社會養(yǎng)老保險與中國城鎮(zhèn)居民消費范文

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一、引言

目前，中國的高儲蓄現(xiàn)象已備受人們關(guān)注，很多學(xué)者認(rèn)為中國目前養(yǎng)老保險制度不健全、養(yǎng)老保險覆蓋面小是造成居民高儲蓄的重要原因。他們大多認(rèn)為，“擴大養(yǎng)老保險覆蓋范圍，解決了人們的后顧之憂，居民在工作期間就可以放心消費，從而減少儲蓄”。然而，我國從90年代中期實行“統(tǒng)賬結(jié)合”的養(yǎng)老保險制度起，養(yǎng)老保險覆蓋范圍逐年擴大，截至2006年底，參保的在職職工已達到14130.9萬人，是1990年參保人數(shù)的2.7倍；參保的離休、退休退職人數(shù)已達到4635.4萬人，是1990年的近4.8倍，城鎮(zhèn)居民儲蓄率不但沒有減少，反而卻分別從1990年的15.3%、增加到2006年的26%。可見，近十幾年養(yǎng)老保險覆蓋范圍不斷擴大究竟能否降低居民儲蓄率，還有待于深入研究。因而，評價中國養(yǎng)老保險制度實施對居民消費的影響，在理論和現(xiàn)實上都有著重要的意義。

下面，本文將利用我國各地區(qū)城鎮(zhèn)居民1994~2006年的有關(guān)數(shù)據(jù)建立經(jīng)濟計量模型，就這一問題進行實證研究。

二、文獻回顧

國外學(xué)術(shù)界關(guān)于分析養(yǎng)老保險對儲蓄、消費影響的文獻十分豐富。最早可以追溯到diamond（1965）在經(jīng)濟增長模型中引入社會保險，從此，多年來社會保險對儲蓄和資本積累的影響就成為學(xué)術(shù)界爭論不休的問題。

feldstein(1974)利用美國1930-40/1947-71樣本數(shù)據(jù)估計包含養(yǎng)老保險指標(biāo)的生命周期消費函數(shù)，通過實證，他認(rèn)為社會養(yǎng)老保險可消減個人儲蓄。然而barro(1974)指出，當(dāng)存在代際轉(zhuǎn)移時，社會養(yǎng)老保險對儲蓄沒有影響。較早的關(guān)于研究這些問題的文獻都沒有一致的結(jié)論，例如，feldstein（1982，1996）、barro和macdonald(1979)、leimer和lesnoy(1982)等都提出自己的觀點。cigno和他的合作者（1992）年通過對多個國家的時間序列數(shù)據(jù)實證分析，認(rèn)為在完全基金制的情況下，擴大社會保險覆蓋范圍對儲蓄有顯著正的影響。abel（1985），kotlifoff，shoven和spivak（1987）以及hubbard（1987）等人利用部分均衡模型分析了社會保障制度與預(yù)防性儲蓄的關(guān)系。他們均發(fā)現(xiàn)，提高社會保障水平可以顯著減少預(yù)防性儲蓄，進而降低儲蓄率。

近幾年，研究社會養(yǎng)老保險對儲蓄的影響，國外研究者考慮更多的因素，研究方法也多有創(chuàng)新。

戴維斯（1995）利用生命周期理論研究養(yǎng)老基金對個人生命周期儲蓄的影響。他認(rèn)為由于以下幾個原因，養(yǎng)老保險制度并不會使個人儲蓄減少。第一，由于養(yǎng)老承諾的非流動性和未來收益的不確定性，尤其是在通貨膨脹壓力下，個人儲蓄不會隨著養(yǎng)老金收益的增加而一對一地減少；第二，流動性約束的存在使個人自由借債的能力受限，那么，個人在年輕時就應(yīng)該為年老的消費積累資金，這樣，個人儲蓄就不會因為強制儲蓄而減少；第三，為了追求閑暇，職工可能希望提前退休，這會使他增加工作期的儲蓄；第四，如果從當(dāng)前消費轉(zhuǎn)向未來消費的稅收方面有優(yōu)惠政策，也會為提高個人的總儲蓄而提供激勵。然而，戴維斯在分析12個oecd國家、智利和新加坡的養(yǎng)老金后，并沒有發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老基金對個人儲蓄有規(guī)律性影響。因此，他認(rèn)為，基金制養(yǎng)老金計劃對個人儲蓄的影響要依各個國家經(jīng)濟的具體情況而定。

在《宏觀經(jīng)濟學(xué)》（1998）一書中，奧利維爾?瓊?布蘭查德和斯坦利?費希爾采用戴蒙德的代際交疊模型分析養(yǎng)老保險對儲蓄和資本積累的影響。他們得出以下結(jié)論：在完全基金制下，社會養(yǎng)老保險對儲蓄沒有影響；在現(xiàn)收現(xiàn)付制條件下，社會養(yǎng)老保險貢獻會使私人儲蓄減少。

zhang(1995)分析養(yǎng)老保險對經(jīng)濟增長的影響時，認(rèn)為非基金制條件下的社會養(yǎng)老保險可以通過降低出生率和增加人力資本投資來促進經(jīng)濟增長。但他指出，社會養(yǎng)老保險對儲蓄沒有影響。

ehrlich和zhong（1998）用多國數(shù)據(jù)檢測養(yǎng)老金/gdp這一比率與出生率、儲蓄和經(jīng)濟增長的關(guān)系。他們發(fā)現(xiàn)，社會養(yǎng)老保險對出生率、儲蓄和經(jīng)濟增長有顯著負的影響。

alessandrocigno、lucacasolaro和furioc.rosati（2000）通過建立var模型，用德國數(shù)據(jù)估計社會養(yǎng)老保險對儲蓄和出生率的影響。他們發(fā)現(xiàn)，社會養(yǎng)老保險覆蓋率對家庭儲蓄有正的影響，但對出生率有負的影響。

cigno和werding(2003)基于家庭網(wǎng)絡(luò)原理，認(rèn)為社會養(yǎng)老保險可以增加總儲蓄。

中國國內(nèi)關(guān)于研究社會養(yǎng)老保險對儲蓄影響的文獻還不是很多。朱青（2002）對養(yǎng)老金計劃實行部分積累制的模式進行了經(jīng)濟分析，并研究養(yǎng)老金計劃對家庭儲蓄率的影響。柳清瑞和穆懷中（2003）利用代際交疊模型分析養(yǎng)老保險對儲蓄的影響，他認(rèn)為，“伴隨中國人口老齡化進程的加快和制度贍養(yǎng)率的提高，現(xiàn)收現(xiàn)付制將出現(xiàn)養(yǎng)老金需求增加和供給不足的兩難困境。同時，現(xiàn)收現(xiàn)付制將對家庭儲蓄產(chǎn)生負面影響”。劉俊霞（2003）認(rèn)為在需求不足的條件下，實行現(xiàn)收現(xiàn)付制的養(yǎng)老保險制度，有利于提高邊際消費傾向，從而有利于擴大消費需求。岳遠斌（1997）認(rèn)為養(yǎng)老保險基金的支付，無論從某一個年度，還是從整個生命周期考慮，總表現(xiàn)為社會儲蓄的減少，只有在現(xiàn)收現(xiàn)付制的傳統(tǒng)體制下，才不會對儲蓄產(chǎn)生太大的影響。

三、理論模型

本文的實證分析采用了杜森貝利的相對收入假設(shè)消費理論。他認(rèn)為，一方面，消費者的消費支出不僅受其自身收入的影響，而且也受周圍人的消費行為及收入與消費相互關(guān)系的影響，即消費具有“示范性”或“攀附性”;另一方面，消費者的消費支出不僅受自己目前收入的影響，而且也受自己過去收入和消費水平的影響，即消費又具有“不可逆性”。根據(jù)這一理論假設(shè)，杜森貝利的相對收入假設(shè)消費函數(shù)可近似地簡化為下式：

（3.1）

在該模型中考慮養(yǎng)老保險的影響，本文使用養(yǎng)老保險覆蓋率指標(biāo)，養(yǎng)老保險的實施對人們消費行為的影響可能存在滯后性，故建立模型如下：

（3.2）

其中，c表示消費；y表示收入；fgl表示養(yǎng)老保險覆蓋率。Xl4&il73Yp*x4B''''D0l[本資料來源于貴州學(xué)習(xí)網(wǎng)經(jīng)濟管理保險學(xué)]Xl4&il73Yp*x4B''''D0l

四、實證分析

（一）、數(shù)據(jù)來源。

由于養(yǎng)老保險的相關(guān)數(shù)據(jù)只能收集到1989年到2003年，時間序列數(shù)據(jù)不足。通過近幾年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國勞動和社會保障年鑒》的相關(guān)資料進行整理，可以得到1994~2006年各地區(qū)的城鎮(zhèn)居民人均實際可支配收入、人均實際消費支出數(shù)據(jù)、城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)及參保職工人數(shù)。本文定義養(yǎng)老保險覆蓋率為參保職工人數(shù)與城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)的比值。

（二）、模型設(shè)計

根據(jù)理論分析，建立模型如下：

（4.1）

其中，、分別表示城鎮(zhèn)居民的人均實際消費支出、人均實際可支配收入（以各地區(qū)1993年的城市居民消費價格為100，從人均消費支出和人均可支配收入中剔除物價波動因素）；i表示省或自治區(qū)（西藏除外），t表示年份；表示養(yǎng)老保險覆蓋率。

（三）、模型估計

對于模型4.1，涉及到固定與隨機效應(yīng)的選擇問題。考慮到各個省或自治區(qū)在政策實施、經(jīng)濟進展、及消費行為上有許多不同，本文旨在考慮各自的影響因素對居民消費支出的影響，故不把截面單元看成來自同一總體的一組樣本，故選擇固定效應(yīng)模型。對模型4.1用eviews5.0估計結(jié)果見表4-1：

表4-1：模型（4.1）基于1994—2006年樣本數(shù)據(jù)的擬和結(jié)果

dependentvariable:sjzc?sample(adjusted):19962006

cross-sectionsincluded:30method:pooledleastsquares

variablecoefficientstd.errort-statisticprob.

c206.785432.037996.4543810.0000

sjsr?0.4770650.02527918.872200.0000

fgl?(-2)237.931359.028374.0307960.0001

sjzc?(-1)0.3073890.0409867.4998610.0000

fixedeffects(cross)

beijin--c258.0200

tianjin--c24.37011

hebei--c-121.7037

shanxi--c-112.2286

neimenggu--c-76.06340

liaoning--c32.22301

jilin--c4.572188

heilongjiang--c-109.0851

shanghai--c69.67936

jiangsu--c-130.9523

zhejiang--c73.10777

anhui--c-49.16519

fujian--c-7.967918

jiangxi--c-200.9693

shandong--c-153.0759

henan--c-159.7379

hubei--c25.39022

hunan--c58.26863

guangdong--c288.8604

guangxi--c-7.368855

hainan--c-80.54226

chongqin--c292.2889

sichuan--c53.43304

guizhou--c-27.22416

yunnan--c40.11709

shannxi--c103.2125

gansu--c33.62868

qinghai--c-30.13145

ningxia--c48.95082

xinjiang--c-60.19158

effectsspecification：cross-sectionfixed(dummyvariables)

r-squared0.995020f-statistic1835.850

adjustedr-squared0.994478prob(f-statistic)0.000000

注：shannxi表示陜西；shxnxi表示山西

調(diào)整后的達到0.9945；參數(shù)都顯著不為零。可見，養(yǎng)老保險的實施對人們的消費行為起到促進作用，養(yǎng)老保險覆蓋率每增加一個百分點，兩年后人均實際消費支出增加238元。為了檢驗?zāi)Ｐ偷暮侠硇裕疚膹囊韵聝蓚€角度進行檢驗：1殘差的平穩(wěn)性；2模型階段性的適應(yīng)性。

（四）模型合理性檢驗

1、殘差平穩(wěn)性檢驗

最早使用面板數(shù)據(jù)進行單位根檢驗的是bhargava等（bhargavaetal,1982）。他們利用修正的dw統(tǒng)計量提出了一種可以檢驗固定效應(yīng)動態(tài)模型的殘差是否為隨機游走的方法。abuaf和jorion（1990）基于sur回歸(seeminglyunrelatedregression)模型，采用gls估計方法提出了面板單位根檢驗方法——sur-df檢驗。levinandlin(1993)建立的llc法也是對面板數(shù)據(jù)進行單位根檢驗的早期版本。im、pesaran和shin在1997年建立了ips法，但breitung（1999）發(fā)現(xiàn)ips法對限定性趨勢的設(shè)定極為敏感。maddalaandwu(1999)建立了mw法。2003年im、pesaran和shin在考慮異方差和殘差自相關(guān)后，建立了面板數(shù)據(jù)單位根檢驗的w檢驗。為了避免單一方法可能存在的缺陷，本文選擇用levin,lin和chu檢驗、im,pesaranandshinw-stat檢驗、adf-fisherchi-square檢驗和pp-fisherchi-square檢驗(maddalaandwu(1999)和choi(2001))。這些方法出發(fā)點很類似，都考慮paneldata如下的ar（1）處理過程：

（4.2）

表示外生變量，包括固定影響及各自的趨勢。表示自相關(guān)系數(shù)。假定獨立同分布。如果，，則認(rèn)為是平穩(wěn)的；如果，，則認(rèn)為包含一個單位根。為了檢測，通常對有兩個假定：一是=對于所有的i，levin,lin和chu檢驗方法就包含這個假定；二是允許隨i的不同而變化，im,pesaran和shin(2003),fisher-adf和fisher-pptests檢驗方法包含這個假設(shè)。

用eviews5.0檢驗?zāi)Ｐ蜌埐钏綌?shù)據(jù)單位根存在情況，在檢驗時選取具有固定效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)模型，結(jié)果見表4-2，可見殘差是平穩(wěn)的。

表4-2：殘差平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

cross-

methodstatisticprob.**sectionsobs

null:unitroot(assumescommonunitrootprocess)

levin,lin&chut*-10.01010.000030295

breitungt-stat-4.629390.000030265

null:unitroot(assumesindividualunitrootprocess)

im,pesaranandshinw-stat-5.806380.000030295

adf-fisherchi-square134.0580.000030295

2、模型的階段性適應(yīng)性檢驗

考慮面板數(shù)據(jù)模型對數(shù)據(jù)比較敏感，考慮到合理的模型對樣本內(nèi)的階段性數(shù)據(jù)也應(yīng)該有一定的適應(yīng)性。由于在2000年，國務(wù)院出臺了《關(guān)于完善城鎮(zhèn)社會保障體系的試點方案》，提出了進一步完善社會保障體系的基本原則、目標(biāo)任務(wù)，確定了進一步調(diào)整和完善我國養(yǎng)老保險制度的主要政策，故以2000年為間斷點，分別以1994~2000、2000~2006為樣本擬和模型結(jié)果如下：

表4-3：模型（4.1）基于1994—2000年樣本數(shù)據(jù)的擬和結(jié)果

dependentvariable:sjzc?sample(adjusted):19962000

method:pooledleastsquarescross-sectionsincluded:30

variablecoefficientstd.errort-statisticprob.

c145.540584.112921.7302990.0863

sjsr?0.5797030.03507216.528980.0000

fgl?(-2)292.2467127.20742.2974030.0234

sjzc?(-1)0.1872210.0672792.7827410.0063

fixedeffects(cross)

beijin--c194.6629

tianjin--c-67.36612

hebei--c-113.7160

shanxi--c-42.34672

neimenggu--c-152.1187

liaoning--c-18.23536

jilin--c-7.334862

heilongjiang--c-91.12028

shanghai--c29.50539

jiangsu--c-81.55497

zhejiang--c59.36932

anhui--c-44.54383

fujian--c40.25343

jiangxi--c-170.0938

shandong--c-90.54050

henan--c-61.56922

hubei--c60.57644

hunan--c71.32459

guangdong--c266.7200

guangxi--c117.4767

hainan--c-133.5591

chongqin--c300.0115

sichuan--c52.16358

guizhou--c32.38790

yunnan--c75.32675

shannxi--c40.96239

gansu--c-2.537140

qinghai--c1.434211

ningxia--c19.44210

xinjiang--c-104.9737

effectsspecification：cross-sectionfixed(dummyvariables)

r-squared0.994404f-statistic633.0670

adjustedr-squared0.992833prob(f-statistic)0.000000

表4-4：模型（4.1）基于2000—2006年樣本數(shù)據(jù)的擬和結(jié)果

dependentvariable:sjzc?sample:20002006

method:pooledleastsquarescross-sectionsincluded:30

variablecoefficientstd.errort-statisticprob.

c337.337460.330065.5915320.0000

sjsr?0.5562310.03554515.648550.0000

fgl?(-2)171.359988.297121.9407190.0539

sjzc?(-1)0.1734440.0564273.0737480.0024

fixedeffects(cross)

beijin--c334.1456

tianjin--c67.76995

hebei--c-153.9622

shanxi--c-178.6641

neimenggu--c-62.23352

liaoning--c80.42176

jilin--c18.66479

heilongjiang--c-142.6986

shanghai--c102.6244

jiangsu--c-189.8810

zhejiang--c76.18871

anhui--c-68.51849

fujian--c-82.69486

jiangxi--c-290.2331

shandong--c-221.1987

henan--c-250.6841

hubei--c31.67648

hunan--c87.74826

guangdong--c407.4439

guangxi--c-71.42074

hainan--c-65.65503

chongqin--c329.7631

sichuan--c76.00520

guizhou--c-68.37576

yunnan--c29.75507

shannxi--c151.9292

gansu--c65.71205

qinghai--c-56.22428

ningxia--c88.13489

xinjiang--c-45.53898

effectsspecification：cross-sectionfixed(dummyvariables)

r-squared0.995132f-statistic1130.692

adjustedr-squared0.994252prob(f-statistic)0.000000

從表4-3、4-4可見模型有很好的適應(yīng)性，但也從看出一些問題：養(yǎng)老保險覆蓋范圍的擴大對消費的促進作用逐漸降低。

五、小結(jié)和意見

通過面板數(shù)據(jù)實證分析，認(rèn)為養(yǎng)老保險的實施解決了人們的后顧之憂，居民在工作期間就可以放心消費，從而減少儲蓄，但養(yǎng)老保險覆蓋范圍的擴大對消費的促進作用逐漸降低。這可能是由于目前的養(yǎng)老保險覆蓋范圍依然不能達到應(yīng)保盡保，見表5-1，這使得養(yǎng)老儲蓄依然是很重要的儲蓄動機；另外，養(yǎng)老保險金空賬問題日益嚴(yán)重造成的（見表5-2），也可能加劇了人們對未來預(yù)期的不確定性。因而，作建議如下：

一方面，在“社會統(tǒng)籌”向“統(tǒng)賬結(jié)合”的過渡階段，政府應(yīng)加大投資，包括對養(yǎng)老金支付的補貼和對個人繳納養(yǎng)老費的補貼。確保“統(tǒng)賬結(jié)合”政策實施前參加養(yǎng)老保險且已經(jīng)離退休人員養(yǎng)老金按時發(fā)放，確保政策實施后的個人賬戶資金不被挪用。

另一方面，進一步擴大養(yǎng)老保險覆蓋范圍，將養(yǎng)老保險覆蓋面擴展到經(jīng)濟效益較好的私營、個體和外資企業(yè)。確保養(yǎng)老保險資金更多的來源渠道。

表5-1：中國歷年城鎮(zhèn)在職職工養(yǎng)老保險覆蓋率

時間城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)（萬人）參保在職職工人數(shù)（萬人）覆蓋率（%）

19905200.7011704130.51876

19915653.71746532.3716

19927774.71786143.52892

19938008.21826243.85171

19948494.141865345.53766

19958737.7931904045.89177

19968758.41992243.96346

19978670.92078141.72513

19988475.82161639.21077

19999501.82241242.39604

200010447.52315145.12763

200110801.892394045.12066

200211128.82478044.91041

200311646.52563945.42494

200412250.32647646.26945

200513120.42733148.00556

200614130.92831049.91487

注：城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)、參保在職職工人數(shù)數(shù)據(jù)來源《中國統(tǒng)計年鑒2007》，中國統(tǒng)計出版社，2007年

表5-2：養(yǎng)老金“空賬”金額

時間1997199819992000200320052006

養(yǎng)老金“空賬”（多億）14045010002000470080009000

注：1997～2003數(shù)據(jù)來源“中央對養(yǎng)老金缺口的大規(guī)模補貼無法持續(xù)”，安邦研究簡報，2005年8月2日；2005年數(shù)據(jù)來源于：“8000億養(yǎng)老金空賬如何補”，《中國經(jīng)濟周刊》，2006年11月27日；2006年數(shù)據(jù)來源于：“至06年底全國養(yǎng)老金空賬逾9000億元”