社會保險如何影響代際收入流動

范紹豐

（廈門大學 公共事務學院，福建 廈門 361005）

一、引 言

代際收入流動①本文的代際收入流動特指相對代際收入流動，即子代收入與父代收入的關聯強度。是收入分配動態演變的表征，對于推進相對貧困治理和共同富裕具有重要意義。邏輯上講，代際收入流動性強有利于中低收入家庭后代向上流動和擺脫貧困代際傳遞，由此有利于促進低收入群體收入增長、中等收入群體規模擴大并形成橄欖型的分配格局。作為重要的再分配制度和推進共同富裕的基礎性制度安排，社會保險不僅需要優化代內收入分配，而且需要促成代際分配正義和推動代際收入流動。然而，當前社會保障領域仍存在不平衡不充分問題，調節居民收入差距的作用有限。李實和朱夢冰［1］測算發現，中國個人養老金收入的基尼系數從2002年的0.424增至2013年的0.464，到2018年達到0.524。據統計，2020年，中國居民可支配收入基尼系數達到0.468，②《中國的全面小康》白皮書新聞發布會答記者問[EB/OL］．（2021-09-28）［2022-08-21］．http：//www.stats.gov.cn/xxgk/jd/zcjd/202109/t20210930_1822661.html.2021年城鄉居民可支配收入之比為2.50∶1，20%高收入組家庭和20%低收入組家庭人均可支配收入之比達到10.30∶1。③中華人民共和國2021年國民經濟和社會發展統計公報[EB/OL］．（2022-02-28）［2022-08-21］．http：//www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/202202/t20220227_1827960.html.應該看到，較大的收入差距阻礙低收入家庭后代向上流動，從而制約共同富裕建設進程。因此，這就需要完善以社會保險制度為主體的社會保障制度，使之有利于縮小收入差距和促進代際收入流動，讓不同階層群體公平共享現代化成果，形成合理、暢通、有序的社會流動秩序。那么，值得思考的是，目前社會保險是否能促進代際收入流動？社會保險影響代際收入流動的機制是什么？鮮有研究對此進行實證檢驗。為此，本文利用2010—2018年中國家庭追蹤調查數據，實證檢驗社會保險對代際收入流動的影響和作用機制，以便剖析和補齊社會保險制度短板，更好地助力代際收入流動和共同富裕建設。

本文的邊際貢獻主要在于：第一，已有研究主要關注人力資本和社會資本對代際收入流動的影響，本文率先實證考察社會保險對代際收入流動的影響和作用機制，將代際收入流動影響機制拓展到社會保障領域，豐富了代際收入流動影響因素的文獻。第二，盡管較多研究考察了社會保險的收入分配效應，但主要停留于靜態收入分配范疇，且聚焦參保人的當期或短期收入，較少對以代際層面和持久收入為基礎的長期再分配效應展開論證和檢驗，本文有利于豐富社會保險對代際收入分配的影響研究。第三，本文使用組群內其他樣本的社會保險參保比例作為工具變量，運用工具變量法控制模型潛在的內生性問題，運用傾向得分匹配法解決樣本選擇偏差問題，并采用代際收入百分位排序關聯系數測量代際收入流動，增強了估計結果的穩健性。

二、文獻綜述

從功能上講，社會保險發揮“實現平等、減輕剝奪”的再分配效應［2］。可是，安德森［3］指出，社會保險亦是一個“分層化”體系。岳經綸等［4］認為“福利分層”制約了中國社會保障的再分配效應，甚至加劇了收入不平等。高和榮和范紹豐［5］認為，社會保障項目安排、覆蓋范圍、待遇水平擴大了居民收入差距，阻礙了階層向上流動，導致階層地位固化。何文炯［6］認為，社會保障項目設置差異導致基本風險保障權益的群體差距，使得社會保障改善收入分配作用有限，甚至產生負效應。這些觀點得到實證研究支持。王延中等［7］發現，盡管社會保障總體上縮小了收入差距，但在城鎮居民和農村居民之間，社會保險卻存在“逆向調節”效應。李實等［8］實證發現，“五險一金”總體上對于收入分配具有“逆向調節”作用，其中養老保險和住房公積金的負向作用最大。廖藏宜和于潔［9］使用中國家庭金融調查數據得出中國基本醫療保險制度的收入再分配最終效應為負。顧昕和惠文［10］對此解釋，發現問題根源在于醫保報銷后的自付醫療支出最終擴大了原始收入的不平等。

但是，另一些研究發現，社會保險有利于改善收入不平等。李實等［11］發現，社會保障正向調節收入分配，使居民收入差距下降11%。楊穗等［12］證明，農村社會保障有效縮小了農村居民收入差距。呂承超和邵長花［13］進一步得出全國和各省份農村社會保障均發揮收入再分配效應，且在中西部地區農村更顯著。金雙華等［14］發現，醫保報銷縮小了由于醫療支出擴大的收入差距，該調節作用在城職保中最大，其次是城居保，新農合最小。以上研究主要基于年度收入視角，考察社會保險的當期收入分配效應，還有研究基于面板數據，考察社會保險的長期再分配效應。呂承超和王志閣［15］利用2001—2015年省際面板數據，發現社會保障有利于改善收入分配，但城鎮社會保障更顯著，農村社會保障呈現“逆向轉移”。Cai和Xu［16］基于1988—2018年中國家庭收入調查數據，發現社會保障政策積極的再分配效應不斷改善，使中國基尼系數降低了0.056個百分點。以上表明，社會保險對收入不平等的影響并未達成學術共識。

在收入不平等對代際收入流動的影響上，現有文獻證明，收入不平等與代際收入持續性之間呈顯著正相關。Corak［17］研究美國代際收入流動性時發現“了不起的蓋茨比曲線”，即收入越不平等，代際收入流動性越低。為此，他提出為相對弱勢群體提供更多的社會福利，提高兒童人力資本。Amaral等［18］檢驗美國、加拿大和八個歐洲國家收入不平等和代際流動之間的關系，佐證了“了不起的蓋茨比曲線”的結論，且基尼系數與代際收入彈性關聯更強。Fan等［19］證明該研究結論在中國同樣適用。

總體上看，已有研究探討中國社會保險收入分配效應的成果比較豐富，但仍然存在以下不足和可改進之處：第一，已有研究更多關注社會保險的代內收入分配效應，鮮有對跨代際收入分配的注解。按照代際正義理論，分配的代際正義要求在“差別原則”的運用中，使得“社會最低受惠值水平延伸到最大化改善最不利者后代的長遠前景”［20］。因此，這就需要拓展社會保險對代際收入流動的研究，增強社會保險的代際分配正義。第二，已有研究更多以參保人的短期收入或當期收入為基礎考察社會保險的收入分配效應，較少考察以持久收入為基礎的長期再分配效應。因此，有必要將代際收入流動視角納入社會保險的收入分配效應之中。第三，盡管社會保險對收入分配的影響尚未凝聚成學術共識，但收入不平等與代際收入流動存在顯著相關。這表明，社會保險與代際收入流動之間可能存在因果關系。因此，需要從理論和實證進一步廓清社會保險究竟是促進還是抑制代際收入流動。第四，已有文獻證明了人力資本、社會資本對代際收入流動具有顯著影響。但是，除了家庭背景，政府支出可以成為補充資源，彌補和支持中低收入家庭對后代投資。然而，已有研究更多關注政府教育支出，較少探討社會保險的作用。Huang等［21］估計了人均政府總支出①人均政府總支出為教育、公共基礎設施和公共福利等總和。對代際收入流動性的影響，研究發現，公共服務均等化轉移支出有利于提高欠發達地區尤其是經濟困難群體子代的代際收入流動。遺憾的是，該研究聚焦宏觀層面的政府總支出，既無法考察微觀個體間不同的公共服務分配對代際收入流動的影響，也未單獨檢驗社會保險對代際收入流動的直接影響，這為本文提供了進一步研究的空間。

三、理論分析與研究假設

現有社會保險項目將保障待遇與繳費水平掛鉤，實行浸潤著規則公平的“多繳多得”，由此使得社會保險待遇水平在城鄉、區域和群體間差距較大。同時，等額或等比例繳費使得農村地區或低收入人群繳費負擔較重，城鎮地區或高收入群體繳費負擔輕。可見，社會保險的繳費和待遇環節均存在逆向收入分配問題。因此，實證研究發現，高收入群體在社會保險中獲益更多［22-23］。以上表明，社會保險并不利于彌合低收入群體與中高收入群體之間的差距，反倒會進一步固化低收入群體收入地位，形成“粘性地板”效應。因此，在結果不平等的再分配場域中，子代的經濟水平越由家庭先賦因素所決定，子代處于父輩階層的可能性就越高，代際收入傳遞的作用就越大。據此，筆者提出如下研究假設：

假設1：社會保險會顯著抑制代際收入流動。

社會保險的不同維度是如何通過不同的作用機制影響代際收入流動呢？現有文獻認為，人力資本、財富資本［22］和借貸資本［23］顯著影響子代收入和代際收入流動水平。因此，本文從社會保險影響人力資本、財富資本和借貸資本三個方面來分析社會保險影響代際收入流動的作用機制。

人力資本是解釋個人收入的最重要變量之一，對代際收入流動具有重要影響［24］。研究發現，受教育程度和健康水平可以顯著影響代際收入流動［22］。不僅如此，擁有較好的教育人力資本和健康人力資本可以提升子代就業能力，從而促進和改善子代就業，進而促進代際收入流動［23］。根據預防性儲蓄理論，社會保險有利于減少家庭未來面臨的不確定性，因此，會減少家庭預防性儲蓄和釋放消費［24］，進而促進子代的人力資本投資。但是，由于中國養老保險、醫療保險等社會保險制度供給不足，使得參保居民依賴個人儲蓄進行自我保障［25］。尤其是對于低收入家庭以及農村家庭子代而言，較低的養老金預期很難通過財富替代和降低風險的渠道減少家庭儲蓄，因而更加傾向于將養老預期增加的家庭收入結余轉化為儲蓄［26］。同時，高收入家庭受益于養老保險高回報率帶來的終生財富增長，參保能夠提高家庭當期消費，而低收入家庭實際繳費率負擔較重，且在借貸約束的限制下，參保會抑制家庭當期消費［27］。在醫療保險領域，高收入群體的醫療支出和醫保報銷均顯著高于健康狀況更差的低收入群體，形成一種長期的“隱形剝奪”［28］。綜上，社會保險可能并未改善甚至加劇了低收入家庭和農村家庭的劣勢處境，進而對子代的人力資本投資形成擠出效應。相反，高收入家庭和城市家庭流動性約束本身較低，通過參加社會保險有利于進一步降低家庭面臨的不確定風險，從而可能使子代消費決策向最優人力資本投資傾斜。據此，筆者提出如下研究假設：

假設2：社會保險通過抑制低收入家庭子代人力資本投資和增強高收入家庭子代人力資本投資，進而抑制代際收入流動。

財富資本是家庭經濟長期穩定的重要因素。家庭財富積累越多，越有利于增加家庭對子代的經濟轉移和投資，實現子代向上流動。謝若登［29］認為，對于貧困和低收入家庭而言，運用福利政策促進家庭資產積累有助于擺脫“貧困陷阱”和貧困代際傳遞。但是，王亞柯和劉雪穎［30］研究表明，養老保險對高收入家庭和城鎮家庭金融資產選擇的促進作用大于低收入家庭和農村家庭。王穩和孫曉珂［31］研究發現，醫療保險對城鎮家庭和家庭總資產較高家庭金融資產的持有概率和持有比例都有顯著影響，但對農村家庭和總資產較低的家庭沒有顯著影響。這表明，社會保險對家庭財富投資的促進作用仍存在城鄉分化和階層分化。因此，本文預期社會保險并未顯著促進低收入家庭資產積累，相反提高了高收入家庭的資產積累，由此抑制了代際收入流動。據此，筆者提出如下研究假設：

假設3：社會保險通過抑制低收入家庭子代財富資本積累和增強高收入家庭子代財富資本積累，進而抑制代際收入流動。

家庭借貸對代際收入流動具有重要影響。低收入家庭子代因面臨借貸約束和資金短缺難以進行最優人力資本投資，高收入家庭則由于較好的信用資質更易獲得正規金融機構的信任和借貸支持，因此，高收入家庭子代更易通過正規金融借貸實現收入增長［32］。社會保險從兩個方面可以改善家庭借貸狀況：一方面，社會保險對家庭的直接或間接經濟收益有助于提高家庭的償債能力和借貸資質。另一方面，政府的介入為參保居民的正規信貸獲得間接提供了一份良好的“抵押品”［33］。但是，由于社會保險存在階層化的待遇差距，低收入家庭子代的借貸資質相較于高收入子代群體均處于不利地位。綜上，本文預期社會保險可能難以改善低收入子代借貸約束，反而增強了高收入子代的借貸獲得，進而抑制代際收入流動。據此，筆者提出如下研究假設：

假設4：社會保險通過抑制低收入子代借貸資本和增強高收入子代借貸資本，進而抑制代際收入流動。

四、研究設計

（一）數據來源

本文使用2010—2018年五期中國家庭追蹤調查（CFPS）數據構造平衡面板數據，同時，在回歸分析中，運用CFPS面板權數進行加權處理。選擇CFPS的原因在于：第一，該調查樣本覆蓋中國25個省市地區，因此，可被視為一個具有全國代表性樣本。第二，該調查對個體、家庭層面信息開展了全方位的深度調查，詳細采集了參訪者及家庭經濟社會生活的各方面資料，因而滿足本研究對變量的所有需求。由于研究代際收入流動需要形成父代與子代的有效樣本配對，因此，本文依據CFPS家庭關系庫信息，利用被訪問者及其父代的個人編碼在成人庫中進行配對。具體數據處理如下：（1）保留子代為16歲以上且為非在校人口的樣本；（2）考慮到父代與子代的年齡差，本文剔除了父代年齡與子代年齡之差小于15歲的樣本；（3）為減少暫時性沖擊影響，剔除父代年齡超過65歲以及退休和已領取養老金的樣本；（4）剔除收入、教育水平、年齡、戶籍等關鍵信息缺失的樣本；（5）為消除極端值的影響，本文對連續變量收入、金融資產和家庭凈資產進行上下1%的縮尾處理。最終得到1 015個有效的父代與子代配對的觀測值。①考慮到在絕大多數的家庭中，父親的經濟收入占主體地位，且借鑒文獻回顧中的多數研究，增加與已有研究的可比性，本文將父親收入作為家庭父代收入的代理變量。

（二）變量說明

1.被解釋變量

本文被解釋變量是子代個人年總收入，包括工資性收入、經營性收入。為降低暫時性收入偏差對父代和子代收入的影響，本文將樣本各年度的收入變量通過CPI調整至2018年的價格水平，使用五期面板數據的收入平均值表示個人收入水平，①若某一年份父親收入為缺失值，本文選擇母親收入進行替代。且回歸時取自然對數減少異方差影響。在穩健性檢驗中，被解釋變量還包括子代年總收入平均值的百分位排序。

2.解釋變量

本文解釋變量是社會保險。包括子代是否有養老保險、是否有醫療保險、擁有養老保險類型和醫療保險類型四個維度。②原因在于養老保險和醫療保險是覆蓋人群最廣、對人們收入影響最大的社會保險類型，能夠較好地代表社會保險的整體水平。鑒于參加補充養老保險和補充醫保樣本觀測值僅有38個和15個，本文暫不單獨分析。另外，解釋變量中包括父代個人年總收入，由于經典模型中已經包含，本文不做詳細說明。具體而言，根據CFPS問卷設計，是否有養老保險：將參加城鎮養老保險、農村養老保險和補充養老保險中任意一種的賦值為1，否則賦值為0；是否有醫療保險：將參加公費醫療、城鎮職工醫保、城鎮居民醫保、新農合和補充醫療保險中任意一種的賦值為1，否則賦值為0；養老保險類型：參加農村基本養老保險賦值為1，參加城鎮基本養老保險賦值0；醫療保險類型：參加城鎮職工醫保、城鎮居民醫保或新農合賦值為1，否則賦值0。

3.工具變量

是否參加養老保險和醫療保險是一種主觀選擇行為，可能受到自身保險意識、工作單位、收入等因素影響，使得解釋變量與被解釋變量子代收入之間存在反向因果問題，即個體參與社會保險可能是代際收入流動的結果而并非影響代際收入流動的原因。而且，還可能存在同時影響子代收入和社會保險參與行為的遺漏變量。因此，模型估計結果可能會由于遺漏變量和反向因果而有偏。借鑒宗慶慶等［34］與周欽等［35］研究，本文選擇“樣本所在社區的參保比率（不包括樣本個體）”作為工具變量。同社區居民之間的信息傳遞、社會網絡以及其內部形成的社會規范是同群效應發揮作用的重要渠道。因此，社區內其他居民的參保傾向與個體參保可能性相關，但并不會直接影響樣本個體的收入水平，受訪樣本所在社區的其他樣本個體的參保傾向相對于受訪者的社會保險參與決定是嚴格外生的。因此，本文選擇的工具變量滿足排他性和外生性假設。

4.控制變量

個體特征變量。包含：年齡、年齡的平方項、性別、婚姻狀態、受教育年限、自評健康狀況等。其中，對于性別變量，將男性賦值為1，女性賦值為0；對于婚姻狀態變量，將有配偶賦值為1，其他賦值為0；對于自評健康狀況變量，將非常健康、很健康、比較健康賦值為1，一般和不健康賦值為0。根據明瑟收入方程，考慮到父代與子代年齡的同期性比較，本文借鑒已有文獻處理生命周期偏誤的方法，在控制變量中同時引入父代和子代年齡的一次項和二次項以及受教育年限，以減少該類偏誤影響，提高模型估計的可信度。

家庭特征變量。包含：父代受教育年限、父代戶口、父代年齡及平方項。其中，父代收入使用五期面板數據的父親收入平均值表示；父代戶口將非農業戶口賦值為1，農業戶口賦值為0。

同時，本文還控制地區類型變量和城鄉分類變量。設置地區虛擬變量r1和r2，將CFPS數據25個省市自治區，劃分為東中西三個地區。其中，r1=1且r2=0表示東部地區；r1=0且r2=1表示西部地區；r1=0且r2=0表示中部地區。城鄉分類變量將城鎮賦值為1，農村賦值為0。

（三）描述性統計

主要變量的描述性統計結果如表1所示。

表1 主要變量的描述性統計結果

由表1可以看出，2010—2018年，子代個人年總收入均值為14 335.910元，高于父代個人年總收入均值10 464.300元；子代樣本平均年齡為26.762歲，父代的平均年齡為52.062歲；子代受教育年限均值為9.621年，父代受教育年限均值僅為7.345年。總體而言，相比父代，子代的年均收入水平以及受教育程度都得到提高。社會保險參保方面，子代參加養老保險占比44.5%，子代參加醫療保險占比89.6%。其中，參加城鎮基本養老保險占比14.7%，參加農村基本養老保險占比29.1%，參加城鎮職工醫保和城鎮居民醫保分別占8.9%和6.9%，參加新農合占比73.1%。

2010—2018年，本文測算代際收入彈性值取值范圍在［0.249，0.319］之間，與楊沫和王巖［36］的研究結果一致，意味著當父代收入增長1%時，子代收入約增長0.25%—0.32%。其中，2010年代際收入彈性為0.266，2012年代際收入彈性為0.304，2014年降至0.271，2016年進一步降至0.249，但2018年又提高到0.319。可見，代際收入彈性值呈現先下降后逐漸上升的U型態勢。

（四）模型構建

第一步，引入經典的代際收入彈性方程，構建基準回歸模型：

其中，i表示第i對父子配對；c表示子代；f表示父代；x表示區縣；Y表示個體年收入；考慮到個人收入隨著年齡增長呈倒U型變化趨勢，因而在控制變量Z中同時引入了父代和子代的年齡、年齡的二次項、受教育年限以及地區等因素；μix為隨機擾動項；β1是子代收入對父代收入的代際彈性，1-β1則反映代際收入流動性。

第二步，為了在同一模型框架中分析社會保險對代際收入流動性影響，模型進一步擴展為：

其中，I表示社會保險，回歸分析中具體包括是否參加養老保險、醫療保險、城鎮基本養老保險、農村基本養老保險、城鎮職工醫保、城鎮居民醫保和新農合。

第三步，引入社會保險與父代收入的交互項，對上述回歸模型進行再擴展：

對上式求導后可知，β0+β1lnYifx衡量父代收入對子代收入的影響程度，β3表示社會保險對于代際收入彈性的作用方向。若β3<0，意味著擁有社會保險使得子代收入與父代收入的關聯度被減弱，代際之間的流動性增強，反映了社會保險對代際收入流動的作用。

五、實證結果和分析

（一）基準回歸分析

根據模型（3），對收入代際彈性進行基準回歸分析。為了驗證社會保險影響代際流動性的理論假設，本文進一步將是否參加養老保險、醫療保險及其與父代收入對數的交互項逐步加入回歸模型，利用線性回歸方程進行檢驗，結果如表2所示。表2中，列（1）顯示，父代與子代代際收入彈性估計為0.251，意味著當父代收入增長1%時，子代收入約增長0.251%。列（2）和列（3）分別估計是否參加養老保險以及是否參加醫保對代際收入彈性的影響。結果表明，控制了個人特征和家庭特征后，解釋變量是否參加養老保險變量與父代收入交互項系數為正，且在5%統計水平上顯著。這表明，對全樣本而言，與未參加養老保險樣本相比，參加養老保險增強了子代與父代的收入關聯性，顯著抑制了代際收入流動。同時，盡管參加醫療保險與父代收入交互項系數為正，但并不具有統計上的顯著性，意味著參加醫療保險對代際收入流動未產生顯著影響。

表2 社會保險對代際收入流動影響的OLS回歸結果

續表

表3為參加不同社會保險類型對代際收入流動性的影響。列（1）—列（5）分別代表城鎮基本養老保險、農村基本養老保險、城鎮職工醫保、城鎮居民醫保和新農合對代際收入流動影響的回歸結果。從中可以看出，列（1）、列（2）和列（4）顯示，城鎮基本養老保險、農村基本養老保險以及城鎮居民醫保與父代個人年總收入自然對數交互項的估計系數分別為0.270、0.210和0.036，表明對全樣本而言，參加城鎮基本養老保險、農村基本養老保險和城鎮居民醫保加強了父代收入對子代收入的影響，顯著抑制了代際收入流動。列（3）顯示，城鎮職工醫保與父代個人年總收入自然對數交互項的估計系數為正，但不具有統計顯著性，意味著參加城鎮職工醫保對代際收入流動無顯著影響。列（5）顯示，新農合與父代個人年總收入自然對數交互項的估計系數為負，表明盡管參加新農合有利于促進代際收入流動，但由于作用有限并不具有統計顯著性。

表3 不同社會保險類型對代際收入流動性的OLS回歸結果

（二）內生性檢驗

為緩解可能因為遺漏變量和反向因果導致的內生性問題，本文選取樣本所在社區的養老保險和醫療保險的參保比率（不包括樣本個體）分別作為是否參加養老保險和醫療保險工具變量，①同理，將樣本所在社區的城鎮基本養老保險、農村基本養老保險、城鎮職工醫保、城鎮居民醫保和新農合的參保比率（不包括樣本個體）分別作為參加城鎮基本養老保險、農村基本養老保險、城鎮職工醫保、城鎮居民醫保和新農合的工具變量。使用兩階段最小二乘法（2SLS）估計社會保險對代際收入流動的影響，回歸結果如表4所示。表4中，第一，需要關注工具變量的有效性，參加養老保險、醫療保險、城鎮基本養老保險、農村基本養老保險以及城鎮職工醫保、城鎮居民醫保和新農合的一階段F值及其與父代收入對數交互項的一階段F值均大于10，①第一階段回歸中參加養老保險一階段F值95.120，與父代收入對數交互項F值78.730；參加醫療保險一階段F值11.840，與父代收入對數交互項F值12.510；參加城鎮基本養老保險一階段F值33.250，與父代收入對數交互項F值33.210；參加農村基本養老一階段F值75.070，與父代收入對數交互項F值75.300；參加城鎮職工醫保一階段F值21.760，與父代收入對數交互項F值21.570；參加城鎮居民醫保一階段F值22.210，與父代收入對數交互項F值29.770；參加新農合一階段F值80.490，與父代收入對數交互項84.090。Kleibergen-Paaprk LM統計量在1%的統計水平上顯著，強烈拒絕不可識別的原假設，Cragg-Donald Wald F值大于10%偏誤水平下的臨界值7.03，證明不存在弱工具變量的問題。第二，內生性檢驗方面，參加養老保險、醫療保險、城鎮基本養老保險、農村基本養老保險以及城鎮職工醫保、城鎮居民醫保與父代收入對數交互項的估計結果至少在5%水平上拒絕了不存在內生性的假設，因此，上述核心解釋變量存在內生性問題。新農合與父代收入對數交互項的統計量并未通過顯著性檢驗，意味著在相應回歸模型中接受參加新農合與父代收入對數交互項不存在內生性的假設。模型估計結果顯示，參加養老保險、城鎮基本養老保險以及農村基本養老保險與父代收入對數交互項系數依然顯著為正，這表明對于全樣本而言，參加養老保險顯著強化了代際收入傳遞。但是，城鎮居民醫保對代際收入流動的影響失去了顯著性。無論是參加職工醫保還是新農合依然不對代際收入流動產生顯著影響。此外，本文還采用了對弱工具變量敏感性更弱的有限信息最大似然法（LIML）進行實證檢驗，結果發現LIML與2SLS的估計結果一致，進一步表明本文不存在弱工具變量問題。

表4 基于工具變量法的回歸結果

（三）穩健性檢驗

為了檢驗基準回歸結果的穩健性，本文從變量測量方法和估計方法兩個方面進行穩健性檢驗。②限于篇幅，未匯報詳細回歸結果，留存備索。

1.更換被解釋變量和解釋變量測量方法

Chetty等［37］認為，代際收入彈性方法產生非常不穩定的流動性估計，因為對數子代收入和對數父代收入之間的關系是高度非線性的，從而可能產生相當高的估計值，且代際收入彈性估計缺乏零收入樣本的測量，增加了收入變量的測量誤差，為此他們提出代際收入百分位排序關聯系數的替代方法。因此，本文利用代際年總收入平均值的百分位排序關聯系數衡量代際收入流動，采用工具變量2SLS方法驗證本文實證結論，檢驗結果與采用工具變量的基準回歸結果一致，證明結果穩健。

2.更換估計方法

是否參加社會保險是居民自愿選擇的結果，因而實證分析時必須考慮由此造成的選擇性偏誤。本文運用傾向得分匹配法解決樣本的選擇偏差問題，對參加社會保險的樣本和未參加社會保險的樣本進行匹配，并分別采用代際收入彈性和代際收入百分位排序關聯系數測量代際收入流動。結果表明，回歸結果與采用工具變量的基準回歸結果依然大致保持一致。具體來說，參加養老保險與父代個人年總收入自然對數交互項的估計系數分別為0.186和0.121，且仍在10%水平上顯著，城鎮基本養老保險的估計系數分別為0.273和0.247，且均在1%水平上顯著，參加醫療保險對代際收入流動的影響依然不顯著。

（四）異質性分析

1.收入水平異質性

本文按照父代收入中位數將樣本分為低收入和高收入兩組，當父代收入位于中位數以上時，認為子代出身于高收入群體，對應虛擬變量取值為1，反之出身于低收入群體，對應虛擬變量取值為0。表5中，列（1）和列（2）分別為社會保險對低收入父代家庭和高收入父代家庭代際收入流動的影響。回歸結果顯示，參加養老保險和城鎮居民醫保對代際收入流動的抑制作用在低收入父代家庭中更加顯著。可能的原因是，由于低收入家庭面臨收入約束，社會保險繳費會進一步增加經濟負擔。同時，社會保險保障水平偏低，使得低收入家庭可能會傾向于增加自我儲蓄，這進一步導致低收入家庭對子代人力資本投資不足，限制了子代收入的提高。

2.城鄉異質性

本文將樣本劃分為農村和城鎮兩組，回歸結果如表5列（3）和列（4）所示。從列（3）和列（4）的回歸結果可以看出，參加養老保險對城鎮地區居民代際收入流動的抑制作用更顯著。同時，參加醫療保險可以顯著促進城鎮地區居民的代際收入流動，主要原因是參加新農合的農村子代流動人口的代際收入流動性得到提升，且在1%水平上顯著。

表5 異質性回歸結果

六、影響機制分析

（一）人力資本的影響① 限于篇幅，以下均未匯報詳細回歸結果，留存備索。

為了驗證社會保險是否通過人力資本影響代際收入流動，本文運用2SLS模型和傾向得分匹配法分別考察社會保險對教育人力資本和健康人力資本的影響。其中，利用“教育培訓支出占消費性支出比例”對子代教育人力資本進行測度；并將“健康自評狀況”作為健康人力資本的代理變量。這是因為，教育培訓支出占消費性支出比例能夠以貨幣單位量化對子代教育人力資本投資的程度；健康狀況直接反映個體健康人力資本積累的水平。回歸結果表明，參加養老保險使高收入家庭子代教育培訓支出比例提高了5.9個百分點，且在5%水平上顯著，但并未對低收入家庭子代教育培訓支出產生顯著影響。同時，無論是參加城鎮職工醫保、城鎮居民醫保還是新農合，均未能顯著影響高收入家庭和低收入家庭子代教育培訓支出比例。因此，參加養老保險抑制代際收入流動可以通過擴大高收入家庭與低收入家庭子代教育人力資本投資差距來傳導。同時，參加養老保險和參加醫療保險均未對高收入家庭與低收入家庭子代健康狀況產生顯著影響。這表明，健康并不是社會保險影響代際收入流動的作用渠道。

個體較好的人力資本積累有利于增加有效勞動力供給和助推高質量就業，從而有利于獲得較高的勞動收入。因此，為進一步拓展社會保險對子代人力資本的影響，本文利用傾向得分匹配法考察社會保險對子代勞動力供給和供給質量的影響。其中，勞動力供給用子代“是否就業”衡量。隨后，本文計算了全樣本的平均工資性收入，將工資性收入高于平均工資收入水平的樣本賦值為1，表示其就業質量較高，否則賦值為0。

研究發現，參加養老保險和城鎮基本養老保險均顯著提高了高收入家庭子代就業參與，且并未對低收入家庭子代就業產生顯著影響。同時，參加養老保險和城鎮基本養老保險均未對子代就業質量產生顯著影響。這表明，參加養老保險和城鎮基本養老保險主要是通過促進高收入家庭子代就業參與，從而增加其勞動收入，進而降低了代際收入流動性。但是，農村基本養老保險顯著提高了高收入家庭子代的就業質量，且降低了低收入家庭子代就業質量，因而農村基本養老保險主要是通過就業質量而非就業參與影響代際收入流動。參加醫療保險可以顯著增強城鎮地區低收入家庭子代就業質量，因此，有助于促進低收入家庭子代收入流動。但是，城鎮居民醫保對高收入家庭子代就業參與和就業質量均具有顯著影響，且對低收入家庭子代不具有顯著影響。這表明，是否就業和就業質量是城鎮居民醫保抑制代際收入流動的影響渠道。新農合對農村低收入家庭子代流動人口的就業參與和就業質量更加顯著，從而有效提升了代際收入流動性。

（二）財富資本的影響

本文借鑒韋宏耀和鐘漲寶［38］與葛永波等［39］做法，運用“家庭金融資產”和“家庭凈資產”①根據CFPS問卷，家庭金融資產包括存款、股票、基金、債券、金融衍生品、其他金融產品及借款；家庭凈資產定義為家庭總資產減去家庭總負債。來衡量家庭財富資本水平，并利用傾向得分匹配法考察社會保險對家庭金融資產和家庭凈資產的影響。

研究發現，在養老保險對家庭財富資本的影響上，參加養老保險和城鎮基本養老保險對高收入家庭的金融資產規模具有顯著正向影響，而未顯著影響低收入家庭的金融資產。同時，參加養老保險和城鎮基本養老保險均未對高收入家庭和低收入家庭凈資產規模產生顯著影響。這表明，參加養老保險和城鎮基本養老保險對代際收入流動的抑制作用主要是通過金融資產渠道進行傳導。與此相反，農村基本養老保險未對高收入家庭和低收入家庭金融資產規模產生顯著影響，但對高收入家庭的凈資產具有顯著正向影響，且未顯著影響低收入家庭的凈資產。因此，家庭凈資產是農村基本養老保險對代際收入流動產生抑制作用的影響渠道。在醫療保險對家庭財富資本的影響上，參加醫療保險對城鎮高收入家庭和城鎮低收入家庭的凈資產均具有顯著正向影響，但對低收入家庭影響更加顯著。參加新農合僅對農村低收入流動群體的凈資產具有顯著促進作用。這表明，醫療保險對城鎮地區居民代際收入流動的促進作用主要是通過縮小低收入家庭與高收入家庭凈資產差距來實現的。相反，城鎮居民醫保對城鎮高收入家庭的金融資產具有顯著正向影響，但對低收入家庭不具有顯著影響。因此，城鎮居民醫保反倒擴大了不同收入家庭的財富差距，由此抑制了居民代際收入流動。

（三）借貸資本的影響

本文借鑒劉琳和趙建梅［40］與尹志超等［41］做法，以“是否受到借貸約束”表示家庭借貸資本狀況，即將有借貸或借款需求但申請被拒家庭定義為受借貸約束家庭賦值為1，表示借貸資本不足，否則賦值為0；以“借款規模”反映家庭借貸資本的程度，即借款規模越大，受借貸約束程度越低，家庭借貸資本越高，并運用傾向得分匹配法考察社會保險對家庭借貸資本的影響。

研究發現，參加養老保險使低收入子代的家庭借貸約束顯著增加了6.3個百分點，且顯著降低了低收入子代家庭的借款規模，由此將可能抑制家庭消費和阻礙子代的最優人力資本投資。因此，本文認為，借貸資本是養老保險抑制代際收入流動的影響渠道。城鎮職工醫保和城鎮居民醫保均未對家庭借貸資本產生顯著影響，但新農合使農村高收入流動群體的借貸約束顯著增加了12個百分點，從而有利于縮小不同收入家庭借貸資本差距，促進代際收入流動。

七、結論和政策建議

本文基于2010—2018年中國家庭追蹤調查數據，利用代際收入彈性和代際收入百分位排序關聯系數測量方法，實證分析社會保險對代際收入流動的影響。研究發現，養老保險顯著抑制了代際收入流動，醫療保險則有利于促進代際收入流動。其中，城鎮基本養老保險和農村基本養老保險均顯著強化了代際收入傳遞，同時城鎮居民醫保也抑制了代際收入流動，但新農合對農村流動人口的代際收入流動產生了顯著正向影響。異質性分析表明，社會保險對代際收入流動的作用在低收入父代家庭和城鎮地區更為顯著。作用機制分析表明，人力資本、財富資本和借貸資本是社會保險顯著影響代際收入流動的渠道。其中，養老保險顯著提高了高收入家庭子代教育培訓支出、就業參與和金融資產，且顯著降低了低收入子代家庭的借貸資本。醫療保險有利于縮小低收入家庭與高收入家庭凈資產差距，且新農合有利于提高農村低收入家庭子代流動人口的就業參與、就業質量和家庭凈資產，從而有效提升了代際收入流動性，城鎮居民醫保反倒擴大了不同收入家庭的財富差距，由此抑制了居民代際收入流動。

根據研究結論，本文提出以下政策建議：

第一，建立公平普惠、待遇一致和旨在解決民眾基本生活需求的“非繳費型養老金”，彌補“多繳多得”的養老保險造成的待遇差距。這不僅有利于減輕低收入家庭養老負擔，也有助于形成更加良好的養老預期，進而減少家庭預防性儲蓄和促進子代人力資本投資均等化，提高低收入家庭子代的收入水平。

第二，提高社會保險實際保障水平。包括穩步提高城鄉居民基礎養老金、逐步擴展慢性病病種統籌保障范圍、提高門診慢特病報銷比例、實施低收入家庭分類資助參保和自付醫療費用封頂等措施，從而建立低收入家庭常態化保障機制，增強社會保險對低收入家庭的反貧困功能。這就有利于穩固和提高低收入家庭的生活品質和健康福祉，減少子代參與勞動力市場的后顧之憂及促進低收入家庭資產積累，夯實代際收入流動的物質基礎。

第三，提高社會保險統籌層次，增強公平性和收入再分配功能。一方面，扎實推進養老保險全國統籌，根據民眾基本生活需求測算繳費率和待遇水平，促進各省市基本養老保險繳費比例和待遇標準大致相當；另一方面，根據民眾基本醫療消費水平測算醫保基金給付標準，并按照“以支定收”籌資原則形成與居民可支配收入掛鉤的籌資費率機制，以便減輕低收入家庭繳費負擔和縮小居民醫保與職工醫保籌資和待遇差距，從而推進城鄉居民醫保與職工醫保待遇均等化。總之，需要實現社會保險更加公平正義，推進群體、城鄉、地區基本社會保障權益均等化，使之發揮正向再分配功能，促進低收入家庭子代自由流動，進而實現其收入向上流動。