我国养老金代际再分配的.doc

我国养老金代际再分配的空间效应研究摘要：随着人口老龄化的日益突出，养老 问题已悄然成为引发纵向收入不平等的重要因素考虑到我国实行地区分割的养老保险制度， 统筹层 次偏低，养老金代际再分配效应的地区差异客观存在本文从空间联系的视角，通过基本养老金替代率变化来研究我国养老金代际再分配的空间效应与公平性问题关键词：代际再分配　 养老金替代率　 空间自相关　 空间效应王涛* 本文仅代表作者个人观点，不代表所在单位意见 基金项目：广西研究生教育创新计划项目“中国基本养老保险分配效应研究” （项 目编号YCBZ2015018 ）作者简介：王涛，广西大学商学院博士研究生，现供职于中国人民银行南宁中心支行一、引言养老保险制度作为社会保障体系的重要组成部分，具有调节国民收入分配的功能养老金的代际分配是指发生在相邻两代人乃至多代人之间的经济利益分配，即老年人与年轻人之间的收入再分配从收入分配的流向上看，养老金的代际分配属于纵向收入再分配这种收入再分配形式是在政府主导下，以缴费或征税的方式，将年轻一代的部分收入向老年一代转移，以解决老年人经济来源不足，消除或缓解老年人口贫困，增强其抵御老年风险的能力从宏观层面上讲，政府从维护社会和谐稳定的大局考虑，必须建立一种收入保障机制，以解除老年人的后顾之忧，实现全体社会成员共享经济发展的成果。

从微观层面上讲，养老金的代际再分配是年轻一代对老年一代的赡养当老年人丧失劳动能力、失去经济来源时，年轻人有承担赡养老年人的义务从根本上说，养老金的代际再分配不仅是年轻人履行赡养老年人义务的现实需要，也是国家保障老年人口经济权益、促进社会和谐稳定发展的长远需要二、文献回顾养老金的代际再分配主要发生在非积累制的养老保障制度中，现收现付的养老保险制度通过跨代的收入转移，实现收入的代际分配长期以来，中国一直在实行以现收现付为主的养老保险制度，以劳动者在职期间缴纳的养老保险费加上同期企业缴费及财政补贴所组成的养老保险基金来支付退休者的养老金（郑功成，2012）具体来说，我国政府为了更好地将自我保障与社会互济两方面的优势相结合，采用了以现收现付制为主兼具基金积累制的统账结合模式（郑秉文，2015）目前，包括美国、俄罗斯在内的多数国家都选择现收现付制的养老保险，只有新加坡、智利等少数国家实行基金积累制学者们对于养老金代际再分配的研究由来已久在生命周期理论的基础上，Samuelson（1958）和Diamond（1965）较早提出了世代交叠模型（Overlapping Generations Model，简称OLG），讨论代际间发生的收入分配和财富转移情况。

之后，代际再分配逐渐成为养老保险制度的核心问题之一，而世代交叠则成为养老保险研究领域的基本模型Liebman（2001）采用微观模型和1990-1991年面板数据分析了美国现收现付制养老保险体系的再分配效应结果表明：美国发生在代际和代内的收入转移与贴现率密切相关，当贴现率被用作养老保险的收益率，且低于代内回报率时，代内的再分配效应是累退的；相反，当贴现率高于代内回报率时，养老保险则是累进的Alessandra&Carlo（2008）通过在一般均衡模型中引入异质群体的人力资本投入来分析养老保险的再分配效应研究表明：现收现付制具有较强的代际间、代内收入再分配效应，而基金积累制由于引入了个人账户使再分配作用变小一般而言，人力资本技能高的群体生命周期较长、缴费水平也较高，更倾向于在基金制中获益，低技能群体则容易受损，因此基金制会导致群体间工资和收入差距拉大，产生逆向再分配作用侯慧丽和程杰（2015）分析劳动力市场的调查数据后指出，当前养老金的代际再分配不是中国收入差距的主要矛盾，但随着老龄化的加剧，代际间分配的矛盾将日益凸显；同时，以地区为基础的企业退休人员养老金连续多年增长实际上进一步加大了养老金水平的差距。

考 虑 到 中 国 实 行 地 区 分 割 的 养 老 保 险 制 度 ， 统 筹 层 次 偏 低 ， 养 老 金 代 际 再 分 配 效 应 的 地 区 差 异 客 观 存 在 因 此 ， 在 上 述 研 究的 基 础 上 ， 本 文 以 空 间 联 系 的 视 角 ， 通 过 基 本 养 老 金 替 代 率 变 化 来 研 究 我 国 养 老 金 代 际 再 分 配 的 空 间 效 应 与 公 平 性 问 题 三、研究框架（一）指标的选取养老金替代率是指劳动者退休时领取的养老金水平与退休前工资水平之间的比率它是衡量劳动者退休前后生活保障水平差异的重要指标之一就个人而言，养老金的代际再分配可用养老金的工资替代率来表示，替代率越高，则表明代际分配的额度越大就群体而言，养老金替代率则可用平均替代率表示养老金替代率通常以“某年度新退休人员的平均养老金除以同年度在职职工的平均工资收入”来计算设平均基本养老金替代率为 ，平均基本养老金为 ，城镇在岗职工平均工资为 ，则有：(1)（二）空间相关性检验Tobler（1970）提出了著名的地理学第一定律（First Law of Geography）“邻近的地理单元较之相距遥远的地理单元呈现出更高程度的空间依赖性”。

大量研究表明，区域经济发展在地理空间上是相互影响（依赖）的，即个体间虽然存在差异，但一个区域的经济行为可能对另一个区域带来正或负的外部性影响，从而产生空间效应因此，通过检测某一位置上的变化是否依赖于邻近位置的变化来判断该变化是否存在空间自相关性衡量空间自相关性的常用统计指标包括Moran’I（ Moran，1950）、Geary ’C（Geary，1954）和Getis&Ord’s G（Geary& Ord，1954）等 11、Moran’I指数2)其中，w ij为空间权重矩阵中的（i,j）元素，∑ i=1∑ j=1wij为所有空间权重元素之和， 为样本方差Moran’I指数的取值在-1到1之间，当 I>0时，表示存在空间正相关性；当I<0时，表示存在空间负相关性；I=0表示随机分布，并不存在空间自相关性2、Geary’C指数3)Geary’C指数的取值一般在0到2之间，小于 1表示正相关，大于1表示负相关，而等于1表示不相关3、Getis&Ord’s G指数4)其中，x i＞0，w ij为非标准化空间权重矩阵中的（i,j）元素，w ij=0或1如果样本中高值聚集在一起，则G值较大；如果低值聚集在一起，则G值较小。

三）模型的设定由于非空间回归模型通常会忽视变量间的空间依赖，因此当变量通过了空间自相关检验时，采用空间回归模型将更为1 本文检验空间自相关性均采用全局性统计指标本文选择空间自回归模型（Spatial Autoregressive，简称SAR）进行实证分析首先，考察省际养老金替代率变化的空间联系，即空间效应；其次，考察养老金替代率变化的主要影响因素及其相对弹性y=ρWy+Xβ +ε (5)其中，被解释变量y是n×1维列向量，W是n×n阶空间权重矩阵，ρ度量空间滞后Wy对被解释变量y的影响，也称空间自回归系数；X为解释变量的观测值组成的n×k阶矩阵，随机扰动项ε~N(0,δ 2I)四、实证结果（一）基本养老金替代率的描述统计表1：历年基本养老金替代率的描述统计值年份全国替代率平均值省际替代率标准差省际替代率基尼系数省际替代率泰尔指数2000 71.22% 0.15 0.12 0.022001 63.17% 0.12 0.10 0.022002 63.43% 0.11 0.09 0.012003 57.61% 0.09 0.08 0.012004 53.27% 0.07 0.08 0.012005 50.37% 0.08 0.08 0.012006 50.30% 0.08 0.08 0.012007 48.30% 0.08 0.08 0.012008 47.67% 0.07 0.08 0.012009 46.79% 0.07 0.08 0.012010 45.07% 0.07 0.09 0.012011 44.05% 0.07 0.09 0.012012 43.91% 0.07 0.09 0.012013 43.85% 0.07 0.09 0.012014 44.13% 0.07 0.09 0.01数据来源：国家统计局网站。

图1：基本养老金替代率的空间分布图根据表1，2000-2014年全国基本养老金替代率呈下降趋势，2011年以后基本维持在44%左右的水平依据国际经验，一般认为70%以上的养老金替代率能够使退休人员保持与退休前相当的生活水平；如果养老金替代率低于50%，则退休后的生活水平与退休前相比会有大幅度的下降但从空间维度来看，省际基本养老金替代率的差距有所缩小，2010年以后已较为稳定二）基本养老金替代率的探索性空间分析表2：省际基本养老金替代率的区域划分年份 区域 省（自治区、直辖市）高值区域 新疆、甘肃、河北、河南、山西、山东等2000低值区域 北京、天津、浙江、福建、广东、重庆等高值区域 西藏、甘肃、山东、河北等2005低值区域 北京、天津、上海、重庆等高值区域 青海、甘肃、山东等2010低值区域 北京、天津、成都等高值区域 西藏、青海、河北、河南、山西、山东等2014低值区域 北京、天津、成都、重庆等总体来看，省际基本养老金替代率的分布呈现如表2所示的特征：显然，全国基本养老金代际再分配水平在空间分布上并不均衡，西藏、甘肃、山东等地区长期保持了较高水平的替代率，而北京、天津、重庆等地区的替代率则一直偏低。

此外，图1中颜色较深（代表高值）的区域与颜色较浅（代表低值）的区域还具有空间相连的特征因此，有必要进一步对省际基本养老金替代率进行空间相关性检验三）基本养老金替代率的空间相关性检验养老金替代率的空间相关性检验Moran’I、Geary’ C和Getis&Ord’s G指数的计算均采用一阶相邻权重矩阵根据表3中Moran’I、Geary’C和Getis&Ord’s G的计算结果，除2005、2009、2010、2011年外，其余年份至少有两个空间自相关性指标通过了显著性检验这表明相邻省区的基本养老金替代率具有相似性，在空间分布上并非相互独立所以，下一步将选取变量进行空间效应的实证研究表3：基本养老金替代率的空间相关性检验年份 Moran’I Geary’c Getis&Ord’s G20000.342***(0.001)0.525***(0.000)0.161**(0.015)20010.266***(0.006)0.631***(0.006)0.157(0.101)20020.139(0.110)0.681**(0.021)0.157*(0.063)20030.223**(0.016)0.570***(0.004)0.157**(0.047)20040.183**(0.042)0.623**(0.013)0.155(0.125)20050.131(0.122)0.647**(0.022)0.155(0.125)20060.087(0.253)0.682**(0.048)0.157**(0.037)20070.082(0.270)0.664** (0.042)0.157*(0.053)20080.086(0.258)0.650**(0.026)0.156*(0.085)20090.123(0.144)0.642**(0.015)0.154(0.255)20100.079(0.296)0.737*(0.071)0.155(0.157)20110.091(0.246)0.773 (0.106)0.153(0.377)20120.162*(0.071)0.728**(0.043)0.154 (0.260)20130.216**(0.022)0.703**(0.022)0.154 (0.239)20140.234**(0.0。