城鎮居民消費研究管理論文

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一、引言

目前，中國的高儲蓄現象已備受人們關注，很多學者認為中國目前養老保險制度不健全、養老保險覆蓋面小是造成居民高儲蓄的重要原因。他們大多認為，“擴大養老保險覆蓋范圍，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“統賬結合”的養老保險制度起，養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年參保人數的2.7倍；參保的離休、退休退職人數已達到4635.4萬人，是1990年的近4.8倍，城鎮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%?？梢?，近十幾年養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，評價中國養老保險制度實施對居民消費的影響，在理論和現實上都有著重要的意義。

下面，本文將利用我國各地區城鎮居民1994~2006年的有關數據建立經濟計量模型，就這一問題進行實證研究。

二、文獻回顧

國外學術界關于分析養老保險對儲蓄、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術界爭論不休的問題。

Feldstein(1974)利用美國1930-40/1947-71樣本數據估計包含養老保險指標的生命周期消費函數，通過實證，他認為社會養老保險可消減個人儲蓄。然而Barro(1974)指出，當存在代際轉移時，社會養老保險對儲蓄沒有影響。較早的關于研究這些問題的文獻都沒有一致的結論，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據實證分析，認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防性儲蓄的關系。他們均發現，提高社會保障水平可以顯著減少預防性儲蓄，進而降低儲蓄率。

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

戴維斯（1995）利用生命周期理論研究養老基金對個人生命周期儲蓄的影響。他認為由于以下幾個原因，養老保險制度并不會使個人儲蓄減少。第一，由于養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，如果從當前消費轉向未來消費的稅收方面有優惠政策，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、智利和新加坡的養老金后，并沒有發現養老基金對個人儲蓄有規律性影響。因此，他認為，基金制養老金計劃對個人儲蓄的影響要依各個國家經濟的具體情況而定。

在《宏觀經濟學》（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老保險對儲蓄和資本積累的影響。他們得出以下結論：在完全基金制下，社會養老保險對儲蓄沒有影響；在現收現付制條件下，社會養老保險貢獻會使私人儲蓄減少。

Zhang(1995)分析養老保險對經濟增長的影響時，認為非基金制條件下的社會養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濟增長。但他指出，社會養老保險對儲蓄沒有影響。

Ehrlich和Zhong（1998）用多國數據檢測養老金/GDP這一比率與出生率、儲蓄和經濟增長的關系。他們發現，社會養老保險對出生率、儲蓄和經濟增長有顯著負的影響。

AlessandroCigno、LucaCasolaro和FurioC.Rosati（2000）通過建立VAR模型，用德國數據估計社會養老保險對儲蓄和出生率的影響。他們發現，社會養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)基于家庭網絡原理，認為社會養老保險可以增加總儲蓄。

中國國內關于研究社會養老保險對儲蓄影響的文獻還不是很多。朱青（2002）對養老金計劃實行部分積累制的模式進行了經濟分析，并研究養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老保險對儲蓄的影響，他認為，“伴隨中國人口老齡化進程的加快和制度贍養率的提高，現收現付制將出現養老金需求增加和供給不足的兩難困境。同時，現收現付制將對家庭儲蓄產生負面影響”。劉俊霞（2003）認為在需求不足的條件下，實行現收現付制的養老保險制度，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）認為養老保險基金的支付，無論從某一個年度，還是從整個生命周期考慮，總表現為社會儲蓄的減少，只有在現收現付制的傳統體制下，才不會對儲蓄產生太大的影響。

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消費理論。他認為，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”。根據這一理論假設，杜森貝利的相對收入假設消費函數可近似地簡化為下式：

（3.1）

在該模型中考慮養老保險的影響，本文使用養老保險覆蓋率指標，養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表示養老保險覆蓋率。

四、實證分析

（一）、數據來源。

由于養老保險的相關數據只能收集到1989年到2003年，時間序列數據不足。通過近幾年的《中國統計年鑒》、《中國勞動和社會保障年鑒》的相關資料進行整理，可以得到1994~2006年各地區的城鎮居民人均實際可支配收入、人均實際消費支出數據、城鎮就業人數及參保職工人數。本文定義養老保險覆蓋率為參保職工人數與城鎮就業人數的比值。

（二）、模型設計

根據理論分析，建立模型如下：

（4.1）

其中，、分別表示城鎮居民的人均實際消費支出、人均實際可支配收入（以各地區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（西藏除外），t表示年份；表示養老保險覆蓋率。

（三）、模型估計

對于模型4.1，涉及到固定與隨機效應的選擇問題。考慮到各個省或自治區在政策實施、經濟進展、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，故選擇固定效應模型。對模型4.1用eviews5.0估計結果見表4-1：

表4-1：模型（4.1）基于1994—2006年樣本數據的擬和結果

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

調整后的達到0.9945；參數都顯著不為零?？梢姡B老保險的實施對人們的消費行為起到促進作用，養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。為了檢驗模型的合理性，本文從以下兩個角度進行檢驗：1殘差的平穩性；2模型階段性的適應性。

（四）模型合理性檢驗

1、殘差平穩性檢驗

最早使用面板數據進行單位根檢驗的是Bhargava等（Bhargavaetal,1982）。他們利用修正的DW統計量提出了一種可以檢驗固定效應動態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法也是對面板數據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）發現IPS法對限定性趨勢的設定極為敏感。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后，建立了面板數據單位根檢驗的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。表示自相關系數。假定獨立同分布。如果，，則認為是平穩的；如果，，則認為包含一個單位根。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。

用Eviews5.0檢驗模型殘差水平數據單位根存在情況，在檢驗時選取具有固定效應的面板數據模型，結果見表4-2，可見殘差是平穩的。

表4-2：殘差平穩性檢驗結果

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

PP-FisherChi-square141.8050.000030297

2、模型的階段性適應性檢驗

考慮面板數據模型對數據比較敏感，考慮到合理的模型對樣本內的階段性數據也應該有一定的適應性。由于在2000年，國務院出臺了《關于完善城鎮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、目標任務，確定了進一步調整和完善我國養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為樣本擬和模型結果如下：

表4-3：模型（4.1）基于1994—2000年樣本數據的擬和結果

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年樣本數據的擬和結果

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性，但也從看出一些問題：養老保險覆蓋范圍的擴大對消費的促進作用逐漸降低。

五、小結和意見

通過面板數據實證分析，認為養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老保險覆蓋范圍依然不能達到應保盡保，見表5-1，這使得養老儲蓄依然是很重要的儲蓄動機；另外，養老保險金空賬問題日益嚴重造成的（見表5-2），也可能加劇了人們對未來預期的不確定性。因而，作建議如下：

一方面，在“社會統籌”向“統賬結合”的過渡階段，政府應加大投資，包括對養老金支付的補貼和對個人繳納養老費的補貼。確?！敖y賬結合”政策實施前參加養老保險且已經離退休人員養老金按時發放，確保政策實施后的個人賬戶資金不被挪用。

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

表5-1：中國歷年城鎮在職職工養老保險覆蓋率

時間城鎮就業人數（萬人）參保在職職工人數（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：城鎮就業人數、參保在職職工人數數據來源《中國統計年鑒2007》，中國統計出版社，2007年

表5-2：養老金“空賬”金額

時間1997199819992000200320052006

養老金“空賬”（多億）14045010002000470080009000

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