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[摘要]90年代初以來，中國致力于建立以公共支柱為主體的多支柱體系，采取社會統籌和個人賬戶相結合的部分積累制；但個人賬戶“空賬”運行的養老保險制度實際為現收現付制（陳建奇，2006）。國際上也認為1999年以后的中國養老保險制度僅有第一支柱（NDC）。[1]要維持現有的養老金支付水平不變，當參保職工人數的增長未能超過同期領取養老金的離退休退職人數的增長時，短期內唯有提高保險覆蓋率，才能實現部分積累制。因而，擴大現有社會保障整體框架和項目覆蓋面（擴面）被認為是我國養老保險制度結構性改革的前提。從分散風險和擴大社會公平角度看，擴面又是改革的重要目標之一。但從目前的國際經驗看，在包括中國在內的許多國家，建立多支柱養老金體系的結構性改革并未能顯著擴大勞動人口覆蓋范圍。（表1）由于NDC同時具備代際和代內再分配功能，引發的政治沖突更為復雜，為改革和擴面帶來了不可忽視的障礙。近年來，雖然國內理論界側重于實現社會公平的政治經濟學研究不乏對制約擴面的非經濟因素尤其是政治因素的分析，但多為制度分析和定性分析。本文嘗試通過建立經濟計量模型和統計性描述，以中國城鎮職工養老保險改革為例，研究政治因素或經濟因素

中的政治成分與養老保險覆蓋面的靜態和動態關系，對相關假設進行實證分析。

[關鍵詞]城鎮養老保險覆蓋率勞動關系非正規就業補償政治公共支出偏好

中圖分類號:D57文獻標識碼：A

[Abstract]:Sinceearly1990s,effortshavebeenmadebyChinatoconstructamulti-pillarinsurancesystemwithpublicpillaratthecore.Thesystemadoptspartial-accumulationmodelcombiningsocialpoolingandindividualaccount.However,theidleindividualaccountindicatesthesystemisinrealityapay-as-you-goone.(ChenJianqi,2006)It’sinternationallyrecognizedthatonlythefirstpillarexistedinChinaevenafter1999.(NDC)[1]Aslongastheincreaseofcoveredworkersdon’texceedthatofpensioners,tomaintaincurrentpaymentlevelandrealizepartial-accumulationsystemwithinshorttimewillmainlyrelyoncoverageexpansion.Inviewofriskdiversificationandsocialjustice,coverageexpansionisalsothegoalofreform.However,accordingtointernationalexperiences(includingchina),thereformhasyettoremarkablyexpanditscoverageoflaborers.(seeChinainchart1).Withitsre-distributioneffectsacrossgenerationsandwith-ingeneration,NDCwillarousecomplicatedpoliticalconflictswhichhavedevelopedtobeassignablefactorshamperingreformandcoverageexpansion.Recently,thoughrelevantstudiesattachingimportancetosocialjusticeinChinahaveanalyzednon-economicalconstraintsofcoverageexpansion,mostofthemareinstitutionalandnon-empirical.Thispapertriestoestablishstaticanddynamicrelationshipbetweenpoliticalfactorsorpoliticalelementsineconomicfactorsandthecoverageofurbanold-ageinsurancesystemthroughmetricalmodelsandstatisticdescriptions,takingChinaasanexample.

[Keywords]:UrbanOld-ageInsuranceCoverage,Laborrelationship,Non-formalEmployment,CompensationPolitics,PublicExpenditurePreference

CLCNumber:D57DocumentCode：A

一、養老保險覆蓋率的定義及統計范圍

世界銀行采用廣義的覆蓋率,即所有參與4種養老保險制度(城鎮基本養老保險UOI,農村養老金保險RP,國家事業單位養老保險SO,國家公務員養老保險CS)的勞動者與全體勞動者的比例,按此統計范圍，2005年我國養老保險的總覆蓋率僅為29.5%.（RobertPalacio,2006）。

本文的研究對象限于UOI。它開始于1991年，為旨在覆蓋城市所有勞動者的社會性養老保障機制，也被ILO（國際勞工組織）認為是中國目前覆蓋面最廣的社會保障項目。ILO分別采用《中國勞動統計年鑒》和《中國統計年鑒》的數據，將參保職工人數與城鎮從業人員數的比例作為2000年的覆蓋率，這個數字為49％；，考慮到UOI還在進行結構性調整，又按照企業的注冊類型分別計算覆蓋率，最高的是國有企業部門，達到80％，最低為非企業部門，僅為16％。（Drouin&Thompson,2006）

本文采用《中國統計年鑒》和《中國勞動統計年鑒》31個省、市、自治區的截面數據計算城鎮就業人群的覆蓋率。這樣做的優點是，國家統計數據能提供與這一人群較為對應的許多宏觀指標，如失業率、平均收入、消費支出結構等；另外，雖然結構性調整仍在進行且各地的速度不一，但制度框架理論上已經把所有城鎮就業人群覆蓋在內，樣本之間具有一定可比性。缺點是，很難做到統計對象的完全對應（比如衡量“流動性”的變量可能高估實際流動人口的比例），這也是造成結構性差異（包括不同所有制覆蓋率、正規/非政府部門覆蓋率等）被忽略的原因；一些統計數據不反映真實情況，如“失業率”一直被認為是被低估的；無法研究教育、年齡、性別等個人特征對覆蓋率的影響；由于直到2005年，城鎮就業人口全覆蓋的政策才得以在全國范圍內得到統一和明確，歷時數據的樣本達不到計量的要求。為了比較改革前后的動態變化過程，本文將四年的截面數據分別回歸，對相同變量的不同影響作了比較分析，并參考描述性統計和國內外文獻研究成果，對驗證結果作合理解釋。

二、養老保險覆蓋率影響因素的文獻綜述

覆蓋率的提高既包含結構性的覆蓋面擴大，又受到已覆蓋人群繳費率的影響。因此，本文將同時考慮阻礙兩者的相關政治經濟因素。

（一）政治經濟因素的一般假設

EstelleJames等（2001）定量分析了影響結構性養老金改革可能性和實質的政治經濟力量，采用了結構性改革的可能性（PROB）和私營部門份額(%PVT)作為被解釋變量，以隱性債務（IPD，按支出60歲以上老齡人口分別計算）、公共支出偏好（政府支出／GDP）、有效政黨數量、國內儲蓄水平和現存積累計劃為解釋變量，對19個國家的樣本進行計量計算，驗證了隱性債務的規模是決定公共支柱保留程度的最主要變量。

RobertHolzmann等（2001）根據智利和阿根廷的調查數據，將擴大養老保險覆蓋范圍的制約因素歸納為五種：即貧困人口情況、自由職業情況、體制交易成本、制度設計問題、制度可信度，并分別采用個人經濟特征、家庭人口和地理特征、個人和家庭的福利特征、以合同的存在以及工作時間段度量的雇用正規度等變量，對上述假設作初步的計量驗證。

劉庸（2006）通過對德國、法國、意大利三國福利制度的比較分析發現，家庭養老制度是影響人們對養老金改革態度的關鍵因素，當家庭養老制度較低時，代際沖突更有可能顯露；他還發現代際分裂對養老金縮減的阻力要遠大于階級沖突對改革的影響。

（二）關于中國的制約因素

鄭功成（2002）認為，地區間發展不平衡，繳費率畸高畸低，惡化競爭環境；分散決策、分割管理導致決策權責模糊，不能保證強力推進；隱性債務顯性化等，都是覆蓋面難于進一步擴大的原因。

姜向群（2005）認為覆蓋面小的原因包括，管理部門執法不夠；在企業轉制、崗位轉換過程中，原來的某些國營和集體企業參保人員流失，中斷繳費和保險關系，以及下崗失業、買斷工齡；由于制度設計不合理、操作困難，難以吸引包括農村、外來勞動力臨時工，非公有制企業職工、城鎮個體工商戶及其雇工、城鎮自由職業者等在內的非正規就業人員加入養老保險；就業壓力使得企業漠視臨時就業人員的社會保障權益；臨時就業人員對政策不理解等。

ILO報告（Drouin&Thompson，2006）則認為，中國各地政府可以自主選擇保險金基礎部分比率使保險政策碎片化嚴重、覆蓋率低；雇主故意拖延城市流動工人的試用期，不簽訂正式合同，就很難被注冊或統計，或者即使簽訂，也忽略保險金項目，同時，雖然原則上養老金可以異地轉移，工人的權益可以積累，但實際操作情況并不明朗，使他們參與保險的積極性不高，因此，實踐中很難把流動勞動者始終覆蓋在養老金保險中。

（三）關于中國的支持因素

中國的社會保障體系已經有了很好的根基，城市社保體系有較完善的制度（Drouin&Thompson，2006）。國民經濟的持續高速增長正使整個國家國民養老保險的承受能力持續增長，鄉村人口參與工業化進程后大規模地走向非農化、城市化，亦為建立普惠式的養老保險制度掃除了城鄉二元社會結構的重大障礙。已經確定的基本養老保險社會統籌部分與個人賬戶部分分賬管理和獨立運行制度，以基本養老保險制度中的社會統籌部分作為建立國民養老保險的制度平臺，逐步將公務員和其他工薪勞動者及自我雇傭者納入這一制度實施范圍，并不存在政策及技術障礙。（鄭功成，2002）

三、被解釋變量及描述性統計［2］

（一）城鎮基本養老保險覆蓋率（COVERAGE）

1991年的國務院改革覆蓋國有和集體企業。雖然文件要求對外商投資企業中方職工、城鎮私營企業職工和個體勞動者，也要逐步建立養老保險制度，但沒有規定細則。（國發33號，1991）

1995年明確了個體工商戶本人、私營企業主等非工薪收入者的繳費比例。（國發6號，1995）

1997年，再次規定基本養老保險制度要逐步擴大到城鎮所有企業及其職工，并涵蓋了企業化管理的事業單位。（國發26號，1997年）

1999年，明確養老保險金的征繳范圍包括國有企業、城鎮集體企業、外商投資企業、城鎮私營企業和其他城鎮企業及其職工，實行企業化管理的事業單位及其職工。（國務院令第259號，1999）

2000年，國務院42號文，指出公務員及參照國家公務員制度管理的事業單位工作人員，現行養老保險制度仍維持不變，全部由財政撥款的事業單位，仍維持現行養老保險制度，由財政部分撥款的事業單位的養老保險辦法，在調查研究的基礎上另行制定。

綜上，2000，2001，2003，2004年的養老金應保范圍包括城鎮國有、集體、私營企業、外資企業、個體工商戶和靈活就業人員的全部，以及機關事業單位的部分人員。

從歷年覆蓋率與制度改革的關系看（表1），制度建立初期，覆蓋率突然上升并穩定增加（1991年）；隨著制度的推進，擴面遇到了阻力（1996年）；改革向統一的、強制性制度構建曲線邁進，覆蓋率從低潮逐步回升（1999年）；擴面進程再次放緩乃至停滯（2000年至2004年）。

四、解釋變量的初步假設

（一）政治因素

1、保險福利合同爭議率（ARGUMENTS）

這是所有解釋變量中政治性成份最高的一個。國際經驗證明，工會是養老金改革政治中關鍵的利益相關者，特別是公共部門的工會，由于勞動力需求彈性小，往往力量更強。因而，許多國家在改革時先將這部分群體排除在外。（James,etc.,1999）目前，中國工會組織行政化、工會經費撥繳制度不合理、工會會員身份混亂等現狀阻礙了不當勞動行為制度的建立，使勞動者還不具有與雇主抗爭的能力。（章群，朱悅蘅，2006）勞動者既無法通過基層集體談判機制解決勞動糾紛，不得不轉向信訪、勞動仲裁和民事法庭等行政和司法途徑。近年的官方統計數據表明，養老保險成為信訪熱點（王劍輝，2006）。養老保險制度改革以來，集體勞動爭議數量顯著增長。（表2）

遺憾的是,雖然大量文獻證明企業拖欠員工養老保險費的爭議為集體勞動爭議中的重要一項,但并不適合本文的計量,因而采用有關保險福利的爭議率,以確定勞動關系中雇員與雇主抗爭的能力..

2、勞動市場環境（UNEMPLOYED）

采用中國統計年鑒城鎮登記失業率作為判斷勞動市場環境的指標。假設失業率越高，制度內雇員相對于雇主的談判力量越弱，加入養老保險制度的可能性越低。

（二）經濟因素的政治含義

1、代際政治

1）制度贍養率(DEPENDENCY)

21世紀以來中國老年人口依賴率（agedependencyrate）不斷增長。有關預測表明，2000-2005年60歲以上人口撫養比相對穩定，而2005-2040年間，人口撫養比將乘以3（鄔滄萍，杜鵬，2003）。雖然目前的研究并不清楚顯性債務對養老金改革的確切影響，一方面，高額的顯性債務使政府迫切需要進行改革以減輕未來的財政負擔，另一方面，高水平的債務可能成為進一步改革的障礙。（James,etc，2001）但有一點是確定的，當制度贍養率比率超過人口贍養率時，養老保險制度將陷入財務困境（WorldBank,1994）。

2000年以來，中國養老保險制度贍養率穩定上升，與老年贍養率的差距逐漸拉大。（圖1）高額隱性債務(IPD)顯性化已經使政府感到了壓力，中國政府自1997年起就致力于建立養老金省級統籌體系，提高個人繳費率，降低企業和靈活就業人員、城鎮個體工商戶的繳費率，并試圖覆蓋私營企業、外資企業，千方百計擴大覆蓋面。正如James&Brooks（2001）指出，高額隱性債務意味著許多領取養老金者和老員工希望獲得舊制度下的高待遇，并且擔心激進的改革可能不再支持兌現這些承諾，縮減養老金支出的改革將遭遇來自他們的政治壓力。管理舊制度的社保機構積累了對大量資金的壟斷處理權，他們可能反對使其喪失權力的改革。這樣一來，短期轉型成本可能大于隱性債務顯性化的那部分，人們會擔心債務的增加使財政進一步惡化。

2）養老金替代率(REPLACEMENT)

制度轉型期,較高的替代率意味著較高的短期轉型成本，從而增加雇員對于政府增加債務的擔憂.同時,員工將面臨無法獲得規定養老金的高風險，從而抵消加入新制度帶來的收益.(Holzmann,2001）

3）收入水平(INCOME)

從經濟選擇看，國際證據表明，正規養老金體制下的覆蓋范圍和一個經濟體的收入水平存在著很高的正相關性。（Holzmann,etc,2001）但收入水平對個人選擇的影響不僅僅是經濟上的。數據表明，中國農業就業者比重越高的地區，人均GDP就越低的傾向也非常顯著，地區差距問題與農村和城市間的差距問題相同。（圖2）因而，中國收入水平越高的地區，城市化、現代化程度也越高。家庭養老隨著城市化、現代化進程的推進而失去了經濟基礎。（姜向群，2005）隨著家庭養老制度的弱化，代際政治沖突將成為影響個人選擇的主要因素。（劉庸，2006）

與該變量相關的其他因素包括：城市化水平高的地區流動性強，降低了人們加入不利于流動社會的正規制度安排的意愿；收入水平高的地區老齡化更迅速，制度依賴率高。

綜上，通過收入水平表現出來的各種非經濟因素極有可能抵消甚至超過經濟因素的正面效應。

2、制度設計

1）雇傭正規度(FORMAL)

1997以來，養老保險制度向私營部門推進，但直到2002年，私營企業養老保險覆蓋率僅為6％，隨著私營經濟規模的擴大，這將大大影響總體覆蓋率的提高。

非正規就業主要指廣泛存在于非正規部門和正規部門中的,有別于傳統典型的就業形式,包括非正規部門里的各種就業門類和正規部門里的非正規就業(胡鞍鋼，楊韻新，2002).本文采用私營企業從業人員和個體就業者的總和與城鎮就業人員數的比例來度量雇傭正規度，但由于近年來，私營企業規模不斷增大，正規部門中的非正規就業人員也大幅上升,加上大量進城農民無法納入統計,該數據是較為粗略和保守的。

該變量從多方面影響制度實施的效果。

從結構看,中國養老保險制度主要在國有和集體企業等正規部門強制推行;

從制度設計看,包括個體勞動者在內的非正規就業人員認為，現有的制度繳費固定，實際上又無法提前提取或者在地區間轉移，不適合他們收入不穩定、流動性強的職業特點；同時，參照企業20%的繳費率（其中僅8%入個人賬戶）被認為是不公平的制度設計。（張超，2006）

從管理看,政府難以監管是非正規部門的定義所內涵的。國際研究表明，非正規部門的規模很可能與不按時向退休賬戶繳費的勞動人口比例之間存在著很高的正相關性。高的雇主與員工繳費比例會在更大程度上驅使雇主采取逃避辦法，即使員工完全認識到改革的未來效用，而很想從參加正規體制中受益．但是繳費的決定也不是他或她能夠做出的。（Holzmann，etc.,2001）

綜合起來，該變量很可能與COVERAGE正相關.

2）勞動者流動性(MIGRANT)

中國養老保險制度設計的碎片化（Drouin&Thompson,1994）使人們無法在流動性日益加強的經濟體中從該制度中得益，甚至有損失的預期，故流動性越大的區域，參保率可能越低。選取該變量的假設前提是，人口流動性高的地區勞動者流動性也高，它的缺陷是將非勞動人口也包含在內，從而與真實數據有偏差。

3、公眾對政府的態度

個人賬戶比例的降低意味著未來的養老金收入更依賴統籌賬戶，某種意義上說更依賴政府的財政狀況。（CaijingMagazine，2005）因此，公眾對政府的預期成為影響改革可能性和速度的重要因素。

1）公共支出偏好(EXPENDITURE)

財政支出比重越高，經濟的市場化程度越低。James等（2001）研究政治經濟因素對結構性養老金改革速度的影響時，假設某些社會支持公共部門對經濟進行更多干預的偏好或政治理念將會降低結構性改革的可能性，并在計量模型中采用了政府的商品和勞務支出占GDP的百分比這一變量。比重越高，結構性改革的障礙越大。

公共支出比例越高，政府規模越大；如果該規模尚未達到滿足公共信任度的最優點，支出比重的增加將減少人們對政府不履行承諾的憂慮；反之，如果政府是低效的，規模的增加將降低公眾對政府的信任度。(孫亞平，2005)此外，如果政府支出結構的公平性也將影響公眾的態度。

因此，該變量與COVERAGE的相關性不確定。

2）準公共品的個人負擔(MEDIEDU)

有關調查顯示，養老、醫療和子女教育位居儲蓄目的前列。（國家統計局《城市家庭財產調查》，2002）因此，以個人支出中醫療和教育的比重間接度量個人對準公共品的分擔意愿。研究表明，政府補貼比例與準公共品支出的個人負擔比例正相關。（魏眾，B.古斯塔夫森，2005）假設這一比例越高，公眾對政府的信任度越高，從而參與養老保險的意愿也越強。

五、初步的計量檢驗：對覆蓋面的OLS分析

（一）多元線性單方程模型

COVERAGE=A1*ARGUMENTS+A2*EXPENDITURE+A3*DEPENDENCY+A4*REPLACEMENT+A5*MEDIEDU+A6*MIGRANT+A7*INCOME+A8*UNEMPLOYED＋A9*FORMAL+C（1）

選取2004年31個省級行政區域的統計數據（《中國2005年統計年鑒》、《中國2005年勞動統計年鑒》）。滿足普通最小二乘法的樣本大小基本要求。但由于解釋變量多且是橫截面數據，有可能出現多重共線性和異方差。進行試模擬，剔除不顯著變量，并進行WHITE異方差檢驗。

EVEIWS的OLS估計結果顯示，方程的總體線性關系顯著，解釋變量的總和解釋了COVERAGE的74%。為判定各個解釋變量對COVERAGE的單獨影響，逐個考察Akaikeinfocriterion或Schwarzcriterion是否因為解釋變量的增多而減少，以及是否通過t值的顯著性檢驗。

經過上述步驟，最后的方程為：

COVERAGE=0.64*DEPENDENCY-0.64*FORMAL-1.19*EXPENDITURE+11.44(2)

（s.e=0.25,t=2.57**）(s.e=0.24,t=-2.59**)(s.e=0.19,t=-6.31*)(s.e.=1.95,t=5.85*)

調整后的R2=0.69

F＝23.35，0.01的水平上顯著

White檢驗值為F＝1.57（p=0.20）,存在異方差的可能性不大。

（*表示顯著性水平為0.01,**表示顯著性水平為0.05，***表示顯著性水平為0.10，以下同）

如表4所示，隨著年份的前推，EXPENDITURE在四個年份的方程中都與COVERAGE呈顯著負相關，但系數不斷減小；FORMAL，DEPENDENCY和ARGUMENTS與COVERAGE或出現相關性，但關系的強弱演變無法用嚴格的多元回歸方程找出；四個解釋變量用其他年份數據模擬，將有助于我們找出一些規律。

選取方程（1）中的變量模擬2000年、2001年、2003年的數據，分別得到以下方程

2003年——

COVERAGE=-0.77*FORMAL-1.03*EXPENDITURE+14.13(3)

(s.e=0.31,t=-2.47**)(s.e=0.16,t=-6.39**)(s.e=2.34,t=6.03*)

調整后的R2＝0.58

2001年——

COVERAGE=0.24*ARGUMENTS-0.83*EXPENDITURE+7.65(4)

——(s.e=0.10,t=2.4**)(s.e=0.18,t=-4.7*)(s.e=0.45,t=17.1*)

調整后的R2=0.50

2000年——

COVERAGE=-0.78*EXPENDITURE+5.5(5)

(s.e=0.23,t=-3.37*)(s.e=0.40,t=13.84*)

調整后的R2=0.26

上述方程均通過white異方差檢驗

六、計量檢驗的初步結論

（一）公共支出偏好

最強大的影響來自地方政府支出占GDP的比重。變量EXPENDITURE與COVERAGE四個年度均呈顯著負相關，相關系數逐年提高，表示政府支出/GDP每增高一個百分點對應下降得更低的保險覆蓋率。這與羅伯特等人的假設相符合，即公共支出偏好越強，結構性改革的阻礙越大。James等（2001）人對拉美各國的研究分析表明，公共部門人群往往在改革的起步階段被排除在外。中國遲遲無法將國家機關、事業單位等公共部門中的人群納入社會養老保險制度，成為又一個例證。

負向關系的另一個可能原因在于，政府規模已經超出了人們對政府的信任度所決定的最佳點。為得出確切的結論，有必要對支出結構作進一步考察。

設RATEINSURANCE=政府社會保障補貼支出/地方政府財政總支出

在EVIEWS中將該變量的31個地區值與對應的COVERAGE線性模擬，不存在線性相關。（圖3）

隨著個人賬戶比例的降低，未來的養老金支付越來越依賴政府的財政。（CaijingMagazine，2005）但地方政府并沒有加大財政補貼投入，而是通過個人賬戶的空帳運行應對現收現付制度下的支付壓力，特別是歷史負擔重的老工業基地（鄭功成，2002）。當前繳費的人們不禁擔心，轉型成本將轉嫁到自己身上，從而加劇了代別政治沖突。

綜上所述，公共部門的阻礙以及人們對政府轉嫁成本的不滿使EXPENDITURE與COVERAGE呈顯著負相關。

（二）非正規就業的擴大

FORMAL與COVERAGE在2004年和2003年都呈現不同水平的顯著負相關性，僅2000年與COVERAGE呈較弱的正相關關系。對于正相關系，可能的解釋是，改革前期，正規經濟部門是強制性養老保險制度的主要推廣對象，因此FORMAL與COVERAGE成正比，從歷年數據看，非正規部門比重增長較快的年份，覆蓋面急速縮小（1995-1999年）或者停滯（2000-2004年）（圖4）；改革后期，老工業基地的歷史負擔只能依靠畸高的繳費率來自我消化（鄭功成，2002），過高的費率加重了企業負擔，降低了保險費收繳率。（姜向群，2005）。

有意思的結果是兩者顯著的負向關系。統計數據中的國有單位包括了國家機關、事業和社會團體，隨著政府規模的迅速擴張（孫亞忠，2005），FORMAL中被排除在改革之外的人群所占比例就越高；隨著私營經濟規模的擴大、就業人數的增多，FORMAL愈加無法顯示真實的雇傭正規度。

另一種解釋是，如前文所述，FORMAL越高的地區，企業承擔的養老金費率越高。雇工/員工繳費比例過高的地區也會導致正規體制的加入比率下降。（Holzmann,etc.，2001）調查顯示，由于中國省市級社會保障部門定期用繳費來支付國有企業的養老金債務，以彌補現收現付制養老體系的赤字，使得逃避繳費的現象四處泛濫。（CSIS&PrudentialFoundation，2004）

（三）制度贍養率的不確定影響

我們看到，DEPENDENCY與COVERAGE存在微弱的負相關性。如果以我們的假設為基礎，即變量顯示了政府通過結構轉型化解顯性債務努力的效果，那么90年代后期以來逐年提高的個人繳費率（從4％上升到8％）以及遼寧省試點中（始于2001年）降低的個人賬戶比例（從11％降到8％），加上養老金保險個人賬戶越來越大的“空賬”規模，使人們開始懷疑并抵制政府把轉型成本強加于自己身上。目前中國政府慷慨的養老金支付以及承諾未來略有上升的養老金收益減弱了高制度贍養率對COVERAGE的負面沖擊；市場化取向的經濟改革帶來個人養老意識的提高可能也加強了正面作用。（伊志宏，2000）

（四）勞動關系中的對抗

2001年，ARGUMENTS與COVERAGE顯著正相關，2003、2004年，相關性逐漸下降。從歷年數據看，有關保險福利合同的勞動爭議率大幅度上升，2004年是2000年的280%（《中國勞動統計年鑒》，2001，2005）這是因為，一方面，老工業基地由計劃體制向市場經濟體制轉型的過程中，國有集體企業和傳統產業職工規模急劇縮小，私營企業、新興產業職工及自由職業者隊伍迅速擴大，加之城鄉之間的勞動力轉移加速，職工內部也形成了多元化利益主體；另一方面，隨著市場化、契約化、法律化為特征的勞動關系的形成，職工參與民主管理的意識都大大增強。（余凡，2006）但從勞動爭議的勝訴率來看，用人單位完全勝訴/勞動者完全勝訴的比例2000年約為1：5.15,2004年僅為1:3.45，某種程度上表明，雇員相對于雇主的談判力量的降低。

現有的制度不利于雇員維護享有保險福利的權利。雖然1994年以來，社會保險法就成為國家的立法重點，但直到2004年才正式納入全國人大立法計劃（人民網，2004），但該法至2007年初仍未能出臺。有學者認為，社會保障制度改革以來的分散決策、分割管理使養老保險主管部門的權力實際上受到其他部門的極大制約，中央政府也受到地方政府的牽制，有關政令不得暢行。（鄭功成，2002）法律的缺位，使實踐中的許多問題無法可依；而各地規章的不盡協調，甚至相互矛盾，缺少必要的銜接，使得社會保險制度既無法保持穩定和連貫，導致法規應有權威的失落。（新京報，2004）

綜上，整體性法律框架建設滯后于養老保險制度改革，使得職工增強的維權意識無法轉化為有效的談判力量，阻礙了覆蓋率的進一步擴大。

七、被剔除變量相關關系的總體考察（表3）

（一）收入水平(INCOME)

INCOME與COVERAGE的偏相關系數約為0.10。前文假設中的非經濟因素(代際沖突等)影響顯著，但并未完全抵消收入效應，即收入水平高的地區，覆蓋率更高一些。

INCOME與正規度FORMAL的系數為-0.38,與流動性MIGRANT的系數為0.52,可見收入高的地區中相當一部分屬于非正規就業或私營企業比重大、就業流動性高的地區，包括北京、福建、青海等。現有的制度設計難以強制要求或吸引這一部分人群加入，也是養老保險收入效應不十分明顯的重要原因。另外，地區間的絕對收入差異并不反映相對收入差異，平均工資低的地區并不意味著該地區更貧困，從而使得變量與COVERAGE的相關系數偏低。

（二）養老金替代率（REPLACEMENT）

REPLACEMENT與COVERAGE的偏相關系數約為-0.22，與收入INCOME的系數為-0.46，與前文的假設相符。收入低的地區企業歷史負擔重，養老保險基金甚至當年收不抵支，個人賬戶空帳化運營，使人們視未來的養老金兌現為高風險，從而逃避繳費。但近年來中央對社會保障的財政支持不斷增加,并規定嚴格做實個人賬戶,使相關系數較小。此外,高替代率對應低流動性，并伴隨著低收入,對于這些相對貧困地區（包括甘肅、青海等）的人來說，傳統的非正規養老保障體制能提供更好的風險管理，從而降低了繳費的意愿。（Holzmann，etc.2001）

（三）準公共品的個人負擔(MEDIEDU)

MEDIEDU與COVERAGE的偏相關系數（CORRELATION）約為0.4，符合我們的假設，即醫療和教育支出中個人支出比例越高的地區政府補貼越高，從而使得人們相信將從地方政府對準公共品（包括養老保險）的補貼中獲益；而中央政府對經濟落后地區養老保險的補貼支出則彌補了地區差異，降低了顯著性水平；最后，改革后的養老保險制度對正規部門是強制性的，不像智利那樣為個人提供制度選擇，也減弱了準公共品的個人負擔對COVERAGE的影響。

MEDIEDU與FORMAL的系數為0.28。可能的解釋是，一般來說，人們對醫療保障的需求更迫切（Holzmann，etc.2001），日益增長的醫療費用使人們更愿意納入正規部門就業，而養老保險與醫療保險通常是同時享有的福利，因此正規部門比重大的地區（也是養老保險最先推進的區域）覆蓋率相對更高，包括黑龍江、遼寧、天津等。

（四）勞動市場環境（UNEMPLOYED）

UNEMPLOYED與COVERAGE的偏相關系數約為0.29，與我們的假設不符。可能的解釋是，首先，統計年鑒中的城鎮登記失業率不包含多進入非正規部門就業的農村勞動力，使得變量值偏高；其次，與FORMAL的相關系數為-0.34，表明登記失業率越高的地區非傳統正規部門（國有、集體企業）的比重越大，根據前文假設，企業的歷史負擔越小，從而對覆蓋率產生正向影響；最后，失業率越高的地區反而收入水平越高（系數為0.52），流動性越低（與MIGRANT的系數為-0.31），也對覆蓋率產生正向影響。

（五）勞動者流動性（MIGRANT）

MIGRANT與COVERAGE的偏相關系數約為0.25，與我們的假設不符。但由于流動性高的地區，收入水平高（與INCOME的相關系數為0.52），收入效應超過了流動性大帶來的負面影響。此外，由于MIGRANT統計的是鄉、鎮、街道層面的人員流動，將高估人口密度高、經濟總量大區域流入流出量，從而使得本文的結論出現偏差。

綜上所述，由于各種原因，上述變量并沒有顯示假設的各種政治因素對覆蓋率的影響。

八、補償政治

特殊群體、地域利益不平衡、勞動關系中的不平等、代際政治沖突以及公眾對政府的信用度是阻礙養老保險擴大覆蓋面和進一步改革的主要因素。通過排除在外的補償、直接的經濟補償、非直接的橫向補償、轉移分配的經濟補償以及政治支持等，以獲得各利益群體的支持。

（一）特殊群體的排除在外、直接經濟補償和橫向補償

將決策權下放到直接相關利益群體的主管部門，以政治補償的方式使機關事業單位養老金改革在最初階段進展相對順利。早在1991年，國務院下發33號文，將機關、事業單位養老保險制度改革的決策權交給人事部。1992年，人事部下發通知，決心建立國家統一的、有利于人員流動的養老保險制度。但實際上，1993年前后的試點卻是由各省政府下發文件開始，以致各地改革步調快慢不一。有的地區，直到2006年的個人繳費比例僅為3%單位繳費比例則超過30%；從內部改革速度來看，財政全額撥款的單位比部分撥款的單位慢，部分撥款的單位比自收自支的事業單位慢。但畢竟，到1997年全國機關事業單位參保人數已達到三分之一。

1997年，人事部向國務院征求全國統一方案的意見。方案中明確要與企業養老保險制度銜接，單位繳費比例不超過20%，個人從4%逐年提升至8%。為了使方案得到利益受損群體的支持，規定了各種補償措施：除基本養老金外，設置退休金貼和過渡性養老金；離休人員不繳納養老保險金并享受國家規定的待遇；明確了國家與單位、個人共擔責任，以政府預算和統籌基金共同保障養老金支付。

但當時，機關事業單位與企業單位的養老金差距并不大，加上養老金制度實際上碎片化的現狀，方案并未通過。決策者不得不先將這部分人群排除在外（國發[2000]42號規定全額撥款的事業單位仍按照現行養老金保險政策），并輔之以直接經濟補償（勞社部發[2001]13號規定公務員進入企業時會得到一筆一次性補償金）。

近年來，企業職工要求縮小與機關事業單位的養老金待遇差距的呼聲越來越大，機關事業單位顯性債務不斷增加，加上勞動市場的流動性加快，決策者面臨的改革壓力日益加大。在直接經濟補償效果有限的情況下，采取橫向的改革措施，以稅收優惠、完全積累制等鼓勵設置企業年金制度（勞社部20號，2004），縮小企業職工與機關事業單位的養老金待遇差距。未來，仍應盡快出臺機關事業單位統一的改革方案，將這部分人群納入覆蓋范圍。

對于個體工商戶和靈活就業人員，改變不公平的制度設計，與企業養老保險制度統一，且明確要求納入正規制度。為了激勵他們加入，采取養老金與繳費年限部分掛鉤的方式，給與直接的經濟補償，并統一各地繳費政策，便于跨省流動時的對接（國發38號,2005）。

未來的改革應給與小型私營企業、個體工商戶和靈活就業人員以費率或稅收優惠，鼓勵其積極納入正規制度的覆蓋范圍（ILO,2006）。

（二）代際政治補償

2005年的養老保險新政策將改革涉及到人群分為三種：“老人”、“中人”和“新人”，分別設計不同的養老金計發方法。（國發38號，2005）對于“老人”，維持原有規定；對于受影響最大的“中人”和“新人”，政府公開承諾職工退休后領取的養老金不會降低。對于“中人”，設置過渡性養老金進行銜接；對于“新人”則在降低個人賬戶比例的同時，將養老金領取與繳費年限部分掛鉤，并承諾要加大財政投入。

（三）勞動關系中的政治支持

1990年以來，企業、政府和工會在全國、大部分省級甚至市、縣級建立了三方協調機制，對涉及勞動關系的重大問題進行溝通和協商（中國青年報，2005）。但有學者認為，我國現有的工會體制不健全，缺乏獨立性，并沒有發展成為能與雇主組織相抗衡的組織體，難以獨立履行切實維護勞動者合法權益的職責。（章群，朱悅蘅，2006）因此，強化基層企業集體協商談判機制，轉變工會組織職能，應成為保障雇員在勞動關系中談判地位的基礎。

當前我國勞動爭議處理機制的不完善，不利于處于弱勢地位的勞動者維護自身的權益，從而成為以政府上訪、突發性事件為表現形式的集體勞動爭議案件大幅度上升的重要的制度原因。為此，要建立獨立的社會調解制度、中立的仲裁裁決制度和專業的訴訟審判制度，為雇員維護自身的權益提供政治支持。

（四）轉移分配補償

養老保險制度的碎片化很大程度上源于各地發展不均衡，反過來卻釀成了制度本身的缺陷。90年代后期，中央決策者逐漸認識到地域差異對養老保險實現再分配功能的不利，開始實行省級統籌、建立省內調劑金制度（國發[1998]28號、勞社部發[1999]3號），希望以此提高老工業基地的養老保險覆蓋率和養老金發放率。但來自富裕地區的改革阻力顯然要比決策者想象中的大得多。直到2001年底，雖然官方的報道稱絕大多數地區實現了省級統籌或調劑金制度，但研究者的數據表明，直到2004年，全國1000多個養老保險基金仍由最低層次的行政機構控制（Drouin&Thompson,2006）一些利益受損地區的繳費率甚至因此大幅度下降。

僅僅依靠省級統籌或省內調劑也無法實現省際或東、中、西部、東北部之間的轉移分配補償，在中國，最高收入省與最低收入省的收入之比高達2.3：1，全國統籌被認為是最理想的方案，但實施起來難度太大。雖然，對于中國政府的最終保障人地位和償付歷史債務的責任，學術界已經形成了共識，目前，中央和地方財政也實際成為各地養老金缺口的融資來源；2000年以來，中央財政每年撥款給國家社保基金，為未來人口老齡化時的養老金支出融資；同時，已有11個省級地區試行個人帳戶做實8%，其中的5%部分中央財政予以75%的補貼，地方政府補貼25%，其余由目前的繳費收入補充；2007年9個省級基金委托給國家社保基金投資運營。這一切都表明，政府實際上償還著部分的歷史債務。但在勞動與社會保障部2006-2010的規劃綱要中仍沒有明確具體的轉移分配制度，人們對未來的政策還無法形成穩定的預期。

九、不足與未來的改進

擴大養老保險覆蓋率面臨的障礙很多，比如各種技術和信息條件等，但政治經濟因素的阻力更難在短期內消除。本文參考了國際國內文獻，初步假設公共部門的利益高地、雇員在勞動關系中的弱勢地位、非正規就業人數的擴大、勞動者流動性增加、制度設計的不合理、代際沖突的加劇、對政府的不信任等因素阻礙了養老保險覆蓋范圍的擴大。采用中國統計年鑒和勞動統計年鑒中城鎮人口的就業、消費、參加基本養老保險的31個地區4個年份的數據，建立了計量模型，對假設進行了檢驗。雖然現有數據還不能驗證所有假設，但大部分檢驗結果還是支持了假設，即政治經濟因素對覆蓋面的擴大起到明顯的作用。

不足之處在于：

——模型中的一個解釋變量往往度量了多個假設因素（如公共支出偏好），仍無法精確衡量各個因素的單獨影響，未來的研究應使用能描述個人特征的專業社保調查數據，以明確各個因素對個人選擇的細微影響。

——本文在運算其他年份的模型時，直接剔除了2004年模型中不顯著的變量，僅保留了公共支出偏好、制度贍養率、保險付率爭議率和雇傭正規度這5個解釋變量。這些模型的解釋度偏低也許與此有關。未來更加嚴格的做法應該是把2004年的試算變量在其他年份中分別運算，并據以剔除。

以下則有待進一步研究：

——雖然中國的國情特殊，但與類似制度結構、經濟發展水平的國家進行比較，將有助于確認或改進本文的假設。

——OLS方法假設各個地區間的改革步調一致、費率差異為零（即隨機誤差項的零均值假定）。但實際上，改革遇到的阻力可能直接通過各地費率政策差異及調整速度表現出來,兩者的關系有待進一步驗證。

——省級統籌主要損害了養老保險基金有結余的次級行政地區；另外，由于統籌后省級政府財政必須承擔責任，但在大多數省份收不抵支的情況下，也缺乏統籌的積極性。（第一財經日報，2005）各個地區的統籌層次與覆蓋率的相關關系需要進一步得到實證支持。

注釋:

[1]第一支柱為在代際、代內再分配的大規模強制性公共或半公共制度。NDC指以名義固定繳費辦法確定待遇。Loise.Fox＆Edward.Palmer,"NewApproachestoMulti－pillarPensionSystems:WhatintheWorldIsGoingOn?",inRobertHolzmannandJosephE.Stiglitz,eds.NewIdeasAboutOldAgeSecurity,Washington:WorldBank,2001

[2]變量的數據來源和計算方式：

城鎮基本養老保險覆蓋率（COVERAGE）=參保職工人數/城鎮就業人員總數

保險福利合同爭議率（ARGUMENTS）=保險福利合同爭議涉及勞動者當事人數/城鎮職工總數

制度贍養率(DEPENDENCY)=年末參保退、離休及退職人員/年末參保職工

雇傭正規度(FORMAL)=[1-（城鎮私營企業就業人員+個體就業人員）/城鎮就業人員]*100%

養老金替代率(REPLACEMENT)=企業人均退休工資/平均工資

收入水平（INCOME）=報告期實際支付的全部職工工資總額/報告期全部職工平均人數（年鑒數據）

勞動者流動性（MIGRANT）=住本調查小區戶口在本鄉、鎮、街道人數/總調查人口。

財政支出偏好（EXPENDITURE）=地方財政支出/當地GDP

準公共品的個人負擔（MEDIEDU）=人均醫療和教育支出/人均總消費支出

勞動市場環境（UNEMPLOYED）＝｛城鎮登記失業人數/（城鎮單位就業人員-使用的農村勞動力-聘用的離退休人員-聘用的港澳臺及外方人員）+不在崗職工+城鎮私營業主+城鎮個體戶主+城鎮私營企業及個體就業人員+城鎮登記失業人數｝*100%

（數據來源：《中國勞動統計年鑒》，《中國統計年鑒》）

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