养老保险制度城乡比较实证分析：差异性、稳定性及趋同性

许 莉，万 春

(1.江西师范大学 财政金融学院，江西 南昌 330022； 2.江西财经大学 经济学院，江西 南昌 330013)

一、引言

社会保障制度作为人们经济生活的安全网，日益受到重视。2014年3月16日，国务院印发《国家新型城镇化规划(2014—2020年)》，明确了新型城镇化是未来一段时间内中国经济社会的重大发展战略。但是，新型城镇化面临各种挑战：大量农业转移人口难以融入城市社会；被统计为城镇人口的2.34亿农民工及其随迁家属，未能在养老、医疗等方面享受城镇居民的基本公共服务等。这就需要完善城乡发展一体化体制机制，推进基本公共服务均等化。其中，首当其冲的是社会保障问题，而最具代表性的是养老保险制度。中国特定的历史背景、体制环境造就了多元模式的养老保险制度，形成了包括农村新型养老保险制度、城镇居民养老保险制度、城镇职工基本养老保险制度、机关事业单位养老保险制度的“碎片化”体系。其中，城镇企业职工养老保险制度改革较早，取得了显著的成效，建立了统筹账户和个人账户相结合的基本模式；而农村养老保险制度由于缺乏财政支持、覆盖的农民群体收入低，长期未取得理想的效果。2013年11月12日，党的十八届三中全会通过《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》，提出了“健全城乡发展一体化体制机制”。2014年2月7日国务院决定合并农村新型养老保险制度(2009年试点)、城镇居民养老保险制度(2011年试点)，建立全国统一的城乡居民基本养老保险制度。2014年12月23日，国务院明确了按照“一个统一”的原则，党政机关、事业单位建立与企业相同的基本养老保险制度。至此，我国构建“统一”养老保险制度的目标逐步清晰。但在改革中，形成了鲜明的对比：一方面是纳入城镇职工基本养老保险制度(代表“城镇”特征)的机关事业单位职工以及企业职工，可获得相对完善的养老待遇，基本目标替代率为58.5%；而另一方面，以政府补助为支撑的普惠式城乡居民基本养老保险制度(代表“乡村”特征)，只能提供较低水平的养老金，有的贫困地区甚至不足百元，加剧了城乡差距。2017年10月，党的十九大报告指出，中国“发展不平衡不充分的一些突出问题尚未解决”，“城乡区域发展和收入分配差距依然较大”。对于养老保险制度而言，实施城乡整合是推进新型城镇化的重要基础。

二、文献回顾

按照养老保险制度的城乡模式，国外文献可分为两类：一是城镇养老保险制度研究。在推进工业化的过程中，有条件的发达国家建立以城镇为核心、城乡统一的国民养老保险制度(或养老金计划)，大量研究集中在养老基金投资、比较不同模式在不同国家的运行状况[1-2]。二是农村养老保险制度研究。只有为数不多的发达国家建立了专门的农村养老保险制度，而欠发达国家农村人口多，由于收入低、运行成本高等原因，养老保险制度对农村的覆盖有限[3]。有的学者认为将农民包含在政府提供主要资金的国民养老保险制度中，可对其提供年老保障[4]。这样的现实使得研究农村养老保险制度、进行城乡比较的文献非常少。

结合中国养老保险制度发展，国内文献可分为三类：一是分别研究城镇、农村养老保险制度。关于城镇企业职工基本养老保险制度，赵耀辉、徐建国提出应注意激励机制问题[5]。关于农村养老保险制度，许恒周、郭忠兴、郭玉燕从农民职业分化，许莉从农民满意度等多个视角，认为其构建应充分考虑农村收入、劳动力转移、土地征用等因素[6-7]。二是比较分析城镇、农村养老保险制度的国际差别。王国顺、谭明江从国际最低保障标准、恩格尔系数和基尼系数等多维度，比较中国和OECD国家的养老金替代率水平[8]。刘影春总结了世界各国的农村社会养老保障，主要包括社会保险型、社会福利型、个人储蓄型和社会救助型四种模式[9]。三是研究中国养老保险制度的城乡差异及统筹发展。闫然、解垩认为农村养老保险制度在改革进程、制度安排、保障水平及财政支持力度等方面显著落后于城镇[10-11]。在此基础上，林义等提出了养老金城乡转接、城乡统筹、社会保险一体化等观点，万春构建了城乡养老保险制度趋同的一般均衡的分析框架[12-13]。

总之，发达国家主要建立全民养老保险制度，与中国城乡差距导致分离的城乡模式显著不同，而欠发达国家单独为农民建立农村养老保险制度的探索难以成功，从而国外研究可提供有价值的借鉴，但结论并不直接适用于中国。国内研究多数是针对城镇或农村单一模式，且主要采用定性描述制度特征的方法，目前推进城乡统筹成为研究趋势，但涉及多种复杂因素，尚缺乏相关研究。本文的创新在于，运用定量方法，实证分析养老保险制度的城乡差异性及作为整体系统的内在稳定性，并由整体系统的趋同性判断发展趋势，为推进中国养老保险制度改革提供有价值的建议。差异性是指养老保险制度城乡两个子系统分别与城乡经济社会变量显著相关，呈现迥异的城乡二元特征；稳定性是指这种相关有着相似的规律，表明城乡两个子系统组成的整体具有稳定的结构；趋同性是指城乡两个子系统朝着共同的方向推进，逐步演化为统一的模式。

三、计量模型构建

第一步，进行多元线性回归，识别影响城乡两个子系统的因素，分析城乡子系统间的差异性；第二步，在这些影响因素构成的集合中，选择因变量和自变量(如样本足够大可全选)组合成整体系统，通过邹参数稳定性检验，分析整体系统的稳定性；第三步，以二值Logit模型分析稳定因素对系统发展趋势的影响，为设计系统整合路径提供判别依据。

(一)多元线性回归模型

不同于其他国家，中国采用的是由现收现付制(Pay-As-You-Go)和基金制(Fully Funded)组合构成的混合制养老保险制度，与城乡经济社会结构、人口结构、就业结构、收入结构、财政支持力度等密切相关。建立如下多元线性回归计量模型：

(1)

其中，β0ij，βimj，β3ij，β4ij为待估参数，δij为随机干扰项。i=1，2；i=1表示城镇，i=2表示农村。j=1，2；j=1表示因变量为养老保险制度缴费人数，j=2表示因变量为养老保险制度离退休(或达到领取养老金待遇年龄)人数。m=0，1，2，3，4 。各变量参见表1。

(二)邹参数稳定性检验

对于一个系统中的两个子系统(或同一系统的两个发展阶段)，因变量Y和自变量X1，X2，…，Xq之间的关系可表示如下：

Y=λ0+λ1X1+…+λqXq+μ1

(2)

Y=γ0+γ1X1+…+γqXq+μ2

(3)

建立零假设 H0：λ=γ

λ={λ0,λ1,…,λq}，γ={γ0,γ1,…,γq}

1.两个子系统的样本为n1、n2，分别进行回归，残差平方和记为RSS1、RSS2。

表1 变量符号及含义

注：1.本文对指标“一般公共预算支出中社会保障和就业支出”X3、“人均地区生产总值”X4未区分“城镇”“农村”，一方面是缺乏相应的数据，另一方面是在城镇化进程中城乡融合加快，城镇居民养老保险与新型农村养老保险并轨成为城乡居民养老保险，且体现政府公共预算支出的X3、反映区域经济整体情况的X4具有较强的外溢性，“城镇”“农村”边界日益模糊。2.理论上，缴费金额、退休给付金额能够直观反映养老保险制度的运行状况，但这两个指标的城乡居民养老保险制度数据不可得，故采用与其成正向关系的缴费人数、退休(或达到领取待遇年龄)人数，亦能起到同样的效果。

2.将两个子系统的样本合为一个大样本，回归得到的残差平方和记为RSSr。

3.建立F指标：

～Fα{q+1,n1+n2-2(q+1)}

(4)

如由式(4)计算的F值<给定显著性水平α的Fα{q+1，n1+n2-2(q+1)}，则接受原假设，我们认为两个子系统组合成的整个系统的结构是稳定的。将H0视为约束条件，则该约束条件对整个系统成立。

(三)二值Logit模型

对子系统1、2，以二值哑元变量D为因变量，D=1表示子系统1，D=0表示子系统2，P表示子系统1发生的概率；以X1，X2，…，Xs为自变量，建立二值Logit模型：

P=E(D=1|X1,X2,…,Xs)

=1/[1+e-(θ0+θ1X1+θ2X2+…+θsXs)]

两边取对数变换，得到：

(5)

式(5)中，θ0,θ1,…,θs为待估参数，如θi>0，Xi上升子系统1发生的概率增加(i=1，2，…，s)；E为在给定X1，X2，…，Xs的条件下D=1的均值，即整体系统向子系统1趋近的概率。

四、实证分析

选择两个子系统：城镇职工基本养老保险制度(城镇子系统，记为子系统1，主要反映城镇情况)、城乡居民养老保险制度(乡村子系统，记为子系统2，主要反映农村情况，如2015年江西省乡村子系统参保人数为1 829.95万人，其中96.86%来自新农保，仅3.14%来自城镇居民)。中国养老保险制度实行省级统筹，单个省份可大致反映全国的基本情况，根据数据的可得性，以表1中指标的江西省数据进行实证分析。

(一)数据来源

各指标采用2002—2015年的数据，其中的价格变量以2002年为基期，并以江西省城乡消费者价格指数进行平减。因变量指标Y11、Y12、Y21、Y22，即江西省城镇职工基本养老保险制度、江西省城乡居民养老保险制度的缴费人数、离退休(或达到养老金待遇领取年龄)人数的数据来自历年《中国人力资源和社会保障年鉴》、历年《中国劳动和社会保障年鉴》，其他指标的数据来自历年《江西省统计年鉴》及江西省社会保险管理中心发布的资料。

(二)实证处理及结果

1.多元线性回归结果

表1中的指标Y11、Y12、X11、…取对数后的lnY11、lnY12、lnX11、…为平稳时间序列，按式(1)进行多元线性回归，得到：

1)城镇子系统(子系统1)

lnY11=0.661lnX10+0.213lnX3

(5)

(t-Statistic) (147.133) (30.466)

(Prob.) (0.000) (0.000)

Ad-R2=0.996 AIC=-4.816

SC=-4.724 DW=2.283

lnY12=-0.987lnX10+1.942lnX11-1.262lnX14+

1.146lnX4-0.57AR(1)

(6)

(t-Statistic) (-3.754) (6.767) (-6.201)

(8.326) (-2.166)

(Prob.)(0.006)(0.000)(0.000)(0.000)

(0.062)

Ad-R2=0.997 AIC=-4.937

SC=-4.719 DW=2.202

由式(5)看出，城镇子系统“缴费人数”Y11的增长率与“城镇人口”X10的增长率正相关，是由于城镇化过程中，以年轻农民工为主体的农业人口向城镇转移，有条件的企业为其缴费而被纳入城镇子系统，2002—2015年间江西省Y11、X10的年均增长率分别为6.57%、4.32%；与“一般公共预算支出中社会保障和就业支出”X3的增长率正相关，是由于1997年我国实施养老保险制度改革后，之前退休的“老人”或已经参加工作尚未退休的“中人”的养老金权益，没有缴费与之对应，造成养老基金的支付缺口，政府以财政支出兜底，2002—2015年间江西省X3的年均增长率为20.63%，反映了养老保险制度在政府支持下运行的公共属性。

由式(6)看出，“离退休人数”Y12的增长率与“城镇社会就业人数”X11、“人均地区生产总值”X4的增长率正相关，可理解为城镇子系统向就业人员现收现付给退休人员，二者同向增长，但 2002—2015年间退休人数Y12年均增长8.38%，大于就业人数X11的4.9%，城镇子系统人口“老龄化”，而反映地区经济状况的X4年均增长11.39%，快于离退休人数增长速度，支持城镇子系统稳健运行；与“城镇人口数”X10、“城镇平均每人每年消费支出”X14的增长率负相关，2002—2015年间江西省这两个指标的年均增长率为4.32%、8.22%，说明人口、消费的增长会增加家庭、社会的负担，减少留在城镇子系统内直到退休的人数。

2)乡村子系统(子系统2)

lnY21=5.828lnX24+0.647lnX3-4.707lnX4

(7)

(t-Statistic) (5.55) (4.766) (-5.135)

(Prob.) (0.000) (0.001) (0.000)

Ad-R2=0.87，AIC=0.837，SC=0.974，

DW=1.807

lnY22=-14.108lnX20+54.839lnX22+

4.257lnX24

(8)

(t-Statistic) (-3.088) (2.256) (17.026)

(Prob.) (0.01) (0.045) (0.000)

Ad-R2=0.956，AIC=1.374，SC=1.511，

DW=2.424

由式(7)看出，乡村子系统“缴费人数”Y21的增长率与“农村平均每人每年消费支出”X24、“一般公共预算支出中社会保障和就业支出”X3的增长率正相关，2002—2015年间江西省缴费人数Y21年均增长高达14.79%，原因一是农村经济水平提升，消费支出X24年均增长达9.93%，不再“挤出”养老保险缴费，二是财政支出X3按年均20.63%高速增长，以普惠方式覆盖多数城乡居民；与“人均地区生产总值”X4的增长率(11.39%)负相关，可理解为经济快速增长的背景下，缴费能力提升的城乡居民更愿意选择待遇更高的城镇子系统，而非待遇相对较低、自愿加入、普惠式的乡村子系统。

由式(8)看出，乡村子系统“达到领取养老金待遇年龄人数”Y22的增长率与“农村人口数”X20的增长率负相关，2002—2015年间江西省Y22年均增长高达44.56%，2008年为9.9万人，2015年达到457.5万人，但城镇化过程中农村人口数X20年均下降1.98%，由2002年的2 862.81万人逐年递减到2015年的2 208.85万人，反映了乡村子系统人口“空心化”但养老负担日益加重的相逆趋势，过去按城乡户籍身份划分进入城镇、乡村子系统的做法已不符合人口增长、迁移规律，整合、统一两个子系统才是发展目标；与“农村平均每户家庭人口数”X22、“农村平均每人每年消费支出”X24的增长率正相关，2002—2015年间X22年均下降0.51%，说明随着社会进步，家庭平均规模减少，规模越大的家庭经济负担越重，留在乡村子系统依赖政府普惠资助的现实可能性越高，而农村经济条件改善(X24年均增长9.93%)，能够支撑更多的老年人。

2.邹参数稳定性检验结果

由回归结果，两个子系统的影响因素各不相同，前者包括X10、X11、X14、X3、X4等，后者包括X20、X22、X24、X3、X4等，体现了每个子系统的特性。为了推进城乡整合，需要挖掘这些因素对系统整体的稳定性影响。由于养老保险制度改革频繁，难以获得足够的样本把所有的变量纳入。以lnYi1、lnXi0(i=1时表示城镇，i=2时表示农村，意指将两个子系统的数据合为一个序列)、lnX3构成的整体系统为例进行稳定性检验。

由城镇子系统(子系统1)得到：

lnYi1=0.656lnXi0+0.219lnX3-0.397AR(1)

(9)

由乡村子系统(子系统2)得到：

lnYi1=0.524lnXi0+0.44lnX3+0.792AR(1)

(10)

由两个子系统合并后的整体系统得到：

lnYi1=0.533lnXi0+0.405lnX3+0.799AR(1)

(11)

将n1=14，n2=14，SSR1=0.002，SSR2=2.907，SSRr=2.967等参数带入式(4)，得到F=-0.375<查表值F0.05(3，22)=8.65。故接受零假设，由Y1、Xi0、X3组成的系统，城乡子系统保持稳定的结构，这比传统意义上二者存在巨大差异的普遍观点有着更深刻的不同认识。类似地，可选择更多变量组成整体系统，包括式(9)～(11)的一些结果参见表2、表3。限于篇幅，不再赘述。

表2 江西省养老保险制度的邹检验结果(lnYi1为因变量)

注：*表中数据第一行为回归系数，第二行为t值，第三行为P值。为考察参数的稳定性，表2中仅列出了子系统1、子系统2、整体系统三者均显著的结果。表中“NA”表示缺乏此项。

由表2看出，城镇、乡村两个子系统构成的以下整体系统，保持稳定的结构：

1)Yi1、Xi0、X3组成的系统11：制度“缴费人数”Yi1的增长率与“人口数”Xi0的增长率正相关，是由于1997年城镇职工基本养老保险制度改革、2007年《劳动合同法》要求用人单位与劳动者订立劳动合同并为其缴纳部分社会保险费、2009年试点新农保等原因，使覆盖人口数与人口数同向增长；与“一般公共预算支出中社会保障和就业支出”X3的增长率正相关，解释为政府既对城镇子系统承担赤字兜底，亦对乡村子系统给予明确的退休给付，从而对整体系统有显著的激励效应。

2)Yi1、Xi0、X4组成的系统12：制度“缴费人数”Y1i的增长率与“人口数”Xi0的增长率负相关，和系统11相反，说明人口数的影响效应不一致，负相关可解释为，一是过多的人口挤占了有限的可支配收入，缴费加入制度的人数下降，甚至发生原有参保者退保的现象，二是人口数城镇增长而乡村减少，整体效应是波动的；与“人均地区生产总值”X4的增长率正相关，表明无论是城镇还是乡村，良好的经济条件是推动人们加入养老保险制度的基础。

3)Yi1、Xi4、X3组成的系统13：制度“缴费人数”Yi1增长率与“一般公共预算支出中社会保障和就业支出”X3的增长率正相关，和系统11相似；与“平均每人每年消费支出”Xi4的增长率正相关，表明城镇、乡村收入均大幅度增长，消费支出对养老保险制度缴费的挤占效应不显著，这与一般的认识不同。

由此可见，养老保险制度“缴费人数”Yi1与财政支持、经济条件保持稳定正相关，但人口数在不同系统中的影响不一致。

表3 江西省养老保险制度的邹检验结果(lnYi2为因变量)

由表3可见，城镇、乡村两个子系统构成的以下整体系统，保持稳定的结构：

1)Yi2、Xi0、Xi4组成的系统21：“离退休(或达到领取待遇年龄)人数”Yi2的增长率与“人口数”Xi0的增长率负相关，可理解为人口增长挤占了家庭的经济资源，持续缴费满15年留在制度内直到退休的人数的增长率下降；与“平均每人每年消费支出”Xi4的增长率正相关，可理解为过去年份中江西城乡经济显著提升，人们有能力不再通过挤占消费来向制度缴费，获得稳定停留在制度内的资格，所以二者同向增长。

2)Yi2、Xi0、X4组成的系统22：“离退休(或达到领取待遇年龄)人数”Yi2的增长率与“人口数”Xi0的增长率负相关，和系统21一致；与“人均地区生产总值”X4的增长率正相关，说明经济条件是保障养老保险制度进行退休支付的基础。

由此可见，“离退休(或达到领取待遇年龄)人数”Yi2的增长率与人口增长保持稳定负相关，与经济条件、以经济条件支撑的人均消费为稳定正相关。

3.二值Logit模型结果

16.673lnX4

(12)

(z-Statistic) (-2.094) (-1.79) (2.027)

(Prob.) (0.036) (0.073) (0.043)

Log likelihood=-9.752， SSR=3.243，

AIC=0.911， SC=1.054

根据式(12)，养老保险制度整体系统趋向城镇子系统(D=1)的概率与“人口数”Xi0的增长率呈反向关系，原因一是进城农民群体在获得城镇子系统养老保险权益方面存在缺失，2002—2015年间江西省人口年均增长0.6%，城镇年均增长4.32%而农村年均下降1.98%，但由农村人口转移而增加的城镇人口，并未有效纳入城镇子系统，甚至原有覆盖人口由于工作变换或向乡村回流而退出，二是人口增速越快，负担越重，向高缴费高给付的城镇子系统发展的概率越低；与“一般公共预算支出中社会保障和就业支出”X3的增长率负相关，是由于覆盖低收入群体的乡村子系统在开始阶段对政府的依赖程度高，随着人们收入提高，乡村子系统逐步具备以缴费来支付退休金的“造血”功能，对财政依存度越低，自我运行能力越强，向强化缴费与给付关联、竭力摆脱依靠财政解决财务危机的城镇子系统趋近的概率越高；与经济条件“人均地区生产总值”X4的增长率正相关，说明经济基础越好，越有利于缩小城乡差距，农村子系统水平越高，养老保险制度整体上越具备城镇子系统特征，能提供更高的保障水平。

五、结论

通过上述分析，本文得出如下几点结论：

1.多元线性回归表明，养老保险制度“城镇”、“农村”子系统存在显著的差异性。1)就系统的收入而言，城镇子系统“缴费人数”的增长率与促进养老资金来源的指标(“城镇人口”、“一般公共预算支出中社会保障和就业支出”)的增长率正相关；就系统的支出而言，“离退休(或达到领取待遇年龄)人数”的增长率与构成支付基础的指标(“城镇社会就业人数”、“人均地区生产总值”)的增长率正相关，而与对收入进行分流的指标(“城镇人口数”、“城镇平均每人每年消费支出”)的增长率负相关，清晰地体现了城镇子系统的现收现付制特点。2)就系统的收入而言，“农村”子系统“缴费人数”的增长率与“农村平均每人每年消费支出”、“一般公共预算支出中社会保障和就业支出”的增长率正相关，与“人均地区生产总值”的增长率负相关；就系统的支出而言，“达到领取养老金待遇年龄的参保人数”的增长率与表征负担的指标(“农村人口数”)的增长率负相关，但在普惠制度下，与个人负担指标(“农村平均每户家庭人口数”)、个人经济指标(“农村平均每人每年消费支出”)的增长率正相关，体现了“农村”子系统高度依赖财政支持的普惠特征。

2.邹参数稳定性检验表明，“城镇”、“农村”子系统构成的养老保险制度整体系统具有内在的稳定性，“缴费人数”增长率与“人均地区生产总值”、“一般公共预算支出中社会保障和就业支出”的增长率存在稳定的正向关系，但与“人口数”增长率的相关关系不一致；“离退休(或达到领取待遇年龄)人数”增长率与“人均地区生产总值”、“平均每人每年消费支出”的增长率为稳定正相关，与“人口数”增长率保持稳定负相关，这可为政府制定城乡融合的养老等经济社会政策提供重要的依据。

3.由二值Logit模型结果看，就养老保险制度整体系统而言，“人口数”、“一般公共预算支出中社会保障和就业支出”的增长率越高，“农村”子系统待遇低、依附财政支持的特征越明显，趋向城镇子系统的概率越低；而“人均地区生产总值”的增长率越高，即经济条件越好，城镇子系统高缴费高给付的要求越能体现，趋向城镇子系统的概率越高。由此来看，合理控制人口增长率，提升经济水平，培育“农村”子系统的自我运行能力，减轻财政依赖度，促进城乡均衡发展，推动乡村子系统向城镇子系统趋同，是养老保险制度城乡整合、构建一体化的路径。