張 寧 李曠奇

(湖南大學(xué)金融與統(tǒng)計學(xué)院，湖南長沙，410006)

一、引言

養(yǎng)老保險是積極應(yīng)對人口老齡化、保障和改善民生、維護社會公平正義的重要制度保障，公平是這一制度設(shè)計的核心要義和價值遵循[1]。自黨的十八大以來，黨和政府統(tǒng)籌推進養(yǎng)老保險制度建設(shè)，取得了制度惠及全體國民、養(yǎng)老待遇逐年提升、經(jīng)辦服務(wù)網(wǎng)絡(luò)覆蓋城鄉(xiāng)等一系列成就，使全民共享國家發(fā)展的成果。但是，由于養(yǎng)老保險漸進式改革過程中的歷史局限性以及區(qū)域發(fā)展不平衡，在當(dāng)前職工基本養(yǎng)老保險(以下簡稱“城職?！?和城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險(以下簡稱“城鄉(xiāng)居?！?兩大制度并行的背景下，城鄉(xiāng)間和地區(qū)間的養(yǎng)老金待遇還存在明顯差距，促進公平依舊是養(yǎng)老保險深化發(fā)展的重要任務(wù)?！吨泄仓醒腙P(guān)于黨的百年奮斗重大成就和歷史經(jīng)驗的決議》指出，要維護社會公平正義，堅持在發(fā)展中保障和改善民生[2]。在養(yǎng)老保險制度改革過程中，如何維護并進一步提升養(yǎng)老保險公平性，對縮小收入差距、實現(xiàn)國民共享發(fā)展成果、解除人民群眾后顧之憂具有重大意義。

更好地維護公平，需要對養(yǎng)老保險公平進行評判與測度?，F(xiàn)有文獻多以宏觀指標(biāo)建立養(yǎng)老保險公平評價體系，從制度層面測度養(yǎng)老金收入公平性[3-5]；或是從公平效率權(quán)衡視角出發(fā)，通過養(yǎng)老金均衡模型來評判制度公平性[6-7]。上述評價視角為權(quán)衡當(dāng)下養(yǎng)老保險公平程度提供了有益參考,然而，僅從與效率權(quán)衡的角度考量公平難免有失偏頗，并且，從制度層面評判公平忽視了參保群眾的主觀感受。在推進共同富裕的新時期，老年群體對公平的認知與其養(yǎng)老獲得感息息相關(guān)，這一獲得感的產(chǎn)生則是客觀獲得與主觀評價合力作用的結(jié)果[8]。立足于養(yǎng)老保險參保個體的主觀感受，構(gòu)建養(yǎng)老保險公平評價指標(biāo)無疑具有重要的現(xiàn)實意義。

不同于現(xiàn)有文獻采用主觀評分來衡量居民參保的公平感受[9]，本文立足于客觀數(shù)據(jù)，引入社會心理學(xué)中的相對剝奪理論，構(gòu)建相應(yīng)評價指標(biāo)，利用微觀數(shù)據(jù)測度參保群眾對養(yǎng)老金收入的公平評價，為深化養(yǎng)老保險制度改革、推進共同富裕提供新的視角。

二、文獻綜述與指標(biāo)構(gòu)建

(一)文獻綜述

什么是養(yǎng)老保險公平？不同的學(xué)者有不同的看法。王歡和黃健元認為，公平是摒除建立在人群身份基礎(chǔ)上的養(yǎng)老保險制度差異，公平地保障每一個社會成員享有基本養(yǎng)老權(quán)利[10]。龍玉其認為，養(yǎng)老保險應(yīng)從縮小收入差距、調(diào)節(jié)收入分配入手，來增強公平性[11]。穆懷中從生存公平和勞動公平兩個視角，指出養(yǎng)老保險公平是在滿足基本生存需要的前提下，使保障待遇與勞動所得相適應(yīng)[12]。鄭功成認為，統(tǒng)一性與公平性呈正相關(guān)關(guān)系，養(yǎng)老保險應(yīng)當(dāng)通過并軌走向公平[13]?？梢钥闯?，不論如何界定養(yǎng)老保險公平，養(yǎng)老金收入差距都是決定公平與否的關(guān)鍵因素。

如何評判和測度養(yǎng)老保險公平？現(xiàn)有文獻多基于宏觀視角，建立養(yǎng)老保險制度公平性評價體系。如Cutler 和Waine從部門內(nèi)及部門間等維度入手，評價了英國公共部門養(yǎng)老金計劃的公平性[14]。胡萍等利用城鄉(xiāng)間養(yǎng)老金個人負擔(dān)比例、政府財政補貼比例、養(yǎng)老機構(gòu)數(shù)量等指標(biāo)，構(gòu)建了養(yǎng)老保險公平評價體系[15]。韓克慶從覆蓋范圍、準(zhǔn)入條件、待遇水平、財政補助等維度出發(fā)，構(gòu)建了包含養(yǎng)老保險在內(nèi)的社會保障評價體系[16]。Alfano 和Maffettone從精算公平和分配正義等維度入手，測度了意大利公共養(yǎng)老金體系的公平程度[17]。

還有學(xué)者從公平與效率權(quán)衡角度出發(fā)，評判養(yǎng)老保險公平性。例如，吳永求、冉光和提出，利用養(yǎng)老金待遇的標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù)度量公平[18]。鄒鐵釘、葉航提出，利用不同養(yǎng)老金個體間以及不同養(yǎng)老金制度間的投資收益率差距衡量養(yǎng)老金公平[19]。鄒鐵釘在動態(tài)時間不一致模式中，以社會福利函數(shù)來反映養(yǎng)老金的分配公平程度[20]。

對于如何衡量參保群眾對養(yǎng)老金的主觀公平感受，現(xiàn)有文獻多采用主觀評分的模式。陽義南、章上峰采用Likert五等分法測量中國綜合社會調(diào)查(CGSS)中相關(guān)問題回答結(jié)果，構(gòu)建不公平感評分指標(biāo)[21]。喻鋒、張榕對整體社會公平感知和個人收入公平感知兩個指標(biāo)進行賦值評分，以測度個人的社會公平感知[22]。鄭雄飛、黃一倬則對社會公平感知、機會公平感知、執(zhí)法公正感知和結(jié)果公平感知變量分別進行賦值評分[23]。馬紅鴿、席恒通過主觀幸福感和獲得感、生活滿意度和未來信心程度三個變量來構(gòu)建獲得感主觀評分[24]。

綜上所述，國內(nèi)外學(xué)者在養(yǎng)老金公平評價方面的研究取得了豐富且極有價值的成果，但仍存在一定的局限性，主要體現(xiàn)在：第一，多數(shù)研究立足于制度層面的評價體系，忽略了參保群眾的主觀公平感受；第二，現(xiàn)有文獻使用主觀評分來衡量主觀公平感受，指標(biāo)設(shè)定具有一定的隨意性。相對于以往學(xué)者的研究，本文的創(chuàng)新之處體現(xiàn)在：第一，運用社會心理學(xué)中的相對剝奪理論，構(gòu)建公平感受評價指標(biāo)，拓展了養(yǎng)老金公平評價研究視角；第二，使用微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，通過養(yǎng)老金收入差距測度相對剝奪指標(biāo)，杜絕了研究數(shù)據(jù)的隨意性；第三，同時運用個人層面和家庭層面數(shù)據(jù)，拓展了研究深度。

(二)研究假設(shè)

站在個體的視角來看，公平是一種主觀感受，而這種感受源自和他人以及自身過去的比較。根據(jù)社會心理學(xué)中的相對剝奪(Relatively Deprivation)理論，當(dāng)個體與他人或自身過去進行比較，發(fā)現(xiàn)自身處于不利地位，且因這一判斷生發(fā)出憤怒、怨恨、不平等感覺時，個體便經(jīng)歷了相對剝奪[25]。

Smith 和Pettigrew提出了RD Experience模型，用以說明相對剝奪對行為人心理狀態(tài)的影響機理，并解釋人們對待不平等的態(tài)度[26](圖1)。根據(jù)RD Experience模型，當(dāng)個體將養(yǎng)老金收入與其他組內(nèi)成員和組外成員進行比較時，若發(fā)現(xiàn)自身養(yǎng)老金收入水平較低，生活狀態(tài)不如對方，便可能產(chǎn)生不公平的感受，認為自己“本應(yīng)”享受更好的待遇，從而產(chǎn)生“相對剝奪感”。相對剝奪理論與社會公平正義之間具有密切聯(lián)系[27]，國內(nèi)外文獻也多用相對剝奪指數(shù)(簡稱RD指數(shù))來衡量收入不平等[28-29]。因此，本文結(jié)合RD Experience模型，運用RD指數(shù)來衡量參保群眾對養(yǎng)老金收入的公平感受。

在構(gòu)建公平感受評價指標(biāo)前，需要先明確本文的研究假設(shè)。

假設(shè)1：參保個體的公平感受源于養(yǎng)老金收入比較。本文僅依照收入差距測度RD指數(shù)，并以此衡量參保群眾對養(yǎng)老金收入的公平評價，不考慮養(yǎng)老金制度設(shè)計和制度執(zhí)行層面的公平問題。

假設(shè)2：在養(yǎng)老金收入比較中，處于相對不利地位的個體均會產(chǎn)生不公平的感受。這意味著參保個體對養(yǎng)老金收入的公平感受與其養(yǎng)老金相對水平息息相關(guān)，若個體的養(yǎng)老金收入在群體內(nèi)或群體間處于較高水平，那么該個體將經(jīng)歷較低的“相對剝奪感”，對應(yīng)較高的公平感受，反之亦反。這一情形符合 “相對收入越高，越覺得滿意”的一般認知(1)假設(shè)2還內(nèi)含一項假設(shè)，即參保個體僅會考慮養(yǎng)老金收入多寡，不考慮自身與他人的繳費差異與制度差異。本文認為這一內(nèi)含假設(shè)是部分合理的：一方面，在當(dāng)前養(yǎng)老金待遇領(lǐng)取人群中，有部分群體沒有繳費或存在視同繳費；另一方面，在養(yǎng)老金收入認知比較的過程中，感受到待遇差異是第一位的，尋找與他人在繳費貢獻上的區(qū)別是一種歸因過程。此外，受所用數(shù)據(jù)庫的限制，難以準(zhǔn)確區(qū)分每一待遇領(lǐng)取個體的繳費情況，為了研究的便利，本文不得不接受這一假設(shè)。。

假設(shè)3：參保群眾對養(yǎng)老金收入公平感受的高低由RD指數(shù)測度。相對剝奪可分為組內(nèi)相對剝奪(IRD)和組間相對剝奪(ORD)?？紤]到養(yǎng)老保險“身份分割”和“地域分割”的現(xiàn)狀，本文依照城鄉(xiāng)身份和所處地域設(shè)置參照組，參保個體與相同城鄉(xiāng)身份或地域參照組其他個體的比較結(jié)果用IRD指數(shù)測度，與不同城鄉(xiāng)身份或地域參照組個體的比較結(jié)果用ORD指數(shù)測度。

假設(shè)4：全體參保人對養(yǎng)老保險的公平感受由總和相對剝奪(TRD)測度。

(三)IRD指數(shù)

本文用參數(shù)K表示城鄉(xiāng)身份，K=1，2，其中1代表城鎮(zhèn)居民，2代表農(nóng)村居民。用參數(shù)J表示居住地域，J=1，2,…,6，7，依次對應(yīng)東北、華東、華北、華中、華南、西南、西北地區(qū)。

令個體i的養(yǎng)老金收入為xi，其城鄉(xiāng)身份為K*，居住地域為J*。NK*為所有具備城鄉(xiāng)身份K*個體的養(yǎng)老金收入分布，即NK*={x1,x2,...,xnk*}，滿足xs-1≤xs≤xs+1，NK*為IRD的參照組。將個體s對個體i的RD表示為D(xs,xi)，將個體i經(jīng)歷的IRD表示為RD(x,xi)。

如何衡量個體間的相對剝奪？通行的做法是構(gòu)建相對剝奪指數(shù)(RD Index)。經(jīng)典的Yitzhaki指數(shù)使用個體間收入的絕對差額衡量相對剝奪，即D(xs,xi)=xs-xi[30]。Yitzhaki指數(shù)為相對剝奪建立了量化標(biāo)準(zhǔn)，但其與個體的收入規(guī)模掛鉤，不適用于不同參照組之間的比較。Esposito提出用個體間收入的相對差距衡量相對剝奪，即D(xs,xi)=(xs-xi)/xs[31]。不過相對剝奪不僅與個體間的相對收入差距相關(guān)，還取決于整個參照組的收入差距[32]。因此本文采用Ren和Pan構(gòu)建的個體相對剝奪指數(shù)[33]，對D(xs,xi)的定義如式(1)所示：

(1)

從式(1)可以看出，個體i只會對養(yǎng)老金收入更高的個體產(chǎn)生RD，且相對剝奪大小與養(yǎng)老金收入差距成正比，與參照組的養(yǎng)老金收入差距成反比。換言之，當(dāng)大家的養(yǎng)老金整體都差不多時，個體會對他人享有較高養(yǎng)老金收入感到更加不公平，這與我們的直觀感受是相符的。

個體i所經(jīng)歷的總剝奪RD(x,xi)等于其對參照組內(nèi)任一個體剝奪D(xs,xi)(2)s≠i。的總和，可表示為：

(2)

現(xiàn)有文獻一般用個體RD的總和除以參照組人數(shù)來測度IRD[34]，則參照組NK*的平均IRD可以表示為：

(3)

同理，參照組NJ*的平均IRD為：

(4)

(四)ORD指數(shù)

令NK#為具備另一職業(yè)身份K#的參照組，該參照組內(nèi)第i個個體的養(yǎng)老金收入為yi，該參照組養(yǎng)老金收入分布NK#={y1,y2,...,ynK#}，滿足ys-1≤ys≤ys+1。

不同于以往學(xué)者將個體i視作參照組NK#的成員，并以此來計算組間相對剝奪[35]，考慮到個體對其他群體的養(yǎng)老金收入情況往往不太熟悉，其主要通過新聞報道或日常生活中的“道聽途說”獲取信息，一般難以掌握其他群體成員的養(yǎng)老金收入情況，本文以參照組養(yǎng)老金收入均值作為組間相對剝奪測度的依據(jù)，具體如式(5)所示：

(5)

那么參照組NK#對參照組NK*的平均ORD可以表示為：

(6)

(7)

考慮到地域與身份職業(yè)劃分有所重合，本文測度的ORD僅包含居住地域間比較與城鄉(xiāng)身份間比較(3)為避免重復(fù)計算，本文不考慮諸如農(nóng)村居民群體對華北地區(qū)群體這樣的跨參照組比較。，用參照組NK#對每一可比參照組的組間剝奪的均值表示平均ORD：

(8)

(五)TRD指數(shù)

前文假定全體參保人對養(yǎng)老保險公平性的主觀評價由個體相對剝奪加總決定，因此本文用總和相對剝奪指數(shù)(TRD指數(shù))作為衡量參保群眾總體公平感受的評價標(biāo)準(zhǔn)。TRD指數(shù)由組內(nèi)總和相對剝奪指數(shù)(TIRD指數(shù))和組間總和相對剝奪指數(shù)(TORD指數(shù))構(gòu)成，其具體測度方式如下。

TIRD指數(shù)：

(9)

TORD指數(shù)：

(10)

三、數(shù)據(jù)規(guī)整與測度方法

(一)數(shù)據(jù)來源與樣本劃分

本文采用2012—2018年中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)進行分析。CFPS是由北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心實施的全國性追蹤調(diào)查項目，其樣本覆蓋20余個省級行政區(qū)和全國90%以上人口，通過內(nèi)隱分層法被抽取，具有較好的全國代表性和地理代表性。CFPS的對象為滿足訪問條件的家戶及其家庭成員。通過家庭問卷獲取家庭層面數(shù)據(jù)，通過個人面訪/電訪/代答問卷獲取個人層面數(shù)據(jù)，家庭層面調(diào)查數(shù)據(jù)反映了所有家庭成員的基本情況。本文主要采用CFPS獲取的成人養(yǎng)老金領(lǐng)取數(shù)額數(shù)據(jù)進行分析，并采用家庭養(yǎng)老金領(lǐng)取數(shù)額數(shù)據(jù)進行穩(wěn)健性檢驗與比較。

CFPS將樣本所在的省級行政區(qū)分成大樣本省和小樣本省。由于小樣本省的樣本量不足以在省級層面進行推斷，且出于成本控制等方面的考量，CFPS未能覆蓋新疆、西藏等偏遠省份，故難以對樣本按居住省份劃分。對此，本文將領(lǐng)取養(yǎng)老金個體的居住地域劃分為東北、華東、華北、華中、華南、西南、西北等七大經(jīng)濟區(qū)域，這樣既能保證每一子樣本擁有足夠的樣本數(shù)量，又能盡可能凸顯區(qū)域差異。

在城鄉(xiāng)劃分方面，考慮到人口流動已成為常態(tài)，單純使用城鄉(xiāng)戶籍進行劃分并不能較好地反映實際情況，而使用被調(diào)查對象自述的常住地來進行劃分可能也不夠準(zhǔn)確，因此本文根據(jù)CFPS被調(diào)研對象實際居住地的國家統(tǒng)計局城鄉(xiāng)分類來劃分城鄉(xiāng)子樣本。CFPS數(shù)據(jù)的基本特征由表1所示。

表1 2012—2018年CFPS中領(lǐng)取養(yǎng)老金樣本的基本特征

可以看出，原始數(shù)據(jù)中領(lǐng)取養(yǎng)老金最大值極高，最小值極低，說明可能有部分數(shù)據(jù)偏離實際，需要進行進一步數(shù)據(jù)調(diào)整。為驗證調(diào)查數(shù)據(jù)可靠程度，本文依照人力資源和社會保障部(簡稱“人社部”)對應(yīng)年份的《人力資源和社會保障事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報》中的養(yǎng)老保險基金支出和養(yǎng)老保險待遇領(lǐng)取人數(shù)計算人均養(yǎng)老金領(lǐng)取額，發(fā)現(xiàn)歷年數(shù)值大體上低于CFPS數(shù)據(jù)的領(lǐng)取養(yǎng)老金平均值，但二者差距并不明顯。需要說明的是，由于人社部的數(shù)據(jù)僅根據(jù)城職保、城鄉(xiāng)居保等險種進行劃分，無法體現(xiàn)城鄉(xiāng)區(qū)別，本文僅就全樣本平均值進行比較。

(二)數(shù)據(jù)規(guī)整

首先，部分調(diào)查樣本的養(yǎng)老金領(lǐng)取數(shù)額極低，低于已基本實現(xiàn)參保全覆蓋的城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險基礎(chǔ)養(yǎng)老金，這是明顯不符合事實的。這一情況可能產(chǎn)生于調(diào)查誤差，需要進行數(shù)據(jù)調(diào)整。為保證可用樣本數(shù)量充足，本文將養(yǎng)老金領(lǐng)取數(shù)額低于當(dāng)年城鄉(xiāng)居保基礎(chǔ)養(yǎng)老金最低標(biāo)準(zhǔn)的部分樣本規(guī)整為當(dāng)年基礎(chǔ)養(yǎng)老金最低標(biāo)準(zhǔn)。

其次，有個別樣本的養(yǎng)老金領(lǐng)取數(shù)額極高，超出了大多數(shù)人的認知，存在填報錯誤的可能。由于相對剝奪產(chǎn)生于主觀比較，而個體認知外的事物顯然無法作為比較的基礎(chǔ)，因此本文以10000元為界限，將月養(yǎng)老金領(lǐng)取數(shù)額大于10000元的樣本規(guī)整為10000元，以便提高分析的可靠性。

最后，本文根據(jù)受訪者ID、家庭戶號、所領(lǐng)取養(yǎng)老保險種類等信息，推斷部分缺失城鄉(xiāng)、居住地域分類的受訪者信息，將其補充至相應(yīng)城鄉(xiāng)或地域分組。調(diào)整后的數(shù)據(jù)如表2所示。

表2 調(diào)整后的領(lǐng)取養(yǎng)老金樣本的基本特征

(三)公平評價測度方法

本文根據(jù)前文對RD指數(shù)的定義和推導(dǎo)，利用調(diào)整后的分組數(shù)據(jù)，對IRD指數(shù)、ORD指數(shù)進行點估計。由于本文采用的微觀數(shù)據(jù)樣本量較大，所掌握的信息量也比較充分，所以可采用非參數(shù)的點估計方法，無需對養(yǎng)老金領(lǐng)取額的分布函數(shù)進行假設(shè)[37]。

點估計只能提供一個數(shù)值作為RD指數(shù)的估計值，估計值與真實值之間勢必存在或大或小的誤差，因此需要構(gòu)造RD指數(shù)估計值的置信區(qū)間。本文使用自助法(bootstrap)對原始樣本進行重抽樣，構(gòu)建原始樣本的多個子樣本，從而估計RD指數(shù)估計值的方差，并構(gòu)建相應(yīng)的置信區(qū)間。

(11)

得到總體方差估計值后，假定樣本相對剝奪和總體相對剝奪的差值收斂于正態(tài)分布，則可通過k個子樣本的標(biāo)準(zhǔn)誤差構(gòu)建RD指數(shù)的置信區(qū)間。

四、養(yǎng)老金收入公平評價測度

(一)IRD指數(shù)測度

本文首先對不同居住地域和城鄉(xiāng)身份子樣本的IRD指數(shù)進行點估計，其次通過自助法將各個子樣本重抽樣1000次，得出IRD指數(shù)點估計的標(biāo)準(zhǔn)誤差，并構(gòu)造相應(yīng)置信區(qū)間，結(jié)果如表3所示。

表3 養(yǎng)老金收入IRD指數(shù)測度結(jié)果

整體來看，各子樣本IRD指數(shù)未有明顯下降，且“城鄉(xiāng)分割”和“地域分割”現(xiàn)象依舊存在。具體到居住地域維度，除了華東地區(qū)的IRD指數(shù)從0.1026下降到0.0972、華北地區(qū)的IRD指數(shù)從0.0874下降到0.0779之外，其余區(qū)域IRD指數(shù)均未明顯下降。2012年，IRD指數(shù)最高的區(qū)域為華東地區(qū)，最低的區(qū)域為華南地區(qū)，兩者相差0.0502；到2018年，IRD指數(shù)最高的區(qū)域變?yōu)槿A中地區(qū)，最低的區(qū)域為西南地區(qū)，兩者相差0.0244。這說明，盡管養(yǎng)老金收入組內(nèi)剝奪的區(qū)域差距有所縮減，但依舊較為懸殊?？傮w來看，經(jīng)濟較為發(fā)達的區(qū)域擁有較高的IRD指數(shù)，即區(qū)域內(nèi)個體對養(yǎng)老金收入公平感受較低，而經(jīng)濟較不發(fā)達區(qū)域的IRD指數(shù)則相對較低。本文認為這是由養(yǎng)老金收入差距導(dǎo)致的。經(jīng)濟較發(fā)達地區(qū)高收入群體占比較大，退休前收入較高的城鄉(xiāng)居民更有可能選擇高繳費檔次參保[39]，退休前收入較高的職工對應(yīng)更高的繳費基數(shù)，從而能享有更高的養(yǎng)老金收入。群體內(nèi)有更多個體享有較高的養(yǎng)老金收入，該群體內(nèi)部養(yǎng)老金收入較低的個體自然會感到更不公平。不過值得注意的是，同樣經(jīng)濟發(fā)達的華南地區(qū)卻擁有最低的平均剝奪，這可能是由于改革開放后華南地區(qū)“先富起來”的人群普遍還未進入領(lǐng)取養(yǎng)老金階段，同時珠三角地區(qū)高速發(fā)展帶來的溢出效應(yīng)普遍提高了華南地區(qū)退休人群的養(yǎng)老金水平。這說明，養(yǎng)老保險制度需要繼續(xù)以公平為抓手，切實提高參保群眾的主觀幸福感與滿意度。

從城鄉(xiāng)身份維度來看，城鎮(zhèn)參保居民的IRD指數(shù)從0.0600逐年上升到0.0904，農(nóng)村參保居民的IRD指數(shù)經(jīng)歷了先下降后回升的過程，到2018年達到0.0358，但兩者的差距從0.0178上升到0.0546。這表明，相比農(nóng)村居民，城鎮(zhèn)居民更加感到養(yǎng)老金收入不公平，且城鄉(xiāng)居民對養(yǎng)老金公平評價的差距仍在進一步擴大。在當(dāng)前“碎片化”的養(yǎng)老保險體系下，有部分城鎮(zhèn)居民因沒有固定工作單位，不能參加職工養(yǎng)老保險，其退休待遇與機關(guān)事業(yè)單位及企業(yè)退休職工的待遇存在較大差距，因而該群體對養(yǎng)老保險的公平評價自然不會太高?？梢?，養(yǎng)老保險城鄉(xiāng)差異及制度差異依舊是影響參保群眾公平感受的關(guān)鍵“痛點”。

由于部分子樣本IRD指數(shù)變化并不明顯，其置信區(qū)間也存在部分重合，本文對各子樣本組的兩年間IRD指數(shù)進行了單側(cè)獨立樣本T檢驗和基于Bootstrap的單側(cè)獨立樣本T檢驗，以檢驗IRD指數(shù)變化是否具備統(tǒng)計意義上的顯著性，結(jié)果如表4所示。

表4 養(yǎng)老金收入IRD指數(shù)差異性檢驗

(續(xù)表4)

可以看到，除了東北地區(qū)2014—2016年、華北地區(qū)2012—2014年以及華南地區(qū)2012—2014年的IRD指數(shù)變化外，其余子樣本的IRD指數(shù)變化均在99%的置信水平下顯著。這說明，前文得出的大部分地區(qū)養(yǎng)老金IRD指數(shù)有所升高的結(jié)論是可靠的。此外，城鄉(xiāng)參保居民的IRD指數(shù)變化均在99%置信水平下顯著，表明從城鄉(xiāng)口徑上看，參保群眾對養(yǎng)老金收入的公平評價也在逐年降低。

(二)ORD指數(shù)測度

與上文類似，本文先對地域間和城鄉(xiāng)身份間的ORD指數(shù)進行點估計，再通過自助法對參照組的平均養(yǎng)老金收入重抽樣1000次，估算ORD指數(shù)點估計的標(biāo)準(zhǔn)誤差，并構(gòu)建相應(yīng)置信區(qū)間。為檢驗ORD指數(shù)變化是否具備統(tǒng)計意義上的顯著性，本文對各子樣本兩年間的ORD指數(shù)進行單側(cè)獨立樣本T檢驗和基于Bootstrap的單側(cè)獨立樣本T檢驗，結(jié)果如表5所示。

表5 養(yǎng)老金收入ORD指數(shù)測度結(jié)果

(續(xù)表5)

從居住地域方面來看，東北、華東、華南地區(qū)擁有較低的ORD指數(shù)水平，這是由上述區(qū)域居民的平均養(yǎng)老金收入較高，且中高養(yǎng)老金收入個體占比較大導(dǎo)致的。不同于經(jīng)濟更為發(fā)達的華東、華南地區(qū)，近年來經(jīng)濟景氣度不高的東北地區(qū)組間剝奪水平較低?？赡艿慕忉屖?，東北地區(qū)國企退休職工較多，城職保待遇領(lǐng)取人數(shù)自然也較多(4)根據(jù)歷年《中國統(tǒng)計年鑒》，東北地區(qū)職保覆蓋率居于七大地區(qū)首位。，使得區(qū)域內(nèi)平均養(yǎng)老金收入水平提升。此外，除華東地區(qū)外，其余區(qū)域的養(yǎng)老金ORD指數(shù)均有不同程度上升，說明養(yǎng)老金地域差異懸殊的問題并未得到有效緩解，各地參保群眾對養(yǎng)老金收入地域公平的感受總體上在惡化。

從城鄉(xiāng)身份方面來看，城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老金收入ORD指數(shù)略有上升，農(nóng)村居民ORD指數(shù)呈現(xiàn)先下降后回升的態(tài)勢，但城鄉(xiāng)差距依舊懸殊。這表明，從組間差異來看農(nóng)村居民對養(yǎng)老金收入的公平感受一直較低。但在實踐中，農(nóng)村居民對養(yǎng)老保險的滿意度相對較高[40]，這似乎與本文的研究結(jié)論相悖。本文用心理賬戶理論對此予以解釋。不同于養(yǎng)老金領(lǐng)取數(shù)額與繳費多少掛鉤的職工養(yǎng)老保險，城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險中非繳費型基礎(chǔ)養(yǎng)老金占比較高，繳費型的個人賬戶養(yǎng)老金占比較低，參保居民可能將基礎(chǔ)養(yǎng)老金和個人賬戶養(yǎng)老金視為不同的心理賬戶。參保農(nóng)村居民在與職工比較養(yǎng)老金收入時，盡管其繳費型養(yǎng)老金相對職工要微薄許多，但擁有職工所不具備的非繳費型養(yǎng)老金，在兩部分養(yǎng)老金收入分屬不同心理賬戶的框架下，農(nóng)村居民感受到的心理落差更小，不公平感也會更小。這也能從一定程度上說明在城鄉(xiāng)職工居民之間，建立待遇標(biāo)準(zhǔn)一致的非繳費型養(yǎng)老金能夠顯著提高參保群眾的公平感與滿意度。

從變化趨勢方面來看，華中、西南、西北地區(qū)ORD指數(shù)上升較快，華東、華南、華北地區(qū)有部分年份ORD指數(shù)上升趨勢不顯著，東北地區(qū)ORD指數(shù)相對較為穩(wěn)定，表明華中、西南、西北地區(qū)參保居民的地域公平感受惡化更為明顯。此外，城鎮(zhèn)居民ORD指數(shù)的上升趨勢較為平緩，2016—2018年的上升趨勢不顯著，這可能是由農(nóng)村居民整體養(yǎng)老待遇提升較慢導(dǎo)致的。而農(nóng)村參保居民的ORD指數(shù)經(jīng)歷了先下降后回升的變化過程，這一變化過程可能是由城鄉(xiāng)居保制度覆蓋面快速變化引起的。根據(jù)人力資源和社會保障部歷年的《人力資源和社會保障事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報》[41]，城鄉(xiāng)居保參保人數(shù)從2011年的3.32億人增加到2012年的4.84億人，之后幾年增長較為平緩。這導(dǎo)致2012年CPFS課題組調(diào)研的享受城鄉(xiāng)居保待遇的人數(shù)較之后幾次調(diào)研更少，因而2012年數(shù)據(jù)測度的ORD指數(shù)偏高。以上結(jié)果表明，養(yǎng)老保險政策應(yīng)該在“應(yīng)保盡?！被A(chǔ)上，更多地向城鄉(xiāng)居保傾斜。

(三)TRD指數(shù)測度

根據(jù)上文對總和相對剝奪的定義，將歷年的TIRD指數(shù)和TORD指數(shù)加總，以考察近年來參保居民對養(yǎng)老金收入的公平性評價。

從圖2可以看出，受調(diào)查參保居民的TIRD指數(shù)經(jīng)歷了先下降后上升、總體有所增加的變化過程，TORD指數(shù)呈現(xiàn)出逐年上升的變化趨勢。這說明，參保居民對養(yǎng)老金收入感受到越來越多的“不公平”，這與前文分子樣本得出的結(jié)論一致。此外，以2014年為分界點，組間相對剝奪開始高于組內(nèi)相對剝奪，說明養(yǎng)老保險的“身份分割”和“地域分割”開始成為影響參保居民公平感受的主要因素。因此，養(yǎng)老保險制度建設(shè)要以維護公平為抓手，著力縮減制度間、地域間待遇差距，提升低收入群體養(yǎng)老金收入。

圖2 2012—2018年養(yǎng)老金收入TRD指數(shù)變化趨勢

五、穩(wěn)健性檢驗與比較

上文從CFPS個人層面調(diào)研數(shù)據(jù)研究養(yǎng)老金收入RD指數(shù)的變化情況，為了驗證本文研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本文改用家庭層面數(shù)據(jù)進行分析，并比較家庭與個人對養(yǎng)老金收入公平評價的異同。

(一)數(shù)據(jù)基本特征

本文采用家庭層面數(shù)據(jù)進行穩(wěn)健性檢驗，測算各參保家庭子樣本的IRD指數(shù)、ORD指數(shù)和TRD指數(shù)。由于2012年家庭問卷沒有覆蓋養(yǎng)老金收入，本文僅采用2014—2018年共3期數(shù)據(jù)進行分析。同前文類似，以當(dāng)年城鄉(xiāng)居?；A(chǔ)養(yǎng)老金最低領(lǐng)取額為標(biāo)準(zhǔn)，規(guī)整樣本中的極小值，以2萬元為標(biāo)準(zhǔn)規(guī)整樣本中的極大值。具體數(shù)據(jù)基本特征如表6所示。

表6 調(diào)整后的領(lǐng)取養(yǎng)老金數(shù)據(jù)基本特征

(二)家庭層面相對剝奪結(jié)果

本文使用CFPS家庭層面養(yǎng)老金收入數(shù)據(jù)，分別測度了IRD指數(shù)、ORD指數(shù)和TRD指數(shù)，結(jié)果如表7所示。

表7 家庭層面養(yǎng)老金收入相對剝奪測度結(jié)果

從組內(nèi)剝奪方面來看，東北、西南、西北等地區(qū)參保家庭擁有較低的IRD指數(shù)，華東、華北等地區(qū)參保家庭IRD指數(shù)較高，東北、華東等地區(qū)參保家庭IRD指數(shù)有所上升，華北、華中、華南、西北等地區(qū)參保家庭IRD指數(shù)有不同程度的下降。分城鄉(xiāng)來看，城鎮(zhèn)、農(nóng)村參保家庭IRD指數(shù)均有所上升，且城鄉(xiāng)差距依舊較為突出。

從組間剝奪方面來看，東北、華東、華南等地區(qū)參保家庭擁有較低的ORD指數(shù)，除華中、華南、西南地區(qū)以外，其余地區(qū)ORD指數(shù)均呈現(xiàn)上升趨勢。分城鄉(xiāng)看，農(nóng)村參保家庭ORD指數(shù)遠大于城鎮(zhèn)參保家庭，且城鄉(xiāng)參保家庭ORD指數(shù)均有所上升。結(jié)合IRD指數(shù)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，從參保家庭的視角來看，對養(yǎng)老金收入的公平性評價總體上是下降的，且城鎮(zhèn)參保家庭更多感受到的是群體內(nèi)部的不平等，而農(nóng)村參保家庭感受更突出的是城鄉(xiāng)間的不平等。

上述家庭層面的分析結(jié)果與前文分析結(jié)果是基本一致，因而本文的研究結(jié)論具備穩(wěn)健性。

(三)與個人數(shù)據(jù)比較

CFPS家庭數(shù)據(jù)不僅可用來檢驗分析結(jié)果的穩(wěn)健性，還能作為比較對象，用來分析個人和家庭對養(yǎng)老金收入公平評價的異同，具體如圖3所示。

圖3 2014—2018年參保個體與參保家庭養(yǎng)老金收入TRD指數(shù)變化趨勢

從參保個體視角來看，2014—2018年TIRD指數(shù)和TORD指數(shù)均有所上升，但2016年以前TIRD指數(shù)更高，2016年以后TORD指數(shù)更高。這意味著，參保個體對養(yǎng)老金收入的公平評價在逐年下降，且2016年以前更多感受到的是群體內(nèi)部的不公平，而2016年以后更多感受到群體間的不公平。

從參保家庭視角來看，2014—2018年TIRD指數(shù)和TORD指數(shù)均經(jīng)歷了先上升后下降的過程，但TORD指數(shù)一直低于TIRD指數(shù)，這意味著參保家庭更多感受到的是群體內(nèi)部的不公平。此外，參保家庭的TIRD指數(shù)至2018年起低于參保個體TIRD指數(shù)，而參保家庭的TORD指數(shù)則一直低于參保個體TORD指數(shù)，這說明參保家庭對養(yǎng)老金收入的整體公平評價更高。對于這一結(jié)論，可能的解釋是，家庭樣本中往往不止一人領(lǐng)取養(yǎng)老金，參保家庭的養(yǎng)老金收入較少，分布也更為集中，因而由家庭樣本測度的RD指數(shù)較低。

分子樣本來看，截至2018年各區(qū)域參保家庭經(jīng)歷的TIRD指數(shù)均低于參保個體的TIRD指數(shù)，而自2014年始，各區(qū)域參保家庭的TORD指數(shù)均低于參保個體的TIRD指數(shù)，具體結(jié)果如圖4所示。這說明，從家庭視角感受到的養(yǎng)老金收入公平程度更高。但從城鄉(xiāng)差異來看，城鎮(zhèn)參保家庭的TIRD指數(shù)和TORD指數(shù)一直較低，而農(nóng)村參保家庭的TORD指數(shù)要高于參保個人的TORD指數(shù)，這可能和農(nóng)村居民適用的城鄉(xiāng)居保待遇水平較低有關(guān)。當(dāng)存在多位家庭成員領(lǐng)取養(yǎng)老金時，城鄉(xiāng)家庭的養(yǎng)老金收入差距比個體差距更大，因而農(nóng)村家庭更多地感受到群體間的不公平。

圖4 2014—2018年各子樣本的TIRD指數(shù)和TORD指數(shù)變化趨勢

六、結(jié)論與建議

本文利用相對剝奪構(gòu)建了養(yǎng)老金收入主觀公平評價指標(biāo)，運用CFPS的入戶調(diào)查數(shù)據(jù)分別測度了分群體的IRD指數(shù)、ORD指數(shù)和TRD指數(shù)。研究發(fā)現(xiàn)：2012—2018年參保群眾對養(yǎng)老金的公平評價總體上在降低， 2014年以前參保群眾更多地感受到群體內(nèi)部的不公平，2014年以后主要感受到群體間的不公平。不同群體對養(yǎng)老金收入的公平評價呈現(xiàn)出一定的異質(zhì)性。具體來說，大部分地區(qū)組內(nèi)剝奪水平均有所上升,華東地區(qū)參保居民擁有最高的組內(nèi)剝奪水平；除華東地區(qū)外，其余地區(qū)組間剝奪水平均呈現(xiàn)出上升趨勢，東北、華東、華南地區(qū)參保居民擁有較高的組間剝奪水平；城鎮(zhèn)參保居民主要感受到群體內(nèi)的不公平，農(nóng)村參保居民主要感受到群體間的不公平，城鄉(xiāng)差距依舊懸殊。運用CFPS家庭數(shù)據(jù)進行穩(wěn)健性檢驗后發(fā)現(xiàn)，參保家庭對養(yǎng)老金收入的公平評價呈現(xiàn)先降低后回升的變化趨勢，各地區(qū)參保家庭對養(yǎng)老金的公平評價變化不一，城鎮(zhèn)參保家庭感受更突出的是群體內(nèi)部的不公平，農(nóng)村參保家庭感受更突出的是城鄉(xiāng)間的不公平。與個人數(shù)據(jù)對比發(fā)現(xiàn)，參保家庭對養(yǎng)老金收入的整體公平評價相對更高，對群體間的公平評價要高于群體內(nèi)公平評價。

根據(jù)研究結(jié)論，本文提出如下政策建議。第一， 將公平評價貫穿養(yǎng)老保險深化發(fā)展全過程。在中國特色社會主義新時代，僅注重逐年提升養(yǎng)老保險待遇是遠遠不夠的，還需要關(guān)注公平?？山Y(jié)合養(yǎng)老金客觀差異和主觀公平評價探索建立動態(tài)監(jiān)測指標(biāo)體系，科學(xué)評估養(yǎng)老保險改革的實施效果。第二，隨著實現(xiàn)養(yǎng)老保險全國統(tǒng)籌，著力縮減養(yǎng)老保險地域差距。在以前養(yǎng)老保險“省級統(tǒng)籌，中央調(diào)劑”的基礎(chǔ)上，以逐年提升中央調(diào)劑金上解比例的方式，縮小地域差距。同時，還應(yīng)向經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)提供更多的政策傾斜，強化地域間“再分配”，助力共同富裕目標(biāo)的實現(xiàn)。第三，逐步實現(xiàn)養(yǎng)老保險城鄉(xiāng)統(tǒng)籌，打破養(yǎng)老保險“城鄉(xiāng)分割”。一方面，通過參數(shù)改革與優(yōu)化經(jīng)辦服務(wù)體系，逐步提升城鄉(xiāng)居?；A(chǔ)養(yǎng)老金待遇水平，縮小統(tǒng)籌養(yǎng)老金城鄉(xiāng)待遇差距，增強轉(zhuǎn)移接續(xù)等經(jīng)辦服務(wù)的便利程度；另一方面，探索建立包含非繳費型養(yǎng)老金的資產(chǎn)型養(yǎng)老保險制度，逐步實現(xiàn)城鄉(xiāng)基本養(yǎng)老保險頂層設(shè)計上的統(tǒng)一。

當(dāng)然，受作者研究視角與所用方法制約，本文僅考慮對“當(dāng)下”養(yǎng)老金收入的主觀公平評價，未涉及養(yǎng)老金收入可持續(xù)性和代際公平評價，尚不能全面地評判養(yǎng)老金制度公平性。這是主觀評價測度的不足之處，今后作者將通過進一步的研究對此予以改進。