中國城鎮居民養老保險對消費行為的影響研究

摘 要：現階段我國面臨人口老齡化加劇和內需疲軟難題，研究城鎮居民養老保險對消費的影響，有利于為我國建立擴大消費需求長效機制提供理論支撐和政策建議。文章通過使用1980-2010年中國城鎮居民人均消費性支出、人均可支配收入、人均儲蓄和人均養老保險支出等數據，基于Feldstein生命周期假說模型，實證分析中國城鎮居民養老保險對消費行為的影響效應。分析結果表明，中國城鎮居民人均養老保險支出每增加1%，消費就會增加0.5%，說明城鎮居民養老保險對消費有較大的推動作用，另外增加居民的人均可支配收入，也可以擴大消費。

關鍵字：城鎮居民；養老保險；消費行為

中圖分類號：F840.612 文獻標識碼：A 文章編號：1004-1494（2013）02-0053-05

一、研究背景

黨的十八大報告指出，我們要加快建立擴大消費需求長效機制，釋放居民消費潛力，改善需求結構，依靠消費需求拉動中國經濟發展。現階段，中國城鎮居民消費疲軟，人們更傾向于把錢儲蓄起來，而不是用來消費。完善養老保險制度，增加城鎮居民養老保險收入，可以為城鎮居民消費提供堅強有力的后盾，很大程度上可以免除人們養老的后顧之憂，促進居民消費。

國外學者關于養老保險對居民消費和儲蓄的研究由來已久。1974年，美國學者Feldstein 在《Journal of Political Economy》雜志上，發表了題為《Induced Retirement and Aggregate Capital Accumulation》的論文，開辟了現收現付制養老保險分析的新領域，對其后各國學者們研究養老保險有很大的影響。Feldstein首次把養老保險財富作為內生變量加入到傳統生命周期模型中，估算現收現付制養老保險對居民消費的影響。Feldstein研究結果指出，養老保險對居民消費會產生兩種作用相反的效應：一是“資產替代效應”，即人們在退休時可以獲得養老金，因此人們可以不必在退休前拼命地為老年生活賺錢儲蓄，而可以拿出多一點錢用于消費，從這一點上說養老保險減少了個人儲蓄，增加了消費；二是“引致退休效應”，即養老保險制度的存在誘使人們選擇提前退休，從而導致退休后生存時間延長，人們需要在退休之前積累更多的儲蓄，因此養老保險會減少消費，增加儲蓄。Feldstein認為，養老保險對居民消費的凈效應取決于“資產替代效應”與“引致退休效應”的相對強度[1]。

我國學者關于養老保險對消費的影響研究大多數是定性方面，定量分析比較少。在定量分析方面，使用的分析方法大多沒有考慮到時間序列數據存在非平穩性，進而分析結論可能存在一定的“偽回歸”問題。基于中國養老保險情況，相比于農村，城鎮居民的養老保險體系較為完善，因此本文研究養老保險對消費行為的影響是以城鎮居民為樣本的。運用Feldstein生命周期假說模型，使用多元回歸和協整分析方法，建立協整模型和誤差修正模型，從長期和短期兩個方面就我國城鎮居民養老保險對消費行為的影響進行實證分析。

二、建立模型與計量分析

（一）變量定義及數據來源

Feldstein生命周期假說理論認為，居民收入、儲蓄和養老保險金與居民消費密切相關。因此建立模型如下：

Ct=α + β YDt + γ1Wt-1γ2SSWt（1）

其中Ct是t期的消費支出，YDt是t期的可支配收入，Wt-1是上一年末的儲蓄，SSWt是政府養老保險支出。

鑒于我國數據情況，為了保證數據的準確性和完整性，本文將Wt-1換成Wt，采用1980-2010年的時間序列數據，t表示各個年份。變量Consumet、YDt、Wt、分別使用的是1980-2010年的中國城鎮居民人均消費性支出、人均可支配收入、人均儲蓄和人均養老保險支出數據。SSWt是城鎮基本養老保險基金支出除以年末參加城鎮基本養老保險人數，數據來自《中國勞動與社會保障統計年鑒》，Consumet和YDt數據來自各年的《中國統計年鑒》，Wt數據來源于《中國農村金融統計年鑒》。

（二）模型建立

運用Feldstein的生命周期假說模型進行分析。模型如下：

Consumet=α + β YDt+γ1Wt + γ2SSWt+μt（2）

因為大部分時間序列都有一個隨機的趨勢，因此大部分時間序列是“非平穩”時間序列。如果我們采用“非平穩”的時間序列進行分析，那么將會出現“偽回歸”的現象，由此得出的結論很可能是錯誤的。為了保證分析的準確性，要求時間序列是“平穩”的。因此在對時間序列作協整分析時，首先要對時間序列做平穩性檢驗，我們采用的方法是對時間序列進行單位根檢驗[2]。

（三）變量的單位根檢驗

通過觀察變量Consumet、YDt、Wt、SSWt的直線變化圖，可知這四個變量都是有趨勢項和截距項的。對這四個變量進行平穩性檢驗，采用的是ADF單位根檢驗法。經過檢驗，可知Consumet、YDt、Wt、SSWt都是二階單整序列。

因為變量Consumet、YDt、Wt、SSWt是時間序列，因此對它們取對數，消除異方差。取對數之后，再進行平穩性檢驗，采用的還是ADF單位根檢驗方法。由檢驗可知，變量取對數之后已經變成一階單整的變量，即lnConsumet、lnYDt、lnWt、lnSSWt均是I（1）序列。

（四）協整分析

雖然一些經濟變量的本身是非平穩序列，但是，它們的線性組合卻有可能是平穩序列。這種平穩的線性組合被稱為協整方程。由于本模型的變量較多，因此我們選用擴展的E-G兩步法來進行協整分析。由上述單位根檢驗得知，lnConsumet、lnYDt、lnWt、lnSSWt這四個變量都是一階單整的，而且他們的變化趨勢都相同。因此判斷它們之間可能存在長期穩定關系，即協整關系。下面對lnConsumet、lnYDt、lnWt、lnSSWt這四個變量做協整分析。首先設lnConsumet為被解釋變量，lnYDt、lnWt、lnSSWt為解釋變量，對它們進行普通最小二乘法回歸。用Eviews6.0估計的方程結果如下：

lnConsumet = 0.46+0.83lnYDt-0.18lnWt+0.12lnSSWt+[μt][^]（3）

（1.24）（7.52） （-2.77）（2.12）

R2=0.996 DW=0.42

從回歸結果來看，方程的擬合優度令人滿意，但是DW值太小，考慮方程可能存在序列自相關性，因此對方程（3）做序列自相關性檢查，我們采用的是Ljung-Box Q統計量檢驗方法，對方程殘差進行自相關檢驗。

檢驗結果表明，殘差序列存在一階序列自相關。我們采用AR（1）模型來修正方程（3）的序列自相關性，估計的方程結果如下：

lnConsumet = 5.49+0.76lnYDt-0.15lnWt+0.50lnSSWt+[μt][^]（4）

（2.27）（3.58）（-1.24）（2.23）

[μt][^] = 0.97[μt-1][^]（5）

（7.34）

R2=0.998 DW=1.85

再對新的殘差序列進行LM檢驗（p=2），最終得到的檢驗結果如圖1：

圖1 修正方程后的序列自相關檢驗結果

檢驗結果不能拒絕原假設，即修正后的方程（4）的殘差序列不存在序列相關性。因此，用AR（1）模型修正后的回歸方程的估計結果是有效的。此外方程（4）的擬合優度很高，回歸系數也都很顯著。

對上式的殘差進行單位根檢驗，經嘗試，選擇不包括截距項、趨勢項和差分滯后項的檢驗模型，由SIC信息準則確定滯后階數為2，其結果如圖2：

圖2 對殘差[μt][^]的單位根檢驗結果

根據MacKinnon（1991）試驗得出的多變量協整檢驗ADF臨界值，當變量數為4，樣本容量接近50時，5%顯著性水平下，ADF臨界值為-4.32>t=-8.91，說明殘差序列μt 在10%的顯著水平下拒絕原假設，接受不存在單位根的結論，因此可以確定殘差序列是平穩序列。上述結果表明lnConsumet、lnYDt、lnWt、lnSSWt之間存在協整關系。

分析結果顯示，從長期來看，我國城鎮居民的人均消費支出與人均可支配收入、儲蓄、養老保險支出存在均衡關系。其中城鎮居民人均養老保險支出的長期彈性是0.50，說明人均養老保險支出每增加1%，人均消費性支出就會增加0.50%，這表明養老保險支出對于居民的消費支出有較大的推動作用。要拉動城鎮居民的長期消費，就要穩定居民收入，降低居民對未來的不確定性的心理預期，而養老保險可以減少居民對未來不確定性的儲蓄，降低居民對未來的不安全預期，起到社會“穩定器”的作用。因此，政府可以通過增加居民的養老金收入來推動消費增長，從而達到擴大內需的目的。

從協整回歸模型中可以看出，城鎮居民的可支配收入的長期彈性是0.76，說明人均可支配收入每增加1%，人均消費性支出就會增加0.76%，即城鎮居民的可支配收入增加會顯著的推動消費性支出增加，促進城鎮居民消費。

（五）建立誤差修正模型

通過上述研究得知，我國城鎮居民人均消費性支出與人均儲蓄、人均養老保險支出、人均可支配收入之間存在長期均衡的關系，但是根據“格蘭杰表述定理”，在長期內存在穩定關系的變量，可能在短期內是不均衡的，因此我們用誤差修正模型（ECM，Error Correction Model）來分析短期內，城鎮居民人均消費性支出與人均養老保險支出存在什么樣的關系。

通過上述協整方程，得到殘差序列[μt][^]。令誤差修正項ecmt=[μt][^]，建立下面的誤差修正模型：

△lnConsumet=β0+β1△lnYDt+β2△lnWt+β3△lnSSWt+β4ecmt-1+εt（6）

用Eviews6.0估計得出的結果是：

△lnConsumet=141.35+0.45△lnYDt-0.04△lnWt+0.43△lnSSWt-0.27ecmt-1+εt（7）

（3.79） （2.99） （-2.53） （1.87） （-1.45）

R2=0.78 DW=2.08

從上述式子可以看出，城鎮居民的人均消費性支出對人均可支配收入、人均養老保險支出有正向影響，對人均儲蓄有反向影響，符合經濟意義。在這個誤差修正模型中，差分項反映了短期波動的影響。城鎮居民人均消費支出的短期變動的影響可以分為兩個部分：一部分是對短期人均可支配收入、人均養老保險支出和人均儲蓄波動的影響；居民人均消費支出對人均可支配收入的短期彈性是0.45，對人均儲蓄的短期彈性是-0.04，對人均養老保險支出的短期彈性是0.43，說明人均可支配收入增加1%，人均消費性支出增加0.45%；人均儲蓄增加1%，人均消費性支出下降0.04%；人均養老保險支出增加1%，則人均消費支出增加0.43%。可以看出，城鎮居民的人均可支配收入和養老保險支出對消費的短期影響是顯著的，但是儲蓄對消費的影響比較弱。

另一部分是誤差修正項的系數大小反映了對偏離長期均衡的調整力度。從系數估計值（-0.27）來看，當短期波動偏離長期均衡時，將以（-0.27）的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。

從上述式子可以看出，我國城鎮居民人均消費性支出與人均可支配收入的長期彈性（0.76）大于短期彈性（0.45），人均儲蓄的長期彈性的絕對值（0.15）大于短期彈性絕對值（0.04），人均養老保險支出的長期彈性（0.50）大于短期彈性（0.43），這說明我國城鎮居民的消費性支出變化對于可支配收入變化、儲蓄變化、養老保險支出變化的反映在短期內是相對遲緩的，城鎮居民的消費偏向于保守，大部分人偏愛把錢儲蓄起來，導致消費疲軟。

三、結論與政策建議

通過對中國城鎮居民養老保險與消費行為的實證分析，得出結論：我國城鎮居民的人均消費性支出與人均可支配收入、人均儲蓄、人均養老保險支出無論在短期還是長期內，都存在穩定的均衡關系。從長期來看，人均養老保險支出每增加1%，人均消費性支出就會增加0.50%。從短期來看，人均養老保險支出增加1%，則人均消費支出增加0.43%。當短期波動偏離長期均衡時，將以（-0.27）的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。說明人均養老保險支出對人均消費性支出具有顯著的推動作用，因此政府應該提高養老保險在財政支出中的比例，增加城鎮居民養老保險收入，減少人們對養老的預防性儲蓄，轉而增加消費。

另外，我國城鎮居民的人均養老保險支出的長期彈性（0.50）大于短期彈性（0.43），說明城鎮居民的消費性支出變化對于養老保險支出變化的反映在短期內是相對遲緩的，消費偏向于保守，人們更偏愛儲蓄，造成消費疲軟。模型還反映了城鎮居民的人均可支配收入對人均消費性支出也有較大的推動作用。

我們將最后得出的模型結果與Feldstein（1974）的結論作對比，發現中國的養老保險對消費也具有資產替代效應。中國人防患于未然的習慣使得儲蓄防老的意識增強，提高養老保險金，在一定程度上能夠消減居民儲蓄養老的意愿，減少預防性儲蓄，增加日常消費。

鑒于以上結論，本文認為，中國城鎮居民的養老保險存在資產替代效應。增加城鎮居民養老保險金，相當于增加居民的私人財產，會減少人們為養老而進行的儲蓄，更多地把錢用于消費，從而刺激我國內需增長。因此，本文根據結論，提出政策建議：

（一）加大財政投入，壓縮過度投資

現階段，我國各類財政支出中，用于地方建設和行政費用的開支較多，導致有些地方出現過度投資，經濟過熱，造成國有資產浪費。這些在一定程度上擠占了養老保險的補貼資金，導致財政資金對養老保障的補貼水平較低，而且我國養老保險面臨嚴重的“空賬”問題，各地政府財政債務負擔重。應該加大養老保險支出在政府財政支出中的比例，壓縮過度投資及減緩事業費過快增長的勢頭，將節省下來的資金用于養老保障補貼。同時加快養老保險金全國統籌，做到統計規范，收支平衡，建立養老保險資金核算體系，嚴格養老保險資金的收支管理。在彌補“空賬”時期，如果年度資金有節余，應該設立養老保險資金儲備專戶，以備后期調劑余缺。如果年度資金不足，財政應采取相應的措施予以彌補。

（二）做實個人賬戶，解決“空賬”難題

養老金“空賬”是我國養老保險制度轉軌所造成的成本，不可避免。我國是世界上老齡化最嚴重的國家之一，老齡化的逼近使得我國養老保險金缺口將會越來越大。全國社會保障基金理事會理事長戴相龍表示，目前中國城鎮職工養老保險的社會統籌賬戶收不抵支，占用了個人賬戶的資金，形成了養老金收支缺口。實際上全國許多個人賬戶在空賬運行，個人賬戶和統籌賬戶的資金全部參與了收支核算，個人賬戶資金參與了社會統籌支付，也就是將未來的養老金填補了目前統籌資金的“缺口”[3]。由于國家正努力實現養老保障全覆蓋，全覆蓋的實現會進一步增加地方財政的壓力，因此迫切需要做實個人賬戶，解決“空賬”難題。本文認為做實個人賬戶就是要籌錢，把籌到的錢填入個人賬戶，把“空賬”變成“實賬”，這就需要拓寬養老金的投融資渠道。具體可以通過提高國有企業利潤貢獻力度，將紅利上繳，或者發國債融資，還可以將養老保險金交給有能力的金融機構管理，確保在保值的基礎上增加收益，實現“錢生錢”。

（三）統一養老制度，實現公平正義

目前我國的養老保險制度不統一，集中表現在養老保險基金的繳費率與支付標準不統一。養老保險金支付標準基本采用按職工退休前一個月工資的一定比例計發辦法，但計發比例各地相差較大。這種制度的不統一產生了一些不良后果。一是養老保險制度不統一，使勞動者繳納的保費不統一，給勞動力流動帶來困難，不利于人力資源在不同地區間、不同行業間的有效配置，對勞動者來說有失公平。二是養老保險制度不統一，使人們對養老保險制度缺乏可信度，影響養老保險事業的順利進行。三是由于不同地區間的養老保險繳費率不統一，造成同一行業的企業生產成本不同，影響企業競爭能力，形成了不公平的市場競爭。因此國家應該統一養老保險制度，即可以統一養老保險金的計發辦法、養老保險基金的繳費率等。可以成立一個專門的機構來管理養老保險金，對養老保險事業實行統一領導和管理，負責辦理養老保險基金的各項業務，包括基金征收、支付、營運以及編制預決算等。這樣能夠避免多頭管理形成的機構重疊、業務交叉、操作成本高的不良現象，也能夠避免養老金分散管理、調劑性差的缺陷。

（四）減輕企業負擔，增強市場活力

減輕企業養老保險負擔。國家實行基本養老保險、補充養老保險和個人儲蓄性養老保險相結合的多層次養老保險制度。對各地區、各行業每年養老保險金結余部分按一定比例進行統籌，建立公積金，在地區與地區之間進行調劑使用，充分發揮養老保險調劑性強的特點。防止因地區之間、企業之間經濟效益好壞等情況對養老保險的影響，減少企業負擔，增強市場經濟活力。

（五）加強法制管理，嚴懲違法企業

我國養老保障體系建設中遇到的許多矛盾和問題，都與法律保障能力弱、監察執法手段不足有關。加強養老保險的法制管理，嚴格監察執法，有助于提高用人單位依法參保繳費的自覺性，提高勞動者依法維權的意識，確保養老保障惠及到每一位勞動者身上。目前仍有許多職工未加入養老保障體系，一些企業為了逃避責任，少繳或者干脆不繳養老保險金，低參與率與較低的實際繳費率造成了目前不必要的過高的養老金繳費比例，不利于我國現階段養老保障的可持續發展。因此嚴懲違法企業，加強法制管理勢在必行。

（六）實現全面覆蓋，提高保障水平

解決消費疲軟的最好辦法之一就是盡快建立和完善覆蓋面更廣、更安全、更規范的養老保障體系[3]。因此關于我國城鎮居民養老保險的未來規劃，本文認為可以先實現廣覆蓋，在此基礎上再逐步提高養老保障水平。提高養老保障水平可以視各地區經濟發展水平而定。發達地區經濟條件較好，政府可以通過提高養老保障基金的支出，提高養老保障水平，鼓勵城鎮居民消費。在欠發達地區，經濟水平較為落后，財政收入有限，政府首要的任務應當是發展當地經濟，為居民提供一個穩定可靠的消費預期，逐步提升養老保障水平。養老保障是對居民收入的二次分配。養老保障體系通過向高收入階層居民籌集較多的資金來向低收入階層居民實行轉移支付，實現縮小居民收入差距，緩解社會貧困的目的，公平與效率兼得。

參考文獻：

[1]Feldstein M. Social Security，Induced Retirement and Aggregate Capital Accumulation[J].Journal of Political Economy，1974，28（5）： 105-126.

[2]李子奈.計量經濟學[M].北京：高等教育出版社，2010：280-330.

[3]劉欣.中國養老金個人空賬約1.7萬億[EB/OL].http：//businss.sohu.com/20120316/n337913195.shtml.

[4]何立新，封進，佐藤宏.養老保險改革對家庭儲蓄率的影響：中國的經驗證據[J].經濟研究，2008（10）：117-130.

責任編輯 莫仲寧