、地區(qū)進(jìn)行區(qū)分。

第三類研究通過實證模型研究制度并軌所帶來的影響。王小龍和唐龍(2013)[21]根據(jù)2002年CHIP數(shù)據(jù)，實證分析認(rèn)為雙軌制對企業(yè)職工人均消費(fèi)和人均教育支出有明顯的抑制作用，并對居民總需求有抑制作用，若制度并軌發(fā)生，則會釋放居民消費(fèi)。白重恩等(2014)[22]根據(jù)2006—2009年養(yǎng)老保險并軌改革試點(diǎn)省份的住戶調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)在浙江和廣東兩省，改革使得企業(yè)職工參保概率增加，提高了參保的積極性。于新亮等(2021)[23]構(gòu)建雙重差分模型，基于2010—2018年中國家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Survey,CFPS)數(shù)據(jù)，研究機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險制度并軌對勞動力在公私部門流動的影響，發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險制度并軌可以促進(jìn)部門間的勞動力流動，提高勞動資源的配置效率。

綜上所述，大部分學(xué)者認(rèn)為制度并軌是必要的，且制度并軌對居民消費(fèi)、企業(yè)職工參保積極性、勞動要素配置等方面都有正向影響。但目前關(guān)于制度并軌的研究還存在一些相對空白：(1)大部分學(xué)者集中于評論性質(zhì)的政策評價，在實證分析方面還有所欠缺，且現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于制度并軌對居民消費(fèi)的影響研究相對較少。(2)雙重差分的研究方法能夠有效控制除政策沖擊以外其他因素的影響，從而得到對政策沖擊的真實評估，這是該實證模型能夠在政策分析領(lǐng)域應(yīng)用廣泛的原因之一。目前較少有學(xué)者將雙重差分模型應(yīng)用在制度并軌的研究中。(3)現(xiàn)有文獻(xiàn)對制度并軌通過何種機(jī)制影響居民消費(fèi)的研究相對缺失。綜上所述，本文的創(chuàng)新點(diǎn)是利用雙重差分模型，基于微觀數(shù)據(jù)，研究制度并軌對居民消費(fèi)的影響，并對影響機(jī)制從理論與實證兩方面進(jìn)行探討，為制度并軌的研究提供新的視角。

三、理論模型

本文關(guān)注機(jī)關(guān)事業(yè)單位個體。假設(shè)個體一生包含兩個階段，成年階段和老年階段。成年階段，個體通過工作獲取勞動收入，并決定成年階段和老年階段的消費(fèi)以及儲蓄，效用函數(shù)如下：

lnc1,t+βlnc2,t+1

(1)

其中c1,t和c2,t+1為個體成年階段以及老年階段的消費(fèi)，β為效用貼現(xiàn)因子。成年階段，個體通過工作獲得的工資用于消費(fèi)及儲蓄。個體成年階段的預(yù)算約束方程可以表示為：

c1,t+st=(1-τ)wt

(2)

其中st為個體儲蓄，wt為工資，τ為改革后養(yǎng)老保險繳費(fèi)率。這里τ是改革實現(xiàn)制度統(tǒng)一的重要舉措。到了老年階段，個體已經(jīng)退休，因此老年階段的消費(fèi)由成年階段的儲蓄和養(yǎng)老保險金所支付。由此可知，個體老年階段的預(yù)算約束為：

c2,t+1=Rt+1st+dwt

(3)

其中Rt+1為儲蓄收益率，d為養(yǎng)老保險替代率，dwt則為退休后個體領(lǐng)取的養(yǎng)老金?；谑?2) 、 式(3) 的預(yù)算約束，個體實現(xiàn)一生效用最大化，則成年階段和老年階段的最優(yōu)消費(fèi)關(guān)系可以表示為如下的歐拉方程 (4) ：

c2,t+1=βRt+1c1,t

(4)

將等式(4)代入預(yù)算約束條件式(2)與式(3)中得到：

(5)

在改革實施前的雙軌制階段，機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員無需繳納養(yǎng)老保險費(fèi)用，即τ=0，這與企業(yè)職工養(yǎng)老保險制度存在較大差異。改革實施后，機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員開始繳納養(yǎng)老保險費(fèi)用，即τ>0。與此同時，改革實施前，機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員退休后領(lǐng)取退休前工資的80%～90%；改革實施后，機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員退休后領(lǐng)取的養(yǎng)老保險金由統(tǒng)籌賬戶、個人賬戶、過渡性賬戶以及職業(yè)年金(改革的“中人”)共同支付。因此，假設(shè)改革實施前的養(yǎng)老金替代率為d1，改革實施后的養(yǎng)老金替代率為d2，可以得到改革實施前機(jī)關(guān)事業(yè)單位個體成年階段消費(fèi)為：

(6)

改革后機(jī)關(guān)事業(yè)單位個體成年階段消費(fèi)為：

(7)

若改革前后儲蓄收益率 (Rt+1)、養(yǎng)老保險替代率 (d2=d1) 與收入水平 (wt) 均保持不變，那么由于改革后繳費(fèi)率 (τ>0) 的出現(xiàn)，機(jī)關(guān)事業(yè)單位個體成年階段消費(fèi)及其福利將經(jīng)歷一定程度的降低。(2)儲蓄收益率(Rt+1)對機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員和企業(yè)職工存在相同影響。通過雙重差分模型可消除儲蓄收益率的影響，因此在理論模型中并不將儲蓄收益率的變化作為本文討論的重點(diǎn)。對比等式(6)與式(7)，本文發(fā)現(xiàn)，改革影響機(jī)關(guān)事業(yè)單位個體成年階段消費(fèi)的兩個可能影響機(jī)制為：一是改革前后養(yǎng)老保險替代率(d)發(fā)生變動；二是改革前后機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員工資(wt)發(fā)生變動。(3)同時，由歐拉方程(4)可知，當(dāng)貼現(xiàn)效用因子β、收入儲蓄率Rt+1都大于0時，老年階段消費(fèi)與成年階段消費(fèi)正相關(guān)，也就是說，如果成年階段消費(fèi)增加，則老年階段(退休后)消費(fèi)也將相應(yīng)增加。本文通過理論模型認(rèn)為在制度得到統(tǒng)一的同時，此次改革存在兩種機(jī)制影響居民消費(fèi)，進(jìn)而影響福利，分別為養(yǎng)老保險替代率與收入，本文后續(xù)也會對這兩個機(jī)制進(jìn)行分別討論。

四、實證研究

本文使用CFPS數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)庫調(diào)查對象為全國25個省份中具有代表性的家戶及其家庭成員，2010年進(jìn)行基線調(diào)查，隨后于2012 年、2014 年、2016 年和 2018 年四個年度對基線調(diào)查的家戶及其家庭成員進(jìn)行追蹤調(diào)查。每個調(diào)查年度包含約 32 669～37 147 條個人信息，代表了中國除香港、澳門、臺灣外總?cè)丝诘?4.5%。因其樣本的覆蓋面較為廣泛，可以視為一個全國代表性樣本。由于該數(shù)據(jù)庫包含工作單位性質(zhì)、個人特征層面、家庭特征層面、家庭消費(fèi)的相關(guān)數(shù)據(jù)，因此符合本文的研究需要。

(一)實證模型

本文的研究范圍為2012—2018年。改革的發(fā)文時間為2015年，因此將2012年、2014年設(shè)置為改革前，2016年、2018年設(shè)置為改革后。《國務(wù)院關(guān)于機(jī)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)只涉及機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員養(yǎng)老保險制度的變化，對企業(yè)職工養(yǎng)老保險制度并無影響，因此設(shè)置機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員為實驗組，企業(yè)職工為對照組。本文借助雙重差分模型 (8) 剔除掉其他因素的影響，能夠更加準(zhǔn)確地評估出改革對居民消費(fèi)的影響。

lnyit=α+β×treatmenti×postt+ui+γt+δ×Xit+εit

(8)

其中：i為調(diào)查的個體，t為調(diào)查年限。lnyit指居民消費(fèi)(取對數(shù))。當(dāng)treatmenti=1時，個體i為機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員；當(dāng)treatmenti=0時，個體i為企業(yè)職工。當(dāng)postt=1時,時間t為改革發(fā)生后；當(dāng)postt=0時,時間t為改革發(fā)生前。ui為個體固定效應(yīng)，γt為時間固定效應(yīng)。Xit為其他控制變量，包含個人控制變量及家庭控制變量。β為要考察的核心系數(shù)，即改革對居民消費(fèi)的影響。

被解釋變量居民消費(fèi)分為家庭總消費(fèi)、家庭必要型消費(fèi)與家庭文教娛樂消費(fèi)。其中，家庭必要型消費(fèi)包含食品、衣著、居住、家庭設(shè)備用品及服務(wù)、醫(yī)療保健、交通通訊支出和其他生活消費(fèi)支出。家庭必要型消費(fèi)與家庭文教娛樂消費(fèi)的加總等于家庭總消費(fèi)。

個人特征層面的變量選取包含：是否是家庭決策人、是否居住地為城市、年齡、健康狀況、是否結(jié)婚以及最高學(xué)歷。其中，“是否是家庭決策人”對應(yīng)該樣本是否是家庭財務(wù)/重大事件決策人，為虛擬變量，是為1，否為0?！笆欠窬幼〉貫槌鞘小睘樘摂M變量，是為1，否為0?！澳挲g”為個人實際年齡，為避免年齡可能與消費(fèi)存在非線性關(guān)系，本文也包含年齡的平方項。“健康狀況”對應(yīng)個人自評健康狀況，為虛擬變量，按不健康、一般、比較健康、很健康、非常健康的順序，依次賦值為0～4?！笆欠窠Y(jié)婚”包含未婚、在婚(有配偶)、同居、離婚、喪偶，其中在婚(有配偶)、同居視為已婚，設(shè)定為1，未婚、離婚、喪偶視為未婚，設(shè)定為0?！白罡邔W(xué)歷”設(shè)定為虛擬變量，按文盲/半文盲、初等教育(包含小學(xué))、中等教育(包含初中、高中/中專/技校/職高)、高等教育(包含大專、大學(xué)本科、碩士、博士)的順序，依次賦值為0～3。

家庭特征層面的變量選取包含：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。其中，“家庭總收入”為個人所在家庭的年收入(取對數(shù))；(4)本文未使用個人年收入作為控制變量，原因為：一是未變更工作單位的采訪者在2016年并沒有對個人年收入這一變量進(jìn)行調(diào)查，導(dǎo)致數(shù)據(jù)的缺失。CFPS的處理方法是通過模型計算得出2016年主要工作收入較2014年主要工作收入的增加值，隨后用戶即可計算得出2016年的個人年收入總計，但因為年收入并非通過調(diào)查得到的真實數(shù)據(jù)，此計算方法并不能保證數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性，可能會造成較大誤差；二是研究目標(biāo)為家庭共同消費(fèi)，家庭共同消費(fèi)通常根據(jù)家庭收入進(jìn)行決策，所以說家庭消費(fèi)和家庭收入關(guān)聯(lián)度更高?！白优?dāng)?shù)量”為該家庭擁有的子女?dāng)?shù)量；“同灶吃飯的人數(shù)”為該家庭一起吃飯的人數(shù)；“是否擁有房屋”為虛擬變量，該家庭擁有房屋為1，否則為0。

(二)描述性統(tǒng)計

本文研究改革的“中人”群體，研究對象為在職“中人”。(5)改革的“中人”群體包含在職員工和改革后退休人員，但改革后退休人員的消費(fèi)行為與在職員工并不相同，因此本文研究對象僅限于在職員工。根據(jù)2012年在職員工工作單位性質(zhì)，本文將樣本分為企業(yè)在職與機(jī)關(guān)事業(yè)單位在職，從而判斷他們的養(yǎng)老保險類型。本文排除工作單位為農(nóng)村家庭經(jīng)營、個體工商戶、民辦非企業(yè)組織、協(xié)會/行會/基金會等社會組織、社區(qū)居委會/村委會等自治組織，因為這些樣本無法根據(jù)工作單位判斷養(yǎng)老保險是機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險還是企業(yè)職工養(yǎng)老保險。根據(jù)2014 年、2016 年和 2018 年調(diào)查問卷與2012年調(diào)查問卷的關(guān)聯(lián)性，篩選出未更換工作的個人樣本作為研究對象。最后，本文選取年齡范圍為22～65歲，同灶吃飯人數(shù)小于9人，子女?dāng)?shù)量小于5人，剔除掉異常值，確保數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性。經(jīng)過上述處理，本文最終獲得總樣本量為9 967，總?cè)藬?shù)為5 862，其中企業(yè)職工人數(shù)為4 746，機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員人數(shù)為1 116。

由表1的Panel A可知，機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員占全樣本的21.7%，研究對象的年齡范圍為22～65歲，均值為40.49歲，此樣本符合本文的研究需要。表1的Panel B為樣本的差異統(tǒng)計量。從個人特征層面上看，機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員家庭決策人比例、居住地為城市比例、年齡、年齡的平方、已婚比例、最高學(xué)歷方面均值高于企業(yè)職工，但健康狀況均值低于企業(yè)職工。從家庭特征層面上看，機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員是否擁有住房、家庭總收入方面均值高于企業(yè)職工，但同灶吃飯的人數(shù)均值低于企業(yè)職工，子女?dāng)?shù)量兩組并無明顯差別。從被解釋變量上看，機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員家庭文教娛樂消費(fèi)、家庭必要型消費(fèi)、家庭總消費(fèi)均值高于企業(yè)職工。以下是各變量簡單關(guān)系的描述，本文將通過實證回歸結(jié)果進(jìn)行詳細(xì)論述。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

續(xù)前表

五、回歸結(jié)果

(一)基礎(chǔ)回歸結(jié)果

表2為改革對家庭總消費(fèi)的影響的實證結(jié)果。(6)受篇幅限制,文中無法列出全表2～表5以及全表7,感興趣的讀者可聯(lián)系作者索取。其中列(1)未加入控制變量，核心系數(shù)的估計值為0.064，在10%顯著性水平上顯著；列(2)加入個人控制變量，包含是否是家庭決策人、是否居住地為城市、年齡、年齡的平方項、是否結(jié)婚、最高學(xué)歷、健康狀況，核心系數(shù)的估計值為0.063，顯著性水平?jīng)]有發(fā)生變化；列(3)加入家庭控制變量，包含家庭總收入、同灶吃飯的人數(shù)、子女?dāng)?shù)量、是否擁有房屋，核心系數(shù)的估計值為0.061，顯著性水平?jīng)]有發(fā)生變化，但估計值水平有所下降。由表2的估計結(jié)果可知，改革顯著提高了家庭總消費(fèi)，并且結(jié)果比較穩(wěn)健。列(3)為所有控制變量加入后得到的實證結(jié)果，所以主要對此結(jié)果進(jìn)行說明。當(dāng)其他因素保持不變時，改革使得家庭總消費(fèi)增加6.1%。

表2 改革對家庭總消費(fèi)的影響

當(dāng)被解釋變量為家庭必要型消費(fèi)時，實證回歸結(jié)果見表3。表3的設(shè)置與表2類似。表3列(1)未加入控制變量，核心系數(shù)的估計值為0.082，在5%顯著性水平上顯著；列(2)加入個人控制變量，核心系數(shù)的估計值為0.079，顯著性水平未發(fā)生變化；列(3)加入家庭控制變量，核心系數(shù)的估計值為0.077，估計值有所下降，在5%顯著性水平上顯著。由表3的估計結(jié)果可知，改革顯著提高了家庭必要型消費(fèi)，并且結(jié)果比較穩(wěn)健。列(3)為所有控制變量加入后得到的實證結(jié)果，所以主要對此結(jié)果進(jìn)行說明。當(dāng)其他因素保持不變時，改革使得家庭必要型消費(fèi)增加7.7%。

表3 改革對家庭必要型消費(fèi)的影響

當(dāng)被解釋變量為家庭文教娛樂消費(fèi)時，實證回歸結(jié)果見表4。表4的設(shè)置與表2、表3類似。表4列(1)未加入控制變量，列(2)加入個人控制變量，列(3)加入家庭控制變量。表4列(1)～列(3)的結(jié)果顯示，核心系數(shù)的估計值不顯著，說明改革對家庭文教娛樂消費(fèi)沒有顯著影響。

表4 改革對家庭文教娛樂消費(fèi)的影響

上述表2～表4的回歸結(jié)果表明，改革顯著提高了家庭總消費(fèi)、家庭必要型消費(fèi)，但對家庭文教娛樂消費(fèi)沒有顯著影響。因此，改革對家庭總消費(fèi)的正向影響主要是由對家庭必要型消費(fèi)的正向影響所主導(dǎo)的。改革顯著影響家庭必要型消費(fèi)，但對家庭文教娛樂消費(fèi)影響不顯著的可能原因是機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員的收入水平較低(陳華帥等，2020[24])，因此對機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員來說，家庭必要型消費(fèi)在總消費(fèi)中占據(jù)較大比例，當(dāng)改革發(fā)生時，家庭必要型消費(fèi)受到的影響更大；而家庭文教娛樂消費(fèi)占總消費(fèi)的比例較小，對改革的反應(yīng)并不明顯。這體現(xiàn)了機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員的恩格爾系數(shù)較大。綜上所述，此次改革在實現(xiàn)制度統(tǒng)一的同時對居民消費(fèi)有顯著正向影響，主要體現(xiàn)在家庭總消費(fèi)與家庭必要型消費(fèi)，也因此提高了居民福利。

(二)穩(wěn)健性檢驗

為保證上述結(jié)果的穩(wěn)健性，本文對回歸結(jié)果分別進(jìn)行了安慰劑檢驗與平行趨勢檢驗。雙重差分回歸安慰劑檢驗的核心思想是虛構(gòu)政策時間或虛構(gòu)實驗組進(jìn)行估計：如果虛構(gòu)情況下“假”的政策虛擬變量系數(shù)仍然顯著，則說明原來的估計結(jié)果很可能出現(xiàn)了偏誤，被解釋變量的變動很可能是受到了除政策之外因素或者隨機(jī)性因素的影響；如果虛構(gòu)情況下“假”的政策虛擬變量系數(shù)不顯著，則排除了除政策之外因素以及隨機(jī)性因素的影響，說明原來的估計結(jié)果準(zhǔn)確。

1.改變政策發(fā)生時間的安慰劑檢驗。

改變政策發(fā)生時間的安慰劑檢驗的基本理論為：選取不存在改革的年份，即2012年和2014年。假設(shè)改革的實施年份為2014年，建立 “假” 的postt變量：postt=1時,表示t為改革實施后(2014年)；postt=0時,表示t為改革實施前(2012年)。將“假”的postt變量與原treatmenti變量構(gòu)建“假”的交叉項，并按基礎(chǔ)回歸的步驟進(jìn)行檢驗。如果得到“假”的交叉項前的核心系數(shù)不顯著，則說明去除改革的沖擊，機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員與企業(yè)職工不存在系統(tǒng)性差異。如果核心系數(shù)顯著，說明本文的實證模型和回歸結(jié)果值得懷疑。由表5可知，假設(shè)的改革對家庭總消費(fèi)的影響結(jié)果不顯著，說明通過安慰劑檢驗，也就是說，我們排除了即使不發(fā)生改革，機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員的消費(fèi)也高于企業(yè)職工的可能性。當(dāng)被解釋變量為家庭必要型消費(fèi)時，同樣通過安慰劑檢驗。

表5 安慰劑檢驗(假設(shè)改革實施年份為2014年)

2.實驗組隨機(jī)化的安慰劑檢驗。

實驗組隨機(jī)化目的是為了排除不可觀測的隨機(jī)因素對結(jié)果的影響，確保實證結(jié)果的穩(wěn)健性。本文對總樣本進(jìn)行隨機(jī)抽樣，基于式(8)所示的雙重差分回歸，重復(fù)1 000次，提取安慰劑檢驗結(jié)果系數(shù)估計值的t統(tǒng)計量，并將t統(tǒng)計量分布情況繪制在圖1中。如圖1(a)所示，當(dāng)被解釋變量為家庭總消費(fèi)時，只有少數(shù)安慰劑檢驗結(jié)果系數(shù)估計值的t統(tǒng)計量大于真實數(shù)據(jù)回歸得到的核心系數(shù)估計值的t統(tǒng)計量，概率為3.6%，是一個小概率事件。如圖1(b)所示，當(dāng)被解釋變量為家庭必要型消費(fèi)時，同樣通過安慰劑檢驗。綜上所述，本文認(rèn)為雙重差分的回歸結(jié)果受到不可觀測因素影響的可能性較小，通過安慰劑檢驗，實證結(jié)果較為穩(wěn)健。

圖1 安慰劑檢驗結(jié)果系數(shù)估計值的t統(tǒng)計量分布

3.平行趨勢檢驗。

雙重差分估計有效的前提條件是實驗組(機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員)和對照組(企業(yè)職工)在改革實施前滿足平行趨勢，否則所得到的實證結(jié)果可能會不準(zhǔn)確。本文使用事件研究法檢驗平行趨勢。如果平行趨勢成立，則說明改革對居民消費(fèi)的影響發(fā)生在政策實施后。

為檢驗平行趨勢的成立，本文設(shè)定如下回歸模型：

lnyit=α+β-3×treatmenti×year-3+β-1×treatmenti×year-1

+β1×treatmenti×year1+β3×treatmenti×year3

+γt+ui+εit

(9)

其中：i為調(diào)查的個體，t為調(diào)查年限。lnyit指家庭總消費(fèi)(取對數(shù))。treatmenti=1時，個體i為機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員；treatmenti=0時，個體i為企業(yè)職工。year為各期時間虛擬變量。ui為個體固定效應(yīng)，γt為時間固定效應(yīng)。因此，β-3和β-1為改革前2012年和2014年的效果，β1和β3為改革后2016年和2018年的效果。如果改革前的系數(shù)不顯著，則說明平行趨勢成立。為防止共線性問題的產(chǎn)生，本文去掉改革前一年，即2014年。

由表6可知，改革對家庭總消費(fèi)的影響結(jié)果在改革前2012年不顯著，則說明平行趨勢成立。結(jié)果同樣顯示，改革后2016年不顯著，但2018年顯著，即改革顯著影響2018年的家庭總消費(fèi)，說明改革對居民消費(fèi)的影響存在滯后性。當(dāng)被解釋變量為家庭必要型消費(fèi)時，平行趨勢同樣成立，可進(jìn)行后續(xù)分析。

表6 平行趨勢檢驗

(三)影響機(jī)制分析

結(jié)合基礎(chǔ)回歸所得結(jié)果，由理論模型推導(dǎo)可知，改革后機(jī)關(guān)事業(yè)單位個體消費(fèi)增加的兩個途徑為：(1)d2>d1，即改革后養(yǎng)老保險替代率大于改革前；(2)改革后機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員工資增加。該部分主要運(yùn)用實證模型探討改革究竟是通過何種機(jī)制增加居民消費(fèi)，最終使得福利得到提升。

受到改革影響的“中人”是本文的主要研究對象。其中，“中人”包括十年過渡期內(nèi)退休人員以及十年過渡期外退休人員。二者對應(yīng)的政策略有不同：改革對十年過渡期(2014年10月1日—2024年9月30日)內(nèi)退休人員實行“保底限高”的政策，確保了這部分群體退休后的養(yǎng)老保險待遇不會大幅下降。由于兩群體所對應(yīng)的改革政策存在差異，因此在討論影響機(jī)制時，本文將對“十年過渡期內(nèi)退休人員”與“十年過渡期外退休人員”這兩個群體進(jìn)行區(qū)分討論。

首先，本文針對收入這一影響機(jī)制進(jìn)行討論。在現(xiàn)有的樣本中，選取2014年和2018年有個人主要工作收入數(shù)據(jù)的樣本，設(shè)定2014年為改革前，2018年為改革后，對個人主要工作收入進(jìn)行如式(8)所示的雙重差分回歸，被解釋變量為個人主要工作收入。其中，核心系數(shù)的含義為改革對個人主要工作收入的影響，個人特征層面的變量選取包含是否居住地為城市、年齡、健康狀況、是否結(jié)婚以及最高學(xué)歷；家庭特征層面的變量選取包含子女?dāng)?shù)量、同灶吃飯的人數(shù)以及是否擁有房屋。

表7列(1)、列(2)均是加入個人控制變量以及家庭控制變量的回歸結(jié)果。通過列(1)結(jié)果可知，改革顯著提高過渡期內(nèi)退休人員的個人主要工作收入，核心系數(shù)的估計值為0.274，即改革后過渡期內(nèi)退休人員個人主要工作收入增加27.4%，在5%顯著性水平上顯著。由列(2)結(jié)果可知，改革顯著提高過渡期外退休人員的個人主要工作收入，核心系數(shù)的估計值為0.302，即改革后過渡期外退休人員個人主要工作收入增加30.2%，在5%顯著性水平上顯著。上述結(jié)果表明，改革后兩群體的個人主要工作收入均顯著提高，但十年過渡期外退休人員的收入提高更多，說明改革對這部分群體收入影響更大，由于他們不存在“保底限高”的政策，為了使得他們的退休待遇保持穩(wěn)定，因此收入補(bǔ)償更多。

表7 改革對個人主要工作收入的影響

其次，本文針對養(yǎng)老保險替代率這一影響機(jī)制進(jìn)行討論。養(yǎng)老保險替代率的定義為：參保人員退休后第一個月領(lǐng)取的養(yǎng)老金與退休前一年平均月工資之比。對于在職員工來說，領(lǐng)取的養(yǎng)老金數(shù)據(jù)無從得知，因此很難從實證角度衡量其養(yǎng)老保險替代率，本文將結(jié)合改革的政策文件以及相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行探討。對于在十年過渡期內(nèi)退休人員，《國務(wù)院關(guān)于機(jī)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)的政策文件指示：如果新政策的養(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，超出部分逐年以一定比例遞增發(fā)放。這表明在過渡期內(nèi)退休的機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員養(yǎng)老金待遇不低于老政策的養(yǎng)老金待遇，也就是說這部分人員改革后養(yǎng)老金替代率高于或等于改革前。由此說明，改革后過渡期內(nèi)退休人員的養(yǎng)老保險替代率保持不變或有所上升。而對于在十年過渡期外退休人員，王翠琴等(2017)[1]通過構(gòu)建精算模型，分析了十年過渡期外退休的機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員“中人”的養(yǎng)老保險替代率，并與改革前養(yǎng)老保險替代率進(jìn)行對比，發(fā)現(xiàn)由于男性和女性職工的工作年限不同，改革后機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員中男性養(yǎng)老保險替代率先下降后升高且后期高于改革前，女性養(yǎng)老保險替代率低于改革前。由此說明，改革后過渡期外退休人員的養(yǎng)老保險替代率短期內(nèi)有所下降。

綜上所述，對于十年過渡期內(nèi)退休人員，改革提高機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員消費(fèi)的影響機(jī)制如下：其一，在改革過程中，為保證機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員退休后養(yǎng)老保險待遇不發(fā)生大幅度下降，機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員的收入被調(diào)整上升，從而使這部分居民消費(fèi)增加，福利提高。其二，改革使得機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險替代率上升，從而使這部分居民消費(fèi)增加，福利提高。因此，十年過渡期內(nèi)退休人員居民消費(fèi)福利提高的影響機(jī)制是收入提高與養(yǎng)老保險替代率提高。而對于過渡期外退休人員，改革提高居民消費(fèi)主要源于收入提高。二者影響機(jī)制不同的主要原因是十年過渡期內(nèi)退休人員退休將至，收入上漲預(yù)期偏低，因此為了保證十年過渡期內(nèi)退休人員養(yǎng)老金待遇不發(fā)生大幅變動，改革對這部分人群實行“保底限高”的政策；而十年過渡期外退休人員距離退休還有一段時間，收入上漲預(yù)期更高，無需額外政策進(jìn)行保障。

六、結(jié)論與政策建議

本文利用微觀數(shù)據(jù)和雙重差分的方法，分析改革在實現(xiàn)制度統(tǒng)一的同時是否對居民福利產(chǎn)生影響。基于消費(fèi)在福利經(jīng)濟(jì)學(xué)的重要地位和其本身的現(xiàn)實意義，本文使用居民消費(fèi)來衡量福利，分析改革對居民消費(fèi)的影響，對現(xiàn)有制度并軌文獻(xiàn)關(guān)于消費(fèi)方面的實證研究進(jìn)行補(bǔ)充與拓展。此次改革為研究并軌制度對居民消費(fèi)的影響提供了“準(zhǔn)自然實驗”的環(huán)境，避免了內(nèi)生性問題，同時也提高了研究結(jié)果的準(zhǔn)確性。通過基礎(chǔ)回歸模型，發(fā)現(xiàn)改革顯著提高家庭總消費(fèi)、家庭必要型消費(fèi)，但對家庭文教娛樂消費(fèi)無顯著影響。

本文不僅檢驗了改革對居民消費(fèi)的影響，還對其影響機(jī)制進(jìn)行分析。在影響機(jī)制方面，基于改革前后個體繳費(fèi)行為構(gòu)建兩期世代交疊理論模型，發(fā)現(xiàn)改革通過收入與養(yǎng)老保險替代率兩種機(jī)制影響居民消費(fèi)。隨后對此進(jìn)行實證檢驗，結(jié)論為對于十年過渡期內(nèi)退休人員，改革提高機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員消費(fèi)的影響機(jī)制是收入提高與養(yǎng)老保險替代率提高；對于過渡期外退休人員，改革提高居民消費(fèi)主要源于收入提高?；谏鲜鼋Y(jié)論，本文回答了改革對福利的影響，并總結(jié)得到改革對福利的影響機(jī)制。

改革的目的在于機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員建立與企業(yè)職工統(tǒng)一的養(yǎng)老保險制度，使得改革后機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員和企業(yè)職工養(yǎng)老保險制度不存在區(qū)別，進(jìn)而從制度上消除雙軌制問題帶來的矛盾。但改革使得機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員從無需繳納養(yǎng)老保險費(fèi)用轉(zhuǎn)變到由單位與個人共同承擔(dān)，該行為是否會對機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員的福利產(chǎn)生不利影響是一個值得探究的問題。本文發(fā)現(xiàn)，改革在實現(xiàn)制度統(tǒng)一的同時，并未犧牲被改革人群的福利。也就是說，并軌制度改革在沒有降低機(jī)關(guān)事業(yè)單位人員福利的前提下，實現(xiàn)了制度統(tǒng)一。以上結(jié)論說明養(yǎng)老保險制度統(tǒng)一能夠提供保障福利以及擴(kuò)大內(nèi)需的制度基礎(chǔ)。為了實現(xiàn)“促進(jìn)國內(nèi)大循環(huán)”的新發(fā)展格局，結(jié)合改革，本文提出如下政策建議：

第一，在該并軌制度改革的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步建立統(tǒng)一的養(yǎng)老保險體系。除了上述討論的機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險制度與企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險制度的雙軌制問題以外，我國仍存在靈活就業(yè)與正式就業(yè)群體等多種雙軌制問題，可以借鑒此次改革政策逐步并軌，在保證養(yǎng)老金待遇的同時，實現(xiàn)消費(fèi)、就業(yè)等方面的福利提升。

第二，鼓勵人們參加補(bǔ)充養(yǎng)老保險，進(jìn)一步提高養(yǎng)老保障水平。不同群體養(yǎng)老金待遇仍存在一定差異，通過補(bǔ)充養(yǎng)老保險使得養(yǎng)老金待遇得到進(jìn)一步提升，從而提高人們的消費(fèi)福利水平。

第三，優(yōu)化工資結(jié)構(gòu)，與養(yǎng)老保險制度相配合。由影響機(jī)制分析可知，收入的提高同樣可以有效促進(jìn)消費(fèi)的增加。所以在養(yǎng)老保險制度進(jìn)行改革的同時，要配合工資的增加，保障參保人員的養(yǎng)老保險待遇，進(jìn)而促進(jìn)人們的消費(fèi)福利增加。