全國統籌背景下基本養老金的區域非均衡發展——基于中國省級面板模型的實證分析

沈 燕，鄧大松

（1.武漢大學 政治與公共管理學院，湖北 武漢 430072；2.湖北師范學院 經濟與管理學院，湖北黃石 435002）

一、問題的提出

十八屆三中全會通過的《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》明確提出：“建立更加公平可持續的社會保障制度，實現基本養老金全國統籌，建立健全合理兼顧各類人員的社會保障待遇確定和正常調整機制”，這些制度設計都旨在打破我國現行養老保險制度非均衡發展的“碎片化”狀態。養老保險制度非均衡發展主要體現在城鄉之間、不同體制之間以及不同地區之間，其中發展最不平衡的是城鄉養老保險制度。學者們關于城鄉養老保險制度的研究主要基于城鎮職工基本養老保險制度和新農保制度之間的替代率水平、繳費模式、財政補貼、養老金轉續等問題展開分析（劉蕾，2010；[1]劉昌明，2010；[2]薛惠元，2013；[3]黃海良，2013；[4]等等）。2014 年2 月，國務院頒布《關于建立統一的城鄉居民基本養老保險制度的意見》，提出在全國范圍內建立統一的城鄉居民基本養老保險制度城鄉養老保險制度，并逐步推動城鄉居民基本養老保險制度與其他社會保障制度相銜接。這將極大推動城鄉居民基本養老保險制度一體化，對養老保險制度均衡化發展具有里程碑意義。近期學者們關于養老保險制度非均衡發展的另一個研究重點是雙軌制養老保險制度。機關事業單位養老金與城鎮職工養老金之間替代率差異大和養老金調節機制不同導致兩者制度之間的待遇差別較大，可以通過建立“職業年金”使兩種養老保險制度實現并軌，改革最終將有利于降低財政支出（王曉軍，2007；[5]蔣云贊，2008；[6]鄭秉文，2009；[7]楊燕綏等，2010，2011；[8]張祖平，2012；[9]等等）從區域發展不平衡的角度，東、中、西部社會保障經濟公平的非均衡程度顯著，尤其是東部與中、西部之間的非均衡程度尤為明顯，但是實行基本養老保險省級統籌后，基本養老金水平差距將大大減少（周明，2011；[10]江華，2012；[11]等等）。

中國養老金水平與收入水平、戶籍制度、地區的經濟發展水平等因素密切相關。從現有文獻來看，研究養老保險制度城鄉發展不平衡和體制發展不平衡的文獻較多，而研究區域發展不平衡的文獻較少；運用仿真模擬的方法研究非均衡發展的文獻較多，而運用面板數據進行實證研究非均衡發展的文獻較少。地區之間養老金水平的差異以及制度障礙將直接養老保險制度的全國統籌。本文將從區域發展不平衡的視角去分析我國基本養老保險制度的非均衡發展狀態，分析地區之間養老金水平呈現何種非均衡狀態？運用省際面板數據模型深入分析養老金水平地區差異的影響因素，以及如何從這些影響因素入手來打破這種非均衡狀態，并最終實現城鎮基本養老保險制度的全國統籌。

二、養老保險制度地區發展不平衡的現狀

本文參考了《中國統計年鑒》中區域的劃分，把中國劃分為東部、中部和西部地區，其中，東部地區包括遼寧、河北、北京、天津、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東、海南11 個省市；中部地區包括吉林、黑龍江、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南8 個省區；西部地區包括內蒙古、陜西、青海、寧夏、新疆、甘肅、貴州、云南、四川、重慶、西藏和廣西12 個省區。本文將從東、中、西部之間的對比分析以及三個地區不同省份之間的比較分析來研究我國養老保險制度地區發展不平衡的狀態。

（一）東、中、西部人均養老金的區域比較分析。

我國養老金水平地區差異較大，一直處于非均衡發展態勢。由圖1 所示，1999 年和2000 年西部地區人均養老金水平最高；2001 年及以后，東部地區人均養老金高于西部地區，西部養老金水平高于中部地區。其中，東部地區養老金水平與西部地區的差距較小，而兩者與中部地區的差距較為顯著，并且差距呈現逐步增長態勢。這種非均衡發展趨勢不利于養老保險地區之間的轉移接續，對我國養老金實現全國統籌形成制度障礙。

圖1 1999—2011年東、中、西部平均養老金水平的比較分析

圖2 2000年中、東、西部各省市人均養老金水平比較分析

圖3 2011年中、東、西部各省市人均養老金水平比較分析

以2000 年和2011 年為例，2000 年東、中、西部三個地區之間的差異程度并不顯著，在30 個省市（西藏除外）中北京市的人均養老金水平最高，海南省人均養老金水平最低，各省之間的變異系數為0.22；2011 年東、中、西部三個地區之間的差異程度相對顯著，尤其是東部與中、西部之間的差距再拉大，其中北京市的人均養老金水平仍然最高，湖南省人均養老金水平最低，各省之間的變異系數為0.19。

（二）中、東、西部地區內部各省市間的比較分析。

從2000 年到2011 年，東部和西部地區內部省份人均養老金水平的非均衡發展程度呈現下降趨勢，東部的變異系數從0.26 降到0.15，西部地區的變異系數從0.20 降到0.10；但是中部地區的人均養老金水平的差異程度有擴大趨勢，變異系數從0.08上升至0.13。對三個地區比較分析發現，東部地區的非均衡發展程度高于西部地區和中部地區；在2000 年和2005 年，西部地區的非均衡發展程度高于中部地區，而2011 年，中部地區非均衡發展程度擴大化并超過西部地區。

表1 2000 年和2011 年中、東、西部各省市人均養老金水平的基本指標

圖4 東部11省2000年—2011年人均養老金水平的發展趨勢

圖5 中部8省2000年—2011年人均養老金水平的發展趨勢

圖6 西部12省2000年—2011年人均養老金水平的發展趨勢

三、區域發展不平衡下養老金水平影響因素的實證分析

（一）模型設定。

表2 2000 年、2005 年和2011 年中、東、西部各省市人均養老金水平（單位：元）

計量模型設定的目的是為了考察不同省際城鎮基本養老金水平的差異性及其影響因素，影響基本養老金水平的因素很多，本文主要從經濟發展、人口結構和制度本身三個方面展開分析。基本計量方程設定如下：

其中，下標i 表示省份，t 表示時間，yit=li為不可觀測的地區效應，是一個不隨時間變化而變化的變量，它代表各個地區的異質性，這些異質性源于文化、歷史、社會等多方面因素；ut為不可觀測的時間效應，是不隨省份變化而變化的變量，它解釋了所有沒有被包括在回歸模型中和時間有關的效應。eit表示隨機干擾項，它服從獨立同分布。yit表示i 省份t 年的人均基本養老金水平，x1是表征經濟發展的變量集，x2是表征養老保險制度的變量集，x3是表征人口結構的變量集。根據經濟理論及其發展規律，本文設定的計量模型包含如下經濟變量：

本文最終建立的計量模型如下：

人均基本養老金水平yit（元/人）：用城鎮養老保險基金支出除以離退休人數計算得到；

養老保險覆蓋率coverage（%）：通過城鎮養老保險參保人數除以城鎮勞動力人口數計算得到，其中城鎮勞動力人口等于地區城鎮人口數乘以15-64歲勞動力人口所占比率，而地區城鎮人口等于地區總人口乘以城鎮人口所占比重；

養老保險負擔系數burden（%）：用離退休人數除以繳費人數得到；

老齡化aging（%）：計算65 歲及以上人口占總人口的比例。

實際GDP 增長率g▁gdp（%）：先將各省份的名義GDP 轉化為以1998 年為基年的實際GDP，然后由各省份的實際GDP 計算出實際GDP 增長率。

表3 回歸模型中包含的具體經濟變量

（二）數據來源與處理。

本文確定的樣本區間為1999-2011 年，采用了中國30 個省、自治區及直轄市（西藏除外）的面板數據，本文的數據全部來自2000-2012 年《中國統計年鑒》、《中國勞動統計年鑒》和《中國人口和就業統計年鑒》等。所有以價值形式表示的變量均用1999 年為基年的城鎮CPI 進行了處理。為了消除數據可能存在的異方差，本文對各變量進行了對數化處理。

表4 變量統計性描述

表5 面板回歸方程估計結果（1999-2011 年）

（三）計量結果及解釋。

各變量取對數后的統計性描述見表4：面板回歸結果見下表：

由于基本養老金水平會受到前期水平的影響，因此解釋變量中應該包含滯后一期被解釋變量。面板模型解釋變量包含被解釋變量的滯后值時，被稱之為“動態面板數據”，此時如果使用組內估計法（FE），得到的估計量是有偏的，尤其對于n 大T 小的面板數據，偏差較大。而當滯后被解釋變量作為解釋變量時就會內生性問題。內生性問題會導致參數估計有偏，使估計結果出現較大偏誤，因此必須用工具變量法來克服內生性問題。一個有效的工具變量應當滿足兩個條件：一是相關性，工具變量與內生解釋變量高度相關；二是外生性，工具變量與擾動項不相關。為了解決動態面板模型中由滯后被解釋變量作為解釋變量帶來的內生性問題，Arellano 和Bond（1991）提出了用一階差分廣義矩(first differenced GMM)估計方法來解決。基本思路是對差分后的方程進行GMM 估計，采用被解釋變量所有可能的滯后變量作為工具變量，缺陷是容易引發“弱工具變量問題”。為了克服這種弱工具變量問題，Arella-no 和Bover（1995）以及Blundell 和Bond（1998）提出了另外一種更加有效的方法，即系統廣義矩(Sys-tem GMM)估計方法。基本思路是將差分GMM 與水平GMM 結合在一起，將差分方程與水平方程作為一個方程系統進行GMM 估計。本文的分析主要建立在系統GMM 估計結果上，作為對照，本文將給出面板數據的混合普通最小二乘法（OLS）、固定效應模型（FE）、隨機效應模型（RE）和一階差分GMM 估計結果，實證分析結果見表5。

模型1 采用混合OLS 回歸，采用Newey-West一致性估計法修正可能存在的自相關異方差問題，回歸結果顯示，finance 與養老金水平之間沒有顯著關系，coverage 的符號與預期相反。模型2 采用固定效應模型，并采用面板修正的標準差估計法（PCSE）克服自相關異方差問題，回歸結果顯示，finance、coverage 和aging 不顯著，變量wage 和g-gdp 與養老金水平呈正相關，burden 與與養老金水平呈負相關，且均在1%水平上顯著。模型2 中的F 檢驗結果顯示應該選擇固定效應模型。模型3 采用隨機效應模型，同樣，finance 和aging 不顯著，但是coverage的符號與預期相反。模型3 中的hausman 檢驗結果也顯示應該選擇固定效應模型。對于模型4 和模型5，首先要判斷工具變量是否有效，表5 中最后兩行給出了工具變量的有效性檢驗值，AR（自回歸）檢驗主要是檢驗殘差項在差分回歸和差分-水平回歸中是否存在序列相關，原假設為不存在序列相關，殘差項允許存在一階序列相關，而不允許存在二階序列相關。一階差分GMM 和系統GMM 估計的AR（2）檢驗值的伴隨概率均在0.05 以上，說明本文所采用的的工具變量是有效的。Sargan 檢驗為工具變量的過度識別約束檢驗，用來判斷回歸古籍中使用的矩條件工具變量是否總體有效，原假設為工具變量有效。結果同樣顯示本文所采用的的工具變量是有效的。

表中參數估計的結果與我們的預期結果基本一致，第一，人均工資水平wage 的系數為正，并且所有模型在1%水平上都通過了顯著性檢驗，這與我國養老金水平的計發辦法是一致的。參保人員的養老金發放取決于本人退休前工資水平和當地人均工資水平。伴隨著地區人均工資水平的提高，養老金水平也會相應做出調整，因此經濟越發達地區（西藏除外），人均養老金水平也越高。

第二，人均財政支出finance 的系數為正，但是除了一階差分GMM 模型，其他模型均沒有通過顯著性檢驗。這個結論與我國當前財政支出模式是相符合的，從1999 年到2011 年，我國財政性社會保障支出占財政支出的比重從9.08%上升至10.17%，其中25%-32%左右的支出用于行政事業單位人員的離退休費支出，由此可見真正用于養老保險的財政支出是少之又少，與西方財政性社會保障支出水平差距甚遠。

第三，實際GDP 增長率的系數為正，并通過了所有的顯著性檢驗。這點與經濟學預期是相符的。許多學者的研究也證實，經濟增長與社會保障之間存在相互促進相互推動的作用，地區經濟發展越快，人均收入水平以及地區政府用于養老保險方面的財政支出水平也會隨之大幅度提升，這些都是提高地區養老金水平的重要因素。

第四，養老保險覆蓋率coverage 的系數為負，部分模型通過了顯著性檢驗。這與以前學者的研究結果不一致。一般而言，養老保險覆蓋率越高，越有利于養老保險制度的發展，但是，當養老保險覆蓋率提高到一定程度，它對養老金水平可能存在負面影響。因為在人口老齡化程度不斷提高時，未來需要支付的養老金總額也隨之增加，若養老金收入一定，參保人數提高必將影響人均養老金水平。本文模型中coverage 雖然通過了顯著性檢驗，但是其系數非常小，因此其影響也非常有限。

第五，養老保險負擔率burden 的系數為負，并通過了所有的顯著性檢驗。這與經濟學直覺是相符合的，意味著離退休人員數占繳費人數的比例體提高，即養老金支出增加而養老金收入減少，則養老金水平將會隨之降低。

第六，老齡化aging 的系數有正有負，但是部分模型沒有通過顯著性檢驗。人口結構與養老金水平是密切聯系的，系統GMM 估計結果顯示兩者呈負相關，即人口老齡化程度的提高將阻礙養老金水平的增加。

四、結論及政策含義

我國養老金水平的地區差異性較大，影響養老金水平的因素有人均工資水平、地區實際GDP 增長率和養老保險負擔系數，其中人均工資水平和上一期養老金水平對當期養老金水平的影響最大。從研究結論中對推動地區養老金水平均衡發展提出以下建議：

（一）區域經濟發展不平衡是養老金水平非均衡發展的根本因素之一。政府應該加大對中西部地區公共服務、教育、基礎設施建設等方面的投入，從政策和稅收方面給予優惠，改善當地經濟建設條件，推動欠發達地區經濟發展。經濟增長有利于增加地區財政收入，提高地區勞動力收入水平，吸引當地勞動力從遷出向遷入轉變，增加養老保險繳費群體，提高養老保險覆蓋率，最終都將促進養老金水平的調整與提高。

（二）加大財政轉移支付力度，尤其是增加對中部、西部部分地區社會保障支出。我國社會保障水平較低，社會保障占GDP 的比例約為2%，遠遠低于美國15%以及日本25%的社會保障水平。2012年，社會保障支出占財政支出的比重約為11%左右，僅為西方發展國家均值比例的1/3。區域經濟發展不平衡導致各地區財政支出水平也大相徑庭，經濟發展水平越高的地區，人均工資水平和地方財政支出水平也越高，這樣容易形成“馬太效應”，即養老金水平較高的地區，獲得的財政轉移支付補貼也越多，進而導致養老金非均衡發展趨勢擴大化。因此，中央財政應該加大對中西部地區社會保障財政轉移支付力度。中央財政轉移支付應根據經濟發展水平和財政收入狀況采取“差別化”政策，對于東部財政收入較充裕的地區采取不補貼，而對于中西部財政收不抵支的地區采取多補貼，以此降低地區財政支出水平不平衡對養老金水平的影響。

（三）優化人口結構，促進勞動力向中西部遷移，以減輕養老保險負擔壓力。人口老齡化加劇無疑對養老保險基金造成巨大壓力，擴大養老保險基金缺口，不利于養老金水平的調整與提高。在人口老齡化壓力下，我國調整了計劃生育制度，實行單獨二胎政策，以此來優化人口結構，減緩老齡化進程。從理論上推算，單獨二胎政策在未來若干年以后對降低養老保險財務風險有積極作用，但是這種作用對中西部地區尤其是欠發達地區的影響還有待考證。欠發達地區人口結構優化更依賴于勞動力流入和遷移，讓更多農村剩余勞動力從流向發達城市向流入當地或周邊城鎮轉變，以降低區域老齡化程度。以農民工為代表的流動人口，在當地繳納養老保險，但是回原戶籍領取養老金，他們對于勞動力輸入地如北京、上海等發達城市的養老保險社會統籌基金做出巨大貢獻，可以考慮有中央政府牽頭，從勞動力輸入地的社會統籌基金中提取一部分建立養老保險調劑金，專門用以補貼勞動力輸出地養老保險基金。

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