［提要］　本文意在讨论机关事业单位养老保险制度改革发生后，养老金财富如何影响居民消费。首先，构建养老金财富精算模型，从微观角度刻画个体养老金财富。其次，基于实证模型以及2018年中国家庭追踪调查数据，运用工具变量消除内生性问题。得到结论为改革后养老金财富对家庭总消费、家庭必要型消费有显著正向影响，但对家庭文教娱乐消费影响不显著，其中养老金财富对十年过渡期外“中人”的消费有显著正向影响，但对十年过渡期内“中人”的消费影响不显著，主要原因是十年过渡期内“中人”退休将至，预防性储蓄偏好增强，因此养老金财富增加对居民消费的激励作用并不明显。因此，在养老保险改革的同时，应关注临近退休的被改革群体。

关键词：机关事业单位；养老保险制度改革；养老金财富；居民消费

中图分类号：F063.2 文献标识码：A

收录日期：2022年6月21日

引言

机关事业单位工作人员（以下简称为“工作人员”）和企业职工（以下简称为“职工”）养老保险的双轨制一直受到社会的广泛关注。双轨制阶段，养老保险制度的“碎片化”现象导致机关与企业之间的不公平问题随之产生。改革前，工作人员养老保险待遇在退休前工资相同的情况下高于职工养老保险待遇（封进，2018）；且工作人员改革前无需缴纳养老保险，退休人员的养老金支出来源于政府财政。公众对工作人员高待遇、不缴费的行为产生不满情绪。综上所述，双轨制下的不公平问题亟待解决。

2015年，《国务院关于机关事业单位工作人员养老保险制度改革的决定》（国发［2015］2号）对工作人员的养老保险制度进行改革，改革对象为2014年10月1日之后参加工作的“新人”，以及改革前参加工作改革后退休的“中人”，改革前退休的“老人”仍适用于老办法。此次改革使得机关事业单位与企业有相同的养老保险体系，因此此次改革被认为是与城镇企业职工养老保险制度的并轨。此次改革提升了全社会养老保险制度的公平性。但工作人员的养老金待遇在并轨后是否降低取决于缴费基数、缴费年限、个人账户收益率等因素，不能一概而论。这就使得探讨改革后工作人员养老保险待遇变得更加有意义。

扩大内需是促进国内大循环的战略基点。居民消费不仅具有扩大内需的作用，也是衡量生活水平的重要指标，在福利经济学中占据着重要地位。在生命周期理论模型中，养老金财富作为资产的一部分，参与当期消费决策中。当养老金财富增加时，居民消费也会增加。但改革后，工作人员养老金待遇存在不确定性，使得他们的消费水平同样不确定。同时，工作人员需要缴纳养老保险费用，他们收入会减少，当期消费也会减少。这就存在一个问题：制度并轨后工作人员消费增加还是减少？本文将对此问题进行研究。

一、文献综述

当解释变量为养老金财富时，学者通常使用微观数据，根据个人缴费年限、缴费率、工资等基本情况，从养老保险具体政策入手，测算个人养老金财富，再与居民消费/储蓄进行拟合，基本得到养老金财富促进消费/抑制储蓄这一结论。Hubbard（1986）通过使用1979年的美国养老保险的微观截面数据，计算未退休群体的养老金财富，分析得到养老金财富对居民储蓄有显著负向影响。Gale（1998）利用1983年美国消费者金融调查数据，分析认为养老金对整体储蓄的影响比较小，并通过家庭异质性分析，认为不同家庭的养老金财富差距较大，有储蓄账户、受教育年限大于16年的家庭养老金财富对居民储蓄的负向影响更强。

随着国内养老保险制度改革，国内学者对养老金财富如何影响居民消费/储蓄行为这一问题的关注越来越多。何立新等（2008）利用1995年和1999年CHIPS的数据分析得到养老金财富对家庭储蓄有显著替代效应，且根据户主年龄进行分组发现35～49岁家庭的养老金财富对居民储蓄的替代效应显著。张继海（2008）选取2002年和2003年辽宁省家户数据，分析认为养老金财富对居民消费支出有显著正向影响。石阳、王满仓（2010）基于2002～2007年中国30个省份的面板数据分析得到现收现付制养老金财富的部分对居民消费有显著正向影响。孟醒、申曙光（2016）利用2004年和2009年CGSS的截面数据，通过分位数实证回归分析发现养老金财富对居民消费存在显著正向影响。

综上所述，大部分学者得到结论为养老金财富增加显著促进居民消费，但少有学者研究机关事业单位养老保险制度改革后养老金财富对居民消费的影响。因此，本文的创新点是基于此次改革研究养老金财富对居民消费的影响。

二、养老金财富精算模型

2015年，《国务院关于机关事业单位工作人员养老保险制度改革的决定》（国发［2015］2号）（以下简称为《决定》）规定改革后“中人”基本养老保险由基础养老金、个人账户养老金、过渡性养老金、职业年金组成。与此同时，《决定》对十年过渡期内（2014年10月1日至2024年9月30日）的“中人”实行保底限高的政策，这就使得十年过渡期内“中人”养老保险待遇与十年过渡期外“中人”养老保险待遇的测算略有不同。因此，本文将对两群体的养老金财富精算模型分别进行测算。假设当前为参保人员参保的第t年且此时参保人员为a岁，且“中人”连续缴费直到退休，不存在无法领取养老保险的情况。

（一）十年过渡期外“中人”的养老金财富精算模型

1、基础养老金。基础养老金发放标准以退休时当地上年度在岗职工月平均工资和本人指数化月平均缴费工资的平均值为基数，缴费每满1年发给1%。退休后第一年每月领取的基础养老金（B1）计发公式如下：

B1＝■×N×0.01 （1）

z=■N-1×θ　（2）

θ＝■　（3）

θ2＝■　（4）

其中，N为缴费年限，包含视同缴费年限；■N-1为退休时当地上年度在岗职工月平均工资；z为本人指数化月平均缴费工资，θ为本人缴费工资指数，θ1为视同缴费指数，N1为视同缴费年限，θ2为实际缴费指数，N2为实际缴费年限；wi为本人第i年月平均缴费工资，■i为当地第i年在岗职工月平均工资。

2、个人账户养老金。个人账户养老金发放标准为个人账户储存额分摊到每个计发月。退休后第一年每月领取的个人账户养老金（B2）计发公式如下：

B2＝■　（5）

其中，c1为本人养老保险缴费率，wt为本人当前月平均缴费工资，gw为本人缴费工资增长率，rw为个人账户养老金收益率，m为计发月数。

3、过渡性养老金。过渡性养老金发放标准为本人退休时当地上年度在岗职工月平均工资、视同缴费指数、视同缴费年限和过渡系数的乘积。退休后第一年每月领取的过渡性养老金（B3）计发公式如下：

B3＝N1×θ1×■N-1×R （6）

其中，R为计发系数。

4、职业年金。职业年金发放标准是将职业年金储存额分摊到每个计发月上。退休后第一年每月领取的职业年金（B4）计发公式如下：

B4＝■　（7）

其中，c2为职业年金缴费率，rz为职业年金收益率。

综上所述，得到十年过渡期外t年a岁的“中人”退休后第一年领取的养老保险为：

Ba，t＝12×（B1+B2+B3+B4）　（8）

（二）十年过渡期内“中人”的养老金财富精算模型。《决定》对十年过渡期内“中人”实行的保底限高政策，具体规定如下：如果新政策（基础养老金+个人账户养老金+过渡性养老金+职业年金）的养老金待遇低于老政策的养老金待遇，按老政策发放；如果新政策的养老金待遇高于老政策的养老金待遇，第一年退休人员（2014年10月1日至2015年12月31日）发放超出部分的10%，第二年退休人员（2016年1月1日至2016年12月31日）发放超出部分的20%，并以此类推。

1、老政策养老金待遇。老政策下，t年a岁 “中人”退休后第一年领取的养老保险为：

B′a，t＝12×wN×c3 （9）

其中，c3为本人退休前工资发放比例。

2、新政策养老金待遇。十年过渡期内“中人”新政策的养老金待遇测算与十年过渡期外“中人”的养老金待遇测算方法一致，不再进行单独讨论。

3、十年过渡期内“中人”养老金待遇。改革后，十年过渡期内t年a岁的“中人”退休后第一年领取的养老保险为：

Ba，t＝B′a，t if新政策养老金待遇＜老政策养老金待遇B′a，t+（Ba，t-B′a，t）×c4 if新政策养老金待遇≥老政策养老金待遇　（10）

其中，c4为每年按《决定》发放的超出部分比例。

本文得到十年过渡期外和十年过渡期内的“中人”t年a岁的养老金财富为：

Aa，t＝■×■■　（11）

其中，Si，j为i岁的参保人员在j岁时仍存活的概率，b为法定退休年龄，n为最大存活年龄，ge为养老保险增长率，ρ为主观贴现因子。

三、实证研究

（一）实证模型。本文的研究范围为2018年工作人员的“中人”，研究改革后养老金财富对居民消费的影响。

lnyi＝α+β×lnSSWi+δ×Xit+εit （12）

其中，i为调查的个体；lnyi指居民消费（取对数）；lnSSWi指养老金财富（取对数）为核心解释变量；Xi为其他控制变量，包含个人控制变量及家庭控制变量。

被解释变量居民消费分为家庭总消费、家庭必要型消费、家庭文教娱乐消费。个人特征层面的变量包括：是否是家庭决策人、是否居住地为城市、健康状况、是否结婚、最高学历以及个人收入（取对数）。家庭特征层面的变量包括：家庭总收入（取对数）、子女数量、同灶吃饭的人数以及是否拥有房屋。

如果养老金财富和误差项相关，则会导致式（12）存在内生性，从而产生OLS估计值不一致的问题。本文参考刘子兰等（2019）选取据法定退休年龄的年数、调查当年上年度当地在岗职工年平均工资作为工具变量。选取这两个变量为工具变量的主要原因是法定退休年龄与年龄之差，即据法定退休年龄的年数，和调查当年上年度当地在岗职工年平均工资，作为外生变量，在影响养老金财富的同时，不影响当年居民消费，因此可以作为工具变量。

（二）描述性统计。本文研究改革的“中人”群体，根据工作单位性质为“事业单位”以及“政府部门/党政机关/人民团体”筛选出工作人员，并根据改革后工作年限，筛选出十年过渡期内的“中人”和十年过渡期外的“中人”。最后，为确保数据准确性，剔除掉异常值。经过上述处理，最终获得总样本量为904，其中十年过渡期内的“中人”人数为217人，十年过渡期外的“中人”为687人。表1为主要变量的描述性统计。（表1）

从表1可以看出，最高学历为高等教育的样本占总体样本的62.2%，比例较大，主要原因是机关事业单位招聘中设置招聘门槛为高等教育学历，因此教育水平高的群体进入机关事业单位的机会更大。

四、回归结果

表2为改革后养老金财富影响家庭总消费的回归结果，工具变量法第一阶段回归得到的F统计量均大于10，排除弱工具变量的问题，后续实证结果均加入工具变量，不做过多赘述。表2的第（1）列～第（3）列为全样本回归结果。从回归结果可知，改革后养老金财富对家庭总消费有显著正向影响，回归结果稳健。基于第（3）列回归结果进行说明，当其他因素保持不变时，改革后养老金财富每增加1%，家庭总消费增加0.184%。表2的第（4）列～第（5）列是分别对十年过渡期外“中人”和十年过渡期内“中人”回归得到的回归结果。由回归结果可知，对于十年过渡期外“中人”来说，改革后养老金财富每增加1%，家庭总消费增加0.267%；对于十年过渡期内“中人”来说，改革后养老金财富对家庭总消费的影响不显著。（表2）

表3为改革后养老金财富影响家庭必要型消费的回归结果，设置类似表2。基于第（3）列回归结果进行说明，当其他因素保持不变时，改革后养老金财富每增加1%，家庭必要型消费增加0.234%。表3的第（4）列～第（5）列分别是对十年过渡期外“中人”和十年过渡期内“中人”回归得到的回归结果。由回归结果可知，对于十年过渡期外“中人”来说，改革后养老金财富每增加1%，家庭必要型消费增加0.373%；对于十年过渡期内“中人”来说，改革后养老金财富对家庭必要型消费的影响不显著。（表3）

表4为改革后养老金财富影响家庭文教娱乐消费的回归结果。从回归结果可知，改革后养老金财富对家庭文教娱乐消费在逐步加入控制变量后结果不显著，说明改革后养老金财富对家庭文教娱乐消费并无显著影响。（表4）

综上所述，养老金财富对家庭总消费、家庭必要型消费有显著正向影响，对家庭文教娱乐消费影响不显著，其中养老金财富对十年过渡期外“中人”的家庭消费有显著正向影响，但对十年过渡期内“中人”的家庭消费影响不显著，主要原因是十年过渡期内“中人”退休将至，预防性储蓄偏好增强，从而使得改革后养老金财富增加对家庭消费的激励作用并不明显。

五、政策建议

本文利用养老金财富精算模型和OLS实证模型，分析机关事业单位养老保险制度改革后养老金财富对居民消费的影响。本文首先通过构建精算模型，从微观角度刻画个体养老金财富；其次，基于2018年机关事业单位“中人”的数据，通过实证回归，得到结论为养老金财富对家庭总消费、家庭必要型消费有显著正向影响，对家庭文教娱乐消费影响不显著，其中养老金财富对十年过渡期外“中人”的家庭消费有显著正向影响，但对十年过渡期内“中人”的家庭消费影响不显著，主要原因是十年过渡期内“中人”退休将至，预防性储蓄偏好增强，从而使得改革后的养老金财富增加对家庭消费的激励作用并不太明显。

总地来说，此次改革对“中人”的影响主要集中在十年过渡期外“中人”，对十年过渡期内“中人”影响并不明显。因此，在制度统一的同时，要关注临近退休的被改革群体。

（作者单位：首都经济贸易大学国际经济管理学院）

主要参考文献：

［1］Fang H，Feng J.The Chinese Pension System［J］.NBER Working Papers，2018（09）.

［2］薛惠元，宋君.机关事业单位养老保险改革降低了工作人员的养老待遇吗?——基于替代率水平的测算与分析［J］.经济体制改革，2015（06）.

［3］何立新，封进，佐藤宏.养老保险改革对家庭储蓄率的影响：中国的经验证据［J］.经济研究，2008（10）.

［4］Hubbard，Robert Glenn.Pension Wealth and Individual Saving：Some New Evidence［J］.Journal of Money，Credit and Banking，1986（18）.

［5］张继海.社会保障养老金财富对城镇居民消费支出影响的实证研究［J］.山东大学学报（哲学社会科学版），2008（03）.

［6］石阳，王满仓.现收现付制养老保险对储蓄的影响——基于中国面板数据的实证研究［J］.数量经济技术经济研究，2010（03）.

［7］孟醒，申曙光.基本养老金财富对居民消费的激励效应——基于分位数回归的研究［J］.中山大学学报，2016（01）.

［8］刘子兰，郑茜文，周成.养老保险对劳动供给和退休决策的影响［J］.经济研究，2019.54（06）.