我國(guó)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度并軌對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率及消費(fèi)的影響
——2015年機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)改革的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

李曉飛 臧旭恒 姚 健

一、引 言

深化經(jīng)濟(jì)體制改革、促進(jìn)公共服務(wù)均等化、縮小居民生活水平差異，是緩解“人民日益增長(zhǎng)的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾”的重要舉措。在城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場(chǎng)上，我國(guó)存在養(yǎng)老金“雙軌制”，即機(jī)關(guān)事業(yè)單位職工與企業(yè)職工實(shí)行不同的養(yǎng)老保險(xiǎn)制度與政策。具體而言，1997年我國(guó)建立了社會(huì)統(tǒng)籌和個(gè)人賬戶相結(jié)合的企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，而機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)則一直保持著退休金完全由財(cái)政統(tǒng)一支付的制度模式。兩種養(yǎng)老保險(xiǎn)制度在籌資模式、財(cái)政補(bǔ)貼、計(jì)發(fā)辦法和待遇調(diào)整等方面存在較大差異，并最終導(dǎo)致依賴不同養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的參保家庭的養(yǎng)老保障存在較大差異，引起了社會(huì)公眾和學(xué)界的廣泛關(guān)注和爭(zhēng)議。

鑒于此，2008年3月國(guó)務(wù)院確定在山西省、上海市、浙江省、廣東省和重慶市先期開(kāi)展事業(yè)單位工作人員養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革(下文簡(jiǎn)稱改革)試點(diǎn)①2008年3月14日，國(guó)務(wù)院印發(fā)《事業(yè)單位工作人員養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革試點(diǎn)方案的通知》(國(guó)發(fā)〔2008〕10號(hào))。。改革的適用范圍主要為從事公益服務(wù)的事業(yè)單位及其工作人員。改革的主要內(nèi)容包括：養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)用由單位和個(gè)人共同負(fù)擔(dān)，退休待遇與繳費(fèi)相聯(lián)系，建立職業(yè)年金制度等。由于公務(wù)員等群體在此次改革之外等原因，雙軌制整合遇到很多困難和阻礙，未實(shí)現(xiàn)改革的設(shè)計(jì)預(yù)期。2015年1月，國(guó)務(wù)院決定在全國(guó)范圍進(jìn)行機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革②2015年1月3日，國(guó)務(wù)院出臺(tái)《關(guān)于機(jī)關(guān)事業(yè)單位工作人員養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革的決定》(國(guó)發(fā)〔2015〕2號(hào))。。改革涵蓋了按照公務(wù)員法管理的單位、參照公務(wù)員法管理的機(jī)關(guān)(單位)、事業(yè)單位及其編制內(nèi)的工作人員。改革后，機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的籌資模式、繳費(fèi)比例和養(yǎng)老金計(jì)發(fā)辦法等與企業(yè)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)一致，養(yǎng)老金“雙軌制”在制度層面正式廢除。同時(shí)，機(jī)關(guān)事業(yè)單位還通過(guò)建立“職業(yè)年金”的形式③2015年3月27日，國(guó)務(wù)院辦公廳印發(fā)《機(jī)關(guān)事業(yè)單位職業(yè)年金辦法的通知》(國(guó)辦發(fā)〔2015〕18號(hào))。，彌補(bǔ)機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老金減少的部分，保障機(jī)關(guān)事業(yè)單位工作人員退休后的生活水平。

改革前后，機(jī)關(guān)事業(yè)單位參保職工在養(yǎng)老金繳費(fèi)和計(jì)發(fā)辦法方面存在較大變化。在繳費(fèi)方面，改革前機(jī)關(guān)事業(yè)單位職工不需要繳費(fèi)，而改革后需要繳費(fèi)，分別繳納工資的8%和4%進(jìn)入基礎(chǔ)養(yǎng)老金個(gè)人賬戶和職業(yè)年金個(gè)人賬戶。在計(jì)發(fā)辦法方面，改革前養(yǎng)老金按照退休前一年工資的一定比例發(fā)放，改革后包括基礎(chǔ)養(yǎng)老金和職業(yè)年金兩部分。基礎(chǔ)養(yǎng)老金的計(jì)發(fā)辦法與企業(yè)職工相同，社會(huì)統(tǒng)籌部分以參保人退休時(shí)上一年當(dāng)?shù)仄骄べY與本人指數(shù)化月平均工資的平均值為基數(shù)，按繳費(fèi)年限每滿一年發(fā)給1%，個(gè)人賬戶部分以個(gè)人賬戶儲(chǔ)存額除以國(guó)家規(guī)定的計(jì)發(fā)系數(shù)。職業(yè)年金均在個(gè)人賬戶，可以一次性領(lǐng)取，也可按照計(jì)發(fā)系數(shù)按月領(lǐng)取。表1對(duì)此進(jìn)行了總結(jié)。與此同時(shí)，為了配合此次養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革，完善工資制度，人力資源社會(huì)保障部和財(cái)政部發(fā)布《關(guān)于調(diào)整機(jī)關(guān)工作人員基本工資的實(shí)施方案》和《關(guān)于調(diào)整事業(yè)單位工作人員基本工資的實(shí)施方案》，明確提高機(jī)關(guān)事業(yè)單位工作人員基本工資水平，不出現(xiàn)“不漲工資”的情況。因此，絕大多數(shù)機(jī)關(guān)事業(yè)單位工作人員改革后的工資收入水平未降低。

表1 機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革前后對(duì)比分析

改革給一直以來(lái)被認(rèn)為穩(wěn)定可靠的機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)制度帶來(lái)較大沖擊。改革改變了機(jī)關(guān)事業(yè)單位工作人員的養(yǎng)老金繳費(fèi)和計(jì)發(fā)辦法，改變了參保家庭的未來(lái)養(yǎng)老金收入預(yù)期，提高了居民未來(lái)養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)水平。那么，改革是否存在外溢效應(yīng)？對(duì)參保家庭儲(chǔ)蓄率及消費(fèi)的影響如何？在理論分析方面，本文首先基于確定性等價(jià)模型分析改革導(dǎo)致的居民養(yǎng)老金收入預(yù)期改變對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率及消費(fèi)的影響，然后引用Hansen和Singleton(1983)提出的預(yù)防性儲(chǔ)蓄模型，分析改革導(dǎo)致的家庭未來(lái)養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)提高對(duì)參保家庭儲(chǔ)蓄率及消費(fèi)的影響。在實(shí)證分析方面，基于中國(guó)家庭金融調(diào)查(CHFS)2013年和2017年構(gòu)成的短期面板數(shù)據(jù)，以機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)參保家庭為實(shí)驗(yàn)組，以企業(yè)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)參保家庭為控制組，利用準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)方法DID和PSM-DID評(píng)估2015年在全國(guó)范圍實(shí)施的機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革對(duì)參保家庭儲(chǔ)蓄率和消費(fèi)的影響。然后，從消費(fèi)類型、家庭財(cái)富高低、戶主性別、戶主受教育程度、戶主年齡和東中西部地區(qū)等角度進(jìn)行異質(zhì)性分析。最后，分別從替換改革年份、替換實(shí)驗(yàn)組和替換被解釋變量等三個(gè)角度進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)，并利用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)2014年、2016年和2018年的短期平衡面板數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)和時(shí)滯性檢驗(yàn)。這為準(zhǔn)確有效地評(píng)估我國(guó)機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老金并軌改革的儲(chǔ)蓄與消費(fèi)效應(yīng)提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

與已有文獻(xiàn)相比，本文的貢獻(xiàn)在于：第一，在研究對(duì)象方面，鮮有學(xué)者對(duì)2015年機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革的儲(chǔ)蓄及消費(fèi)效應(yīng)進(jìn)行評(píng)估，本文對(duì)此進(jìn)行了研究，研究結(jié)論對(duì)完善我國(guó)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)制度并軌有一定的政策指導(dǎo)作用。第二，在理論分析方面，基于已有消費(fèi)經(jīng)濟(jì)理論，分別分析了機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革導(dǎo)致的居民養(yǎng)老金收入預(yù)期改變和家庭未來(lái)養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)水平提高對(duì)參保家庭儲(chǔ)蓄率及消費(fèi)的影響，為相關(guān)實(shí)證研究奠定了理論基礎(chǔ)。第三，本文同時(shí)利用準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)方法DID和PSMDID進(jìn)行實(shí)證分析，消除了由樣本選擇偏差導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，提高了本文的準(zhǔn)確性及穩(wěn)健性。

二、文獻(xiàn)綜述

一些學(xué)者將養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革作為自然實(shí)驗(yàn)，研究養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革和養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)居民消費(fèi)的影響，以避免由一些同時(shí)影響居民消費(fèi)和養(yǎng)老金財(cái)富的不可觀測(cè)因素引起的內(nèi)生性問(wèn)題。①在國(guó)外方面。Attanasio和Agar(2003)以1992年意大利養(yǎng)老保險(xiǎn)改革作為自然實(shí)驗(yàn)，研究了養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)不同出生年份和不同職業(yè)群體家庭儲(chǔ)蓄的替代效應(yīng)。他們發(fā)現(xiàn)，儲(chǔ)蓄率上升是養(yǎng)老金財(cái)富減少的結(jié)果，戶主年齡為35歲～45歲工人家庭的二者替代率更高。2000年意大利養(yǎng)老金制度改革使未來(lái)幾代公職人員的養(yǎng)老金降低了2萬(wàn)至3萬(wàn)美元。Jappelli和Padula(2016)使用雙重差分法，估計(jì)了這種意料之外的生命周期資源變化對(duì)受改革影響的員工當(dāng)前消費(fèi)和財(cái)富積累的影響。他們發(fā)現(xiàn)，每減少1歐元的養(yǎng)老金，平均消費(fèi)傾向減少3美分，財(cái)富收入比增加0.32。Lachowska和Myck(2018)以波蘭1999年養(yǎng)老金改革為研究對(duì)象，考察了公共養(yǎng)老金財(cái)富與私人儲(chǔ)蓄之間的替代程度。他們發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老金財(cái)富減少1單位，家庭儲(chǔ)蓄增加0.3單位，改革降低了家庭消費(fèi)水平。②在國(guó)內(nèi)方面。何立新等(2008)利用城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)，分析了1995—1997年間企業(yè)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革對(duì)居民儲(chǔ)蓄率的影響，發(fā)現(xiàn)改革改變了參保居民的養(yǎng)老金財(cái)富，對(duì)家庭儲(chǔ)蓄具有一定的替代效應(yīng)，估值為-0.4～-0.3。李雪增和朱崇實(shí)(2011)的研究表明，我國(guó)居民家庭儲(chǔ)蓄率主要受慣性因素影響，養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革在短期并不能降低儲(chǔ)蓄率，但長(zhǎng)期來(lái)看，養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的完善有利于降低參保家庭的不確定性，促進(jìn)消費(fèi)。楊繼軍和張二震(2013)利用SYSGMM模型研究發(fā)現(xiàn)，1997年和2005年養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革對(duì)居民儲(chǔ)蓄的影響顯著為正，認(rèn)為養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革并未消除居民對(duì)養(yǎng)老收入的擔(dān)憂，提高了家庭儲(chǔ)蓄率。

我國(guó)一直存在著養(yǎng)老金“雙軌制”，即機(jī)關(guān)事業(yè)單位職工與企業(yè)職工采取兩種不完全相同的退休養(yǎng)老金繳納和發(fā)給制度。這引發(fā)了不同職業(yè)群體的福利競(jìng)賽，損害了養(yǎng)老基金的財(cái)務(wù)可持續(xù)性，并且導(dǎo)致社會(huì)疏離與日俱增(朱玲等，2013)。一些學(xué)者研究了養(yǎng)老金“雙軌制”對(duì)居民消費(fèi)的影響。王小龍和唐龍(2013)利用2002年CHIP微觀調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行研究后發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老金“雙軌制”抑制了企業(yè)職工的家庭消費(fèi)，進(jìn)而抑制了城鎮(zhèn)居民消費(fèi)潛力的釋放。徐舒和趙紹陽(yáng)(2013)利用生命周期模型與似然矩方法研究了養(yǎng)老金“雙軌制”對(duì)企業(yè)和機(jī)關(guān)事業(yè)單位參保職工消費(fèi)差距的影響，發(fā)現(xiàn)將“企職保”的替代率提升至公務(wù)員水平，企業(yè)職工的消費(fèi)可提高4.84%。養(yǎng)老金“雙軌制”導(dǎo)致不同工作性質(zhì)的參保居民享有不同的養(yǎng)老金待遇，擴(kuò)大了居民消費(fèi)差距。養(yǎng)老金制度“并軌”勢(shì)在必行。

2008年國(guó)家選取廣東等5省市進(jìn)行事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革試點(diǎn)，白重恩等(2014)對(duì)改革試點(diǎn)效果進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，改革顯著提高了企業(yè)職工的參保積極性及制度并軌預(yù)期。寧光杰和范義航(2020)利用微觀調(diào)查數(shù)據(jù)研究了事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)改革試點(diǎn)對(duì)居民收入和消費(fèi)的影響。他們發(fā)現(xiàn)，改革提高了試點(diǎn)省份居民的收入，但降低了居民消費(fèi)水平。這次改革試點(diǎn)存在很多困難和阻礙，5個(gè)試點(diǎn)省市的改革進(jìn)展一直非常緩慢，改革效果不明顯(財(cái)政部財(cái)政科學(xué)研究所課題組等，2012)。研究這次養(yǎng)老金改革試點(diǎn)對(duì)居民消費(fèi)的影響未能完全反映改革的消費(fèi)效應(yīng)。2015年，國(guó)務(wù)院在全國(guó)范圍實(shí)施機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革，這次改革有利于重構(gòu)整個(gè)社會(huì)養(yǎng)老保障體系，有利于養(yǎng)老保障第二支柱的形成，有望為進(jìn)一步深化市場(chǎng)化改革提供關(guān)鍵突破口(朱恒鵬等，2015)。一些學(xué)者研究了改革對(duì)機(jī)關(guān)事業(yè)單位參保家庭養(yǎng)老金替代率的影響。王亞柯和李羽翔(2016)利用替代率等指標(biāo)對(duì)比分析了機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)改革前后的養(yǎng)老保障水平。他們發(fā)現(xiàn)，改革降低了機(jī)關(guān)事業(yè)單位參保職工的基本養(yǎng)老金，加上職業(yè)年金后，不同性別不同收入水平群體的養(yǎng)老保障具有較大差異。王翠琴等(2017)構(gòu)建精算模型測(cè)算了改革前后機(jī)關(guān)事業(yè)單位“中人”的養(yǎng)老待遇變化，發(fā)現(xiàn)改革后女性參保職工的養(yǎng)老金替代率始終低于改革前，男性參保職工的養(yǎng)老金替代率先降低后提高。

綜上所述，鮮有學(xué)者對(duì)2015年在全國(guó)范圍實(shí)施的機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老金并軌改革的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄效應(yīng)進(jìn)行評(píng)估。為此，本文構(gòu)建數(shù)理模型并利用準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)方法DID和PSM-DID模型對(duì)此進(jìn)行研究。

三、理論分析

（一）改革導(dǎo)致的養(yǎng)老金收入預(yù)期變動(dòng)對(duì)家庭消費(fèi)和儲(chǔ)蓄的影響

假設(shè)消費(fèi)者在其整個(gè)生命周期(假設(shè)壽命為T(mén))實(shí)現(xiàn)效用最大化，目標(biāo)函數(shù)是最大化期望效用：

若壽命是無(wú)限的，即T→∞時(shí)t?→1，經(jīng)計(jì)算可得：

將動(dòng)態(tài)預(yù)算約束(式2)代入確定性等價(jià)模型得到：

將消費(fèi)函數(shù)滯后一期并乘以(1＋r)后，與式(6)相減可得消費(fèi)變化的表達(dá)式：

由式(7)，消費(fèi)的變化與人們對(duì)未來(lái)期望收入的變化正相關(guān)。如果期望沒(méi)有改變，那么消費(fèi)也不會(huì)改變。相反，在時(shí)期t可獲得的新信息誘使消費(fèi)者修改他們的收入預(yù)期并調(diào)整他們的消費(fèi)計(jì)劃。機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革改變了養(yǎng)老金的繳費(fèi)和計(jì)發(fā)方式，已有研究表明，這降低了機(jī)關(guān)事業(yè)單位參保職工的基本養(yǎng)老金，保障水平在加上職業(yè)年金后有所補(bǔ)償，但不同性別不同收入水平群體的養(yǎng)老保障具有較大差異(王亞柯和李羽翔，2016)。改革后女性參保職工的養(yǎng)老金替代率始終低于改革前，男性參保職工的養(yǎng)老金替代率先降低后提高(王翠琴，2017)。機(jī)關(guān)事業(yè)單位工作人員對(duì)改革后待遇會(huì)有所下降表示擔(dān)憂，進(jìn)而引起家庭消費(fèi)水平的降低。

將儲(chǔ)蓄定義為：

進(jìn)一步將確定性等價(jià)模型和式(8)聯(lián)立(并保持r＝δ的假設(shè))，可得：

經(jīng)過(guò)遞歸替換產(chǎn)生儲(chǔ)蓄函數(shù)：

（二）改革導(dǎo)致的家庭未來(lái)養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)提高對(duì)家庭消費(fèi)和儲(chǔ)蓄的影響

在現(xiàn)實(shí)生活中，確定性和完全資本市場(chǎng)的前提條件時(shí)常會(huì)被打破。已有研究表明，養(yǎng)老金制度的頻繁改革加大了參保居民未來(lái)養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)(不確定性)，提升了參保居民的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期(楊汝岱和陳斌開(kāi)，2009；楊繼軍，2019)。為此，我們引用 Hansen和Singleton(1983)提出的預(yù)防性儲(chǔ)蓄模型，當(dāng)不確定性出現(xiàn)時(shí)，假設(shè)邊際效用函數(shù)是非線性的。他們獲得消費(fèi)增長(zhǎng)分析解的一種方法是對(duì)未來(lái)消費(fèi)增長(zhǎng)和利率的聯(lián)合概率分布做出具體假設(shè)。這樣得到的解是精確的，而不是近似值。其理論模型的結(jié)果為：

公式(11)的右側(cè)第一項(xiàng)表示預(yù)期利率對(duì)消費(fèi)增長(zhǎng)率的影響。其第二項(xiàng)的含義為：在均衡狀態(tài)下，隨著不確定性的增加(例如消費(fèi)增長(zhǎng)率的條件變化)，居民會(huì)產(chǎn)生較高的消費(fèi)增長(zhǎng)率，這意味著，未來(lái)消費(fèi)的不確定性增大，會(huì)提高未來(lái)消費(fèi)效用的期望值，個(gè)人在t時(shí)期會(huì)消費(fèi)得更少，而在t＋1時(shí)期會(huì)消費(fèi)得更多。機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革提升了參保居民未來(lái)養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)水平(不確定性)，居民為了降低未來(lái)養(yǎng)老收入和消費(fèi)的不確定性，規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，會(huì)減少當(dāng)期消費(fèi)，增加預(yù)防性儲(chǔ)蓄。因此，本文提出假說(shuō)2：改革通過(guò)提高家庭未來(lái)養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)水平，使參保居民降低家庭消費(fèi)水平，提高家庭儲(chǔ)蓄率。

四、計(jì)量模型設(shè)定與數(shù)據(jù)來(lái)源

雙重差分法(DID)是學(xué)界經(jīng)常用于評(píng)估政策效果的計(jì)量方法。養(yǎng)老金改革作為一個(gè)外生性政策，不存在逆向因果問(wèn)題。此外，使用面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)估計(jì)方法，一定程度上也緩解了遺漏變量偏誤問(wèn)題。因此，DID可以很大程度避免內(nèi)生性問(wèn)題的困擾。在所有個(gè)體的時(shí)間趨勢(shì)相同的前提下，通過(guò)回歸得到的雙重差分估計(jì)量即為改革對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率及消費(fèi)的凈影響。但很多情況下，實(shí)驗(yàn)組與控制組難以滿足共同趨勢(shì)假設(shè)。Heckman等(1998)提出的PSM-DID方法通過(guò)將實(shí)驗(yàn)組和控制組的可觀測(cè)變量相同或相似的樣本進(jìn)行匹配，能夠有效控制因截面異質(zhì)性帶來(lái)的系統(tǒng)性差異問(wèn)題，使模型更好地滿足共同趨勢(shì)假設(shè)，減小估計(jì)偏誤。因此，本文同時(shí)使用準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)方法DID和PSM-DID模型檢驗(yàn)改革的政策效應(yīng)。

（一）計(jì)量模型設(shè)定

借鑒Lachowska和Myck(2018)的方法，本文同時(shí)選用家庭儲(chǔ)蓄率和家庭人均消費(fèi)支出作為被解釋變量，從相對(duì)量和絕對(duì)量?jī)煞N角度研究機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革的儲(chǔ)蓄和消費(fèi)效應(yīng)。

模型(12)的被解釋變量為家庭儲(chǔ)蓄率(srit)，模型(13)的被解釋變量為家庭人均消費(fèi)支出(acit)。reformtime為改革時(shí)間虛擬變量，如果年份為2017年，reformtime記為1，如果年份為2013年，reformtime記為0，其系數(shù)代表了改革實(shí)施前后被解釋變量的差距。treated為受改革沖擊的虛擬變量，如果家庭受到改革沖擊，則為實(shí)驗(yàn)組家庭樣本，treated記為1；如果家庭未受到改革沖擊，則為控制組家庭樣本，treated記為0；其系數(shù)代表了受改革沖擊家庭與未受沖擊家庭間被解釋變量的差距。在2013—2017年，企業(yè)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)制度未進(jìn)行任何改革，企業(yè)職工與機(jī)關(guān)事業(yè)單位工作人員大多處于城鎮(zhèn)地區(qū)，具有相近的消費(fèi)習(xí)慣及消費(fèi)水平，本文將企職保參保家庭設(shè)為控制組，機(jī)關(guān)事業(yè)單位參保家庭設(shè)為實(shí)驗(yàn)組。戶主作為一家之主，戶主的參保類型對(duì)家庭的養(yǎng)老保障及消費(fèi)支出的影響都很大。因此，本文以戶主的參保類型作為家庭的參保類型。reformtime·treated為時(shí)間和受改革沖擊的交叉項(xiàng)，其系數(shù)代表了此次機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革對(duì)居民家庭儲(chǔ)蓄率及消費(fèi)的凈影響。Xk，it表示影響家庭儲(chǔ)蓄率及消費(fèi)的一系列控制變量，包括戶主特征變量、家庭特征變量和省級(jí)經(jīng)濟(jì)特征變量等。iμ為不隨時(shí)間變化的個(gè)體效應(yīng)；itε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

在家庭消費(fèi)支出方面，CHFS關(guān)于家庭消費(fèi)的數(shù)據(jù)較為細(xì)化，本文按照國(guó)家統(tǒng)計(jì)局分類標(biāo)準(zhǔn)，將相關(guān)家庭消費(fèi)支出歸為食品及在外就餐、衣著、居住、生活用品及服務(wù)、交通通信、教育文化娛樂(lè)、醫(yī)療保健和其他類支出等八大類別。家庭人均消費(fèi)支出(ac)為這八大類別消費(fèi)支出的總和除以家庭成員數(shù)量。家庭儲(chǔ)蓄率(sr)＝(家庭總收入-家庭總消費(fèi))/家庭總收入。

根據(jù)已有研究(張欣和臧旭恒，2018；易行健和周利，2018)，本文從戶主個(gè)人特征、家庭特征和省級(jí)經(jīng)濟(jì)特征3個(gè)層面控制了影響家庭儲(chǔ)蓄率及消費(fèi)的變量。戶主個(gè)人層面主要包括性別(男性為1，女性為0)、年齡、受教育程度(學(xué)歷為大專及以上賦值為1，其余為0)、健康狀況(健康與一般賦值為1，其余為0)和婚姻狀況(在婚賦值為1，其余為0)5個(gè)控制變量。家庭層面主要包括家庭人均收入、家庭人均凈財(cái)富(家庭住房?jī)r(jià)值、現(xiàn)金、存款、股票、債券、基金和其他理財(cái)產(chǎn)品與相應(yīng)家庭負(fù)債之差)、老年撫養(yǎng)比(65歲以上人口數(shù)與16歲～64歲勞動(dòng)人口數(shù)之比)、少兒撫養(yǎng)比(0歲～15歲人口數(shù)與16歲～64歲勞動(dòng)人口數(shù)之比)、是否為農(nóng)村家庭(農(nóng)村家庭為1，城鎮(zhèn)家庭為0)和家庭規(guī)模(利用家庭成員個(gè)數(shù)衡量)6個(gè)控制變量。省級(jí)層面為人均GDP。共計(jì)12個(gè)控制變量。

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源與描述性統(tǒng)計(jì)

本文利用西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心組織實(shí)施的中國(guó)家庭金融調(diào)查(China Household Finance Survey，以下簡(jiǎn)稱CHFS)數(shù)據(jù)作為實(shí)證研究的數(shù)據(jù)集。根據(jù)可唯一識(shí)別家庭的變量hhid固定家庭，選取了2013年和2017年兩期跟蹤調(diào)查的家庭構(gòu)建面板數(shù)據(jù)。

本文以機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)參保家庭為實(shí)驗(yàn)組，以企業(yè)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)參保家庭為控制組，提取了戶主參加這兩類養(yǎng)老保險(xiǎn)的樣本。由于改革對(duì)已退休家庭的養(yǎng)老金收入沒(méi)有影響，并且退休之后的儲(chǔ)蓄消費(fèi)行為與工作時(shí)期有很大不同，因此排除了戶主年齡超過(guò)退休年齡的樣本。我們提取了60歲以下的男性戶主、55歲以下的女性干部戶主及50歲以下的女性工人戶主的家庭觀測(cè)值。另外，由于山西、上海、浙江、廣東和重慶等5省市在2008年已經(jīng)開(kāi)展事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革試點(diǎn)，所以本文去除了戶口在這5省市的樣本。

考慮到數(shù)據(jù)的完整性，本文剔除了存在缺失值的樣本，并且為避免異常值的影響，剔除家庭儲(chǔ)蓄率、家庭消費(fèi)支出、家庭收入、家庭凈財(cái)富等最高和最低1%的樣本。最終，2013年得到6816個(gè)樣本家庭；2017年得到9124個(gè)樣本家庭。以2013年為基準(zhǔn)，取兩期平衡面板得到4596戶家庭，共9192個(gè)樣本。其中，機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)參保家庭1265戶，企業(yè)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)參保家庭3331戶。變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)

五、實(shí)證分析

（一）基準(zhǔn)回歸分析

1. 基于雙重差分法(DID)的檢驗(yàn)分析

表3中第(1)列和第(2)列的被解釋變量為家庭儲(chǔ)蓄率，第(3)列和第(4)列的被解釋變量為家庭人均消費(fèi)。

表3 DID回歸結(jié)果

回歸結(jié)果顯示，機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革對(duì)其參保家庭儲(chǔ)蓄率的影響顯著為正，對(duì)家庭人均消費(fèi)的影響顯著為負(fù)，這與本文的預(yù)期結(jié)果一致。由表3第(2)列和第(4)列中的改革凈效應(yīng)(交叉項(xiàng)reformtime·treated)的系數(shù)可知，改革使參保家庭儲(chǔ)蓄率平均提高了3.26%，使家庭年人均消費(fèi)平均降低了1582.6元。改革降低了參保家庭的養(yǎng)老金收入預(yù)期，增大了家庭未來(lái)養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)(不確定性)，進(jìn)而降低家庭消費(fèi)水平，提高家庭儲(chǔ)蓄率。

在家庭儲(chǔ)蓄率的控制變量方面，戶主年齡越大家庭儲(chǔ)蓄率越高；在家庭特征和省級(jí)經(jīng)濟(jì)特征變量方面，家庭人均凈財(cái)富水平越低、家庭少兒撫養(yǎng)比越低、家庭規(guī)模越大、家庭所在省份人均GDP越低，則家庭儲(chǔ)蓄率越高。

在家庭人均消費(fèi)的控制變量方面，戶主年齡越小家庭的人均消費(fèi)支出水平越高；在家庭特征和省級(jí)經(jīng)濟(jì)特征變量方面，家庭人均收入水平越高、家庭人均凈財(cái)富水平越高及家庭所在省份人均GDP越高，則家庭的人均消費(fèi)水平越高。這些結(jié)論與已有研究的結(jié)果相近，此處不再贅述。

2. 基于傾向得分匹配雙重差分法(PSM-DID)的檢驗(yàn)分析

利用雙重差分法的前提條件為控制組和實(shí)驗(yàn)組在政策實(shí)施之前必須具有相同的發(fā)展趨勢(shì)，否則可能存在估計(jì)偏誤。傾向得分匹配法可控制樣本選擇偏差，減少由控制組和實(shí)驗(yàn)組間的截面異質(zhì)性導(dǎo)致的系統(tǒng)性偏差，有效減小DID估計(jì)的偏誤。本文進(jìn)一步采用傾向得分匹配法和雙重差分法相結(jié)合的PSM-DID法，估計(jì)機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老金并軌改革對(duì)參保家庭儲(chǔ)蓄率及消費(fèi)的影響。運(yùn)用PSM-DID方法時(shí)，首先，通過(guò)是否參與改革這一處理變量對(duì)控制變量進(jìn)行Logit回歸，估計(jì)傾向得分；其次，計(jì)算機(jī)關(guān)事業(yè)單位參保家庭年人均消費(fèi)在改革前后的變化，并計(jì)算與機(jī)關(guān)事業(yè)單位每個(gè)參保家庭匹配的全部“企職保”參保家庭年人均消費(fèi)在改革前后的變化；最后，將機(jī)關(guān)事業(yè)單位參保家庭年人均消費(fèi)在改革前后的變化減去與其匹配的“企職保”參保家庭年人均消費(fèi)在改革前后的變化，得到機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革的平均處理效應(yīng)(ATT)，可以有效度量改革對(duì)家庭消費(fèi)及儲(chǔ)蓄的實(shí)際影響。本文采用Kernel匹配方法(默認(rèn)使用二次核函數(shù)，帶寬為0.06)，對(duì)匹配后的協(xié)變量進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)。其檢驗(yàn)結(jié)果(表4)顯示，本文所選擇的協(xié)變量在匹配后的實(shí)驗(yàn)組與控制組之間沒(méi)有顯著差異，且通過(guò)了聯(lián)合檢驗(yàn)，保證了PSM-DID估計(jì)方法的有效性。

表4 協(xié)變量匹配標(biāo)準(zhǔn)化偏差結(jié)果

估計(jì)結(jié)果(表5)顯示，機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革仍然顯著促進(jìn)了家庭儲(chǔ)蓄率的提高，顯著抑制了家庭人均消費(fèi)。可以發(fā)現(xiàn)，與DID方法估計(jì)的結(jié)果相比較，使用PSM-DID方法估計(jì)的改革的儲(chǔ)蓄與消費(fèi)效應(yīng)有較大幅度上升，改革使家庭儲(chǔ)蓄率提高了4.13%，使家庭人均消費(fèi)降低了2123.7元。這表明在控制實(shí)驗(yàn)組和控制組組間的樣本異質(zhì)性后，改革對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率及消費(fèi)的刺激作用更為明顯。從理論上講，PSM-DID方法通過(guò)控制樣本選擇偏差，估計(jì)結(jié)果應(yīng)更精確。DID方法和PSM-DID方法的檢驗(yàn)結(jié)果在數(shù)值上的差異，并不影響本文關(guān)于養(yǎng)老金并軌改革對(duì)機(jī)關(guān)事業(yè)單位參保家庭儲(chǔ)蓄率及消費(fèi)影響的判斷。

表5 PSM-DID估計(jì)結(jié)果

（二）異質(zhì)性分析

1. 改革對(duì)家庭分項(xiàng)消費(fèi)的影響

本文對(duì)7類分項(xiàng)消費(fèi)支出進(jìn)行分組回歸，這有助于我們分析機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率及消費(fèi)的影響主要來(lái)源于哪些消費(fèi)類型。

由回歸結(jié)果(表6)可知，機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革對(duì)參保家庭的各類消費(fèi)均有不同程度的抑制作用。從具體消費(fèi)類型來(lái)看，改革主要抑制了機(jī)關(guān)事業(yè)單位參保家庭的食品及在外就餐、衣著和教育文化娛樂(lè)類消費(fèi)支出，對(duì)其他消費(fèi)類型的抑制作用較小或不顯著。本文對(duì)此的解釋為：隨著生活水平的提高，居民對(duì)食品質(zhì)量的要求逐漸提高，并且外出就餐的次數(shù)逐漸增多。但當(dāng)面臨養(yǎng)老金財(cái)富預(yù)期降低及未來(lái)養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)加大時(shí)，居民可能會(huì)降低食品質(zhì)量及減少外出就餐次數(shù)。衣著和教育文化娛樂(lè)消費(fèi)的收入彈性較大，改革通過(guò)收入效應(yīng)和風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期效應(yīng)使居民主動(dòng)減少這類消費(fèi)支出，如降低購(gòu)買(mǎi)衣服的價(jià)格、減少購(gòu)買(mǎi)衣服數(shù)量和減少外出旅游的次數(shù)等。

表6 改革對(duì)家庭分項(xiàng)消費(fèi)的影響檢驗(yàn)結(jié)果

2. 異質(zhì)性消費(fèi)者行為分析

以上均是基于消費(fèi)者同質(zhì)性假設(shè)的分析，但消費(fèi)者也存在家庭財(cái)富、性別、受教育程度及年齡等方面的異質(zhì)性特征，異質(zhì)性消費(fèi)者可能存在差異性消費(fèi)行為(臧旭恒和張欣，2018；宋明月和臧旭恒，2020)。第一，在家庭財(cái)富方面，低財(cái)富水平家庭易受到流動(dòng)性約束，對(duì)改革導(dǎo)致的收入沖擊具有較高的敏感度，而高財(cái)富水平家庭與之相反(張大永和曹紅，2012)。本文對(duì)家庭財(cái)富水平高低的劃分方法為：通過(guò)求得樣本內(nèi)家庭財(cái)富平均值，高于平均值的家庭為高財(cái)富水平家庭，低于平均值的家庭為低財(cái)富水平家庭。第二，在性別方面，已有研究發(fā)現(xiàn)，改革導(dǎo)致女性職工的養(yǎng)老金替代率下降的更多，男、女性職工養(yǎng)老金替代率差距拉大。因此，本文分別對(duì)男性戶主家庭和女性戶主家庭進(jìn)行分樣本回歸分析，檢驗(yàn)改革對(duì)不同性別戶主家庭消費(fèi)的異質(zhì)性影響。第三，在受教育程度方面，高學(xué)歷居民一般擁有更好的金融素養(yǎng)，對(duì)養(yǎng)老保險(xiǎn)改革的后果擁有更深刻的認(rèn)知，導(dǎo)致其消費(fèi)行為與低學(xué)歷居民存在差異(吳衛(wèi)星等，2018)。本文將樣本分為兩類并進(jìn)行分組回歸，包括高學(xué)歷樣本(由戶主受教育程度為大專及以上家庭組成)和低學(xué)歷樣本(由戶主受教育程度為大專以下家庭組成)。第四，在年齡方面，戶主處于不同年齡段的家庭儲(chǔ)蓄的目的不同，改革對(duì)不同年齡段家庭的影響可能不同。本文將樣本家庭分為三個(gè)年齡段進(jìn)行異質(zhì)性分析(何立新等，2008)，包括：25歲～39歲、40歲～50歲及51歲～60歲。本文從上述4個(gè)角度分析機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老金制度改革對(duì)異質(zhì)性家庭儲(chǔ)蓄及消費(fèi)的差異性影響，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表7。

表7 異質(zhì)性消費(fèi)者行為分析

改革對(duì)低財(cái)富水平家庭儲(chǔ)蓄率和人均消費(fèi)的影響更大。本文認(rèn)為，與高財(cái)富水平家庭相比，低財(cái)富水平家庭儲(chǔ)蓄水平相對(duì)較低，平滑消費(fèi)的能力較弱，當(dāng)養(yǎng)老金制度改革使居民未來(lái)養(yǎng)老金財(cái)富受到?jīng)_擊時(shí)，低財(cái)富水平家庭會(huì)主動(dòng)降低家庭消費(fèi)水平、提高家庭儲(chǔ)蓄率，對(duì)改革做出較大反應(yīng)。

改革對(duì)男性戶主和女性戶主家庭儲(chǔ)蓄率和消費(fèi)的影響均顯著，但改革對(duì)女性戶主家庭影響的凈效應(yīng)大于男性。王翠琴等(2017)計(jì)算了改革后男性與女性職工的養(yǎng)老金替代率的差別。改革后，男性養(yǎng)老金替代率處于85.59%～104.67%之間，女性養(yǎng)老金替代率處于70.55%～76.42%之間，女性職工的養(yǎng)老金替代率總是低于男性職工的養(yǎng)老金替代率。根據(jù)中華人民共和國(guó)(原)人事部頒發(fā)〔2006〕60號(hào)文件規(guī)定，“工作年限滿35年的，按90%計(jì)發(fā)養(yǎng)老金；工作年限滿30年不滿35年的，按85%計(jì)發(fā)養(yǎng)老金”。因此，改革前，一般認(rèn)為男性職工的養(yǎng)老金替代率為90%，而女性職工的養(yǎng)老金替代率為85%，男女職工間的差距為5%。改革不僅降低了女性職工的養(yǎng)老金替代率，而且加大了女性與男性職工養(yǎng)老金替代率的差距。因此，改革對(duì)女性戶主家庭影響的凈效應(yīng)更大。

改革對(duì)受教育程度較高家庭儲(chǔ)蓄率和人均消費(fèi)的影響更大。本文認(rèn)為，受教育程度較低家庭的反應(yīng)較為溫和，這可能是由于他們獲取信息的能力較差或不確定改革會(huì)持續(xù)多久及怎樣變化。受教育程度較低家庭的相對(duì)消極的應(yīng)對(duì)行為與金融素養(yǎng)文獻(xiàn)中的發(fā)現(xiàn)相呼應(yīng)(Lusardi和Mitchell，2014)，若這些家庭保持消極的應(yīng)對(duì)方式，可能會(huì)面臨退休準(zhǔn)備不足的風(fēng)險(xiǎn)。因此，這些家庭需要豐富理財(cái)知識(shí)，尤其是在退休資源不足的群體中。

改革對(duì)戶主年齡為40歲～50歲家庭的儲(chǔ)蓄率和人均消費(fèi)的影響更大。本文認(rèn)為，戶主年齡為25歲～39歲家庭儲(chǔ)蓄的目的并不是為了養(yǎng)老，儲(chǔ)蓄更多是為了贍養(yǎng)老人和撫養(yǎng)孩子或者對(duì)孩子的教育投資。對(duì)于戶主年齡為51歲～60歲的家庭，改革的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄效應(yīng)不穩(wěn)定，這可能是因?yàn)檫@些家庭的養(yǎng)老金財(cái)富受改革的影響不大。戶主年齡為40歲～50歲家庭儲(chǔ)蓄的目的主要是為了退休后擁有穩(wěn)定的養(yǎng)老收入和可觀的儲(chǔ)蓄。因此，當(dāng)養(yǎng)老金制度改革導(dǎo)致預(yù)期養(yǎng)老金財(cái)富發(fā)生變化時(shí)，戶主年齡為40歲～50歲家庭的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄行為產(chǎn)生較大反應(yīng)。

3. 區(qū)域異質(zhì)性分析

我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平由東向西呈遞減趨勢(shì)，不同省份和地區(qū)的參保居民對(duì)機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)改革的反應(yīng)可能不同。依據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局標(biāo)準(zhǔn)將我國(guó)劃分為東、中、西部地區(qū)，對(duì)改革的儲(chǔ)蓄和消費(fèi)效應(yīng)進(jìn)行區(qū)域異質(zhì)性分析。扣除在2008年已經(jīng)開(kāi)展事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革試點(diǎn)的5省市后，東、中、西部地區(qū)分別包括8個(gè)、7個(gè)、9個(gè)省(市、自治區(qū))。

檢驗(yàn)結(jié)果表明(表8)，機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革對(duì)西部省份家庭儲(chǔ)蓄率和消費(fèi)的影響最大，中部次之，東部最弱。改革效應(yīng)受到地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，存在東、中、西部地區(qū)的區(qū)域異質(zhì)性結(jié)果。原因主要為，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展形勢(shì)好，活力大，居民的收入形式及養(yǎng)老保障支柱更加多樣化，預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)較弱，機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)改革對(duì)這些家庭的影響較小；而西部地區(qū)家庭對(duì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的依賴度較高，改革會(huì)顯著降低這些家庭的消費(fèi)水平，提高家庭儲(chǔ)蓄率。

表8 區(qū)域異質(zhì)性分析

（三）安慰劑、穩(wěn)健性與時(shí)滯性檢驗(yàn)

1. 安慰劑檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)樣本期內(nèi)機(jī)關(guān)事業(yè)單位參保家庭儲(chǔ)蓄率的提高和家庭人均消費(fèi)水平的降低確實(shí)是由2015年機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革造成的，本文從三方面進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。其一，替換改革年份。本文假設(shè)改革發(fā)生于2014年，利用CHFS 2013/2015年構(gòu)成的短期平衡面板數(shù)據(jù)分別對(duì)公式(12)和公式(13)進(jìn)行回歸，檢驗(yàn)其結(jié)果是否與利用CHFS 2013/2017年構(gòu)成的短期平衡面板數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果存在較大差異。其二，替換實(shí)驗(yàn)組。本文假設(shè)“新農(nóng)保”在2015年進(jìn)行了同樣的改革，將“新農(nóng)保”參保家庭作為實(shí)驗(yàn)組，仍然將“企職保”參保家庭作為控制組進(jìn)行回歸。表9第(1)列和第(2)列的被解釋變量為家庭儲(chǔ)蓄率，第(3)列和第(4)列的被解釋變量為家庭人均消費(fèi)。其三，選取一個(gè)完全不會(huì)受政策沖擊影響的被解釋變量做檢驗(yàn)，如果結(jié)果不顯著，則說(shuō)明本文結(jié)果具有內(nèi)部有效性。家庭轉(zhuǎn)移性收入包括所有親屬給整個(gè)家庭的現(xiàn)金或非現(xiàn)金(折算為現(xiàn)金)，與機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革無(wú)關(guān)，本文選取家庭轉(zhuǎn)移性收入作為被解釋變量，檢驗(yàn)本文結(jié)論的內(nèi)部有效性。

其一，替換改革年份。利用CHFS 2013/2015年構(gòu)建的短期平衡面板數(shù)據(jù)的樣本量共10586個(gè)，回歸結(jié)果(表9第(1)列和第(3)列)顯示，若假設(shè)機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革發(fā)生在2014年，改革并沒(méi)有引起參保家庭儲(chǔ)蓄率的上升和家庭人均消費(fèi)水平的下降。我們還假設(shè)改革發(fā)生在2016年，利用CHFS 2015/2017年構(gòu)建短期平衡面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了同樣的回歸，結(jié)果均不顯著。

其二，替換實(shí)驗(yàn)組。以“新農(nóng)保”參保家庭為實(shí)驗(yàn)組、“企職保”參保家庭為控制組，利用CHFS 2013/2017年構(gòu)建的短期平衡面板數(shù)據(jù)的樣本量共15406個(gè)。將“新農(nóng)保”參保家庭設(shè)為實(shí)驗(yàn)組進(jìn)行回歸的結(jié)果(表9第2列和第4列)顯示，改革沒(méi)有顯著提高“新農(nóng)保”參保家庭的儲(chǔ)蓄率或降低家庭人均消費(fèi)水平。兩種安慰劑檢驗(yàn)的結(jié)果均表明，樣本期內(nèi)機(jī)關(guān)事業(yè)單位參保家庭儲(chǔ)蓄率的提高和家庭人均消費(fèi)水平的降低確實(shí)是由2015年機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革造成的，本文的檢驗(yàn)結(jié)果穩(wěn)健可靠。

其三，替換被解釋變量。樣本中關(guān)于家庭轉(zhuǎn)移性收入的樣本量較少，利用CHFS2013/2017年構(gòu)建的短期平衡面板數(shù)據(jù)的樣本量共4386個(gè)。回歸結(jié)果(表9第5列)顯示，改革并未引起家庭轉(zhuǎn)移性收入的顯著改變，說(shuō)明本文結(jié)果具有內(nèi)部有效性。

表9 安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果

2. 穩(wěn)健性與時(shí)滯性檢驗(yàn)

本文主要從兩個(gè)方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。其一，異常值的處理。本文將消費(fèi)、收入和凈財(cái)富等變量取對(duì)數(shù)后進(jìn)行DID和PSM-DID檢驗(yàn)，滿足正態(tài)性假設(shè)。其二，本文利用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)，首先分別構(gòu)建由CFPS2014/2016年及CFPS2014/2018年組成的短期平衡面板數(shù)據(jù)，進(jìn)行DID和PSM-DID回歸分析，檢驗(yàn)利用不同的數(shù)據(jù)是否會(huì)影響本文的回歸結(jié)果。然后，為了檢驗(yàn)機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革的消費(fèi)效應(yīng)可能存在的時(shí)滯性，本文對(duì)比分析了CFPS2014/2016年和CFPS2014/2018年兩組平衡面板數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果。

利用取對(duì)數(shù)的方式去除極端值影響的回歸結(jié)果(表10第(1)列～第(2)列)，以及基于兩組CFPS數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果(表10第(3)列～第(6)列)均顯示，制度并軌改革依然顯著提高了機(jī)關(guān)事業(yè)單位參保家庭儲(chǔ)蓄率，降低了家庭人均消費(fèi)支出水平。說(shuō)明本文結(jié)果并不受極端值及樣本數(shù)據(jù)選擇的影響，本文的回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

另外，我們發(fā)現(xiàn)，相較于利用CFPS2014/2016年數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果(表10第(3)列和第(5)列)，利用CFPS2014/2018年數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果(表10第(4)列和第(6)列)更顯著，改革的凈效應(yīng)更大。這說(shuō)明改革對(duì)家庭儲(chǔ)蓄及消費(fèi)的影響在2016年已經(jīng)出現(xiàn)，但居民消費(fèi)具有習(xí)慣形成特征(臧旭恒和陳浩，2019)，居民消費(fèi)行為對(duì)改革導(dǎo)致的未來(lái)養(yǎng)老金收入預(yù)期變化及未來(lái)養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)水平的提高需要反應(yīng)時(shí)間，使得制度并軌改革對(duì)機(jī)關(guān)事業(yè)單位參保家庭的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄行為的影響具有一定的時(shí)滯性。因此，相關(guān)政策的制定應(yīng)考慮時(shí)滯性情況。

表10 基于CFPS數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性與時(shí)滯性檢驗(yàn)結(jié)果

六、結(jié)論與政策啟示

本文首先基于已有消費(fèi)經(jīng)濟(jì)理論，分析改革對(duì)參保家庭儲(chǔ)蓄率及消費(fèi)的影響及其影響機(jī)制；然后基于CHFS2013年和2017年構(gòu)建的短期平衡面板數(shù)據(jù)，以機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)參保家庭為實(shí)驗(yàn)組，以企業(yè)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)參保家庭為控制組，利用準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)法DID和PSM-DID模型檢驗(yàn)了改革的儲(chǔ)蓄和消費(fèi)效應(yīng)，并從多角度進(jìn)行異質(zhì)性分析、安慰劑檢驗(yàn)、穩(wěn)健性檢驗(yàn)和時(shí)滯性檢驗(yàn)。本研究發(fā)現(xiàn)，①機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革具有顯著的外溢效應(yīng)，改革通過(guò)降低家庭未來(lái)養(yǎng)老金收入預(yù)期及加大家庭未來(lái)養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)(不確定性)，提高了參保家庭儲(chǔ)蓄率，抑制了家庭人均消費(fèi)；②在消費(fèi)類型方面，改革主要減少了參保家庭的食品及在外就餐、衣著和教育文化娛樂(lè)類消費(fèi)支出；③異質(zhì)性分析方面，改革對(duì)低財(cái)富水平、女性戶主、戶主受教育程度較高、戶主年齡為40歲～50歲和西部省份等家庭的影響更大；④利用替換改革年份、替換實(shí)驗(yàn)組和替換被解釋變量等方法進(jìn)行的安慰劑檢驗(yàn)，以及利用CFPS2014/2016年和CFPS2014/2018年構(gòu)建的短期平衡面板數(shù)據(jù)進(jìn)行的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，也驗(yàn)證了本文的結(jié)論，并發(fā)現(xiàn)改革的儲(chǔ)蓄與消費(fèi)效應(yīng)具有一定程度的時(shí)滯性。

本文結(jié)論為政府評(píng)估2015年機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革的成效提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，對(duì)完善我國(guó)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度并軌和縮小不同參保家庭間的養(yǎng)老保障差距及消費(fèi)差距具有政策借鑒意義。

第一，可以通過(guò)降低參保家庭未來(lái)養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)水平(不確定性)，盡量消除改革對(duì)機(jī)關(guān)事業(yè)單位參保家庭消費(fèi)的不利影響。首先，各省相關(guān)負(fù)責(zé)部門(mén)應(yīng)使改革實(shí)施的政策更加公開(kāi)透明，加強(qiáng)改革的宣傳力度，使居民充分了解改革實(shí)施的政策內(nèi)容、過(guò)程與結(jié)果，降低參保居民對(duì)未來(lái)養(yǎng)老金收入的不確定性及風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期。其次，改革對(duì)參保家庭儲(chǔ)蓄及消費(fèi)的影響具有一定的時(shí)滯性，相關(guān)政策的實(shí)施應(yīng)充分考慮該時(shí)滯性影響，做好事前預(yù)測(cè)及事后評(píng)估，改善我國(guó)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度并軌的政策效果。

第二，進(jìn)一步深化職工養(yǎng)老險(xiǎn)制度改革。改革對(duì)參保家庭消費(fèi)儲(chǔ)蓄行為的影響存在戶主性別、戶主受教育程度和所在區(qū)域等多種異質(zhì)性特征。因此，在深化職工養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革的過(guò)程中，首先，應(yīng)逐步弱化個(gè)人賬戶作用。養(yǎng)老金個(gè)人賬戶削弱了職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的互助共濟(jì)性，建議未來(lái)將統(tǒng)籌基金對(duì)應(yīng)的基礎(chǔ)養(yǎng)老金制度改造成一個(gè)全國(guó)統(tǒng)籌、現(xiàn)收現(xiàn)付、互助共濟(jì)的基本養(yǎng)老金制度，將個(gè)人賬戶轉(zhuǎn)變?yōu)槁殬I(yè)年金(含企業(yè)年金)，完善多層次、多支柱養(yǎng)老保險(xiǎn)體系。其次，通過(guò)維護(hù)女性合法權(quán)益、促進(jìn)工作場(chǎng)所性別平等、逐步延遲女性退休年齡等辦法，合理提高女性職工的養(yǎng)老金收入水平，縮小男女職工間的養(yǎng)老金替代率差距。再次，應(yīng)提高居民金融知識(shí)水平，提升金融素養(yǎng)，增強(qiáng)金融風(fēng)險(xiǎn)防范意識(shí)，提高資金管理能力，為家庭在未來(lái)面對(duì)臨時(shí)性風(fēng)險(xiǎn)事件提供保障。最后，應(yīng)加快推進(jìn)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)全國(guó)統(tǒng)籌，在全國(guó)范圍內(nèi)實(shí)行養(yǎng)老金互助共濟(jì)，提高全國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化水平。