我國城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險能否促進居民消費？
——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗考察

李冰封，李若男(山東財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，山東濟南250014)

我國城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險能否促進居民消費？
——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗考察

李冰封，李若男
(山東財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，山東濟南250014)

基于中國2005-2012年30省的面板數(shù)據(jù)，①利用不同的面板模型估計方法，從養(yǎng)老保險制度的三個維度研究城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險與居民消費的關(guān)系.政府不應(yīng)把養(yǎng)老保險制度作為擴大內(nèi)需刺激居民消費的工具，而應(yīng)把它作為保障人民收入和生活的工具.

養(yǎng)老保險制度；城鎮(zhèn)居民消費；覆蓋率；替代率；貢獻率

0 引言

中國自改革開放三十年來，經(jīng)濟規(guī)模穩(wěn)定持續(xù)擴大，已成為世界上最大經(jīng)濟體.近年來，投資率作為拉動我國經(jīng)濟增長的三駕馬車之一，呈現(xiàn)不斷上升趨勢.但我國消費率卻呈現(xiàn)持續(xù)走低趨勢，如圖1所示.進入21世紀(jì)以來，我國消費率水平不斷下滑，屢創(chuàng)新低，從2000年的62.3%下降到2012年的47.4%，下降了14.9個百分點.而在我國消費組成中居民消費占主要部分，居民消費的低水平很大程度上造成了最終消費率的水平過低.因此，如何拉動居民消費，建立擴大居民消費需求長期機制已成為亟待解決的問題.

資料來源：作者繪制

資料來源：作者繪制

社會保障支出是居民消費的重要組成部分，它的多少決定著社會弱勢群體的可支配收入和消費支出.社會保障制度的完善可通過影響居民的收入分配以及居民對未來生活的預(yù)期影響居民消費，為國家經(jīng)濟發(fā)展及居民幸福生活營造和諧穩(wěn)定的環(huán)境.在社會保障制度中，養(yǎng)老保險所占比重很大.中國自1999年步入老齡化社會，老年人口占總?cè)丝诘谋戎匾仓鹉暝龃?，如圖2所示.隨著我國經(jīng)濟發(fā)展，為了保障老年人的生活質(zhì)量，養(yǎng)老保險支出所占比重將會越來越大.制度的健全、支出標(biāo)準(zhǔn)的提高及覆蓋面的擴大，對全社會消費的影響作用將更加明顯.越來越多的研究表明，居民養(yǎng)老保險與居民消費支出之間存在著密切的關(guān)系，本文通過研究2005-2012年30省面板數(shù)據(jù)，實證分析了城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險與居民消費支出的關(guān)系，從而揭示出兩者之間的規(guī)律，加深對養(yǎng)老保險制度與居民消費支出的認識.

1 文獻綜述

在國內(nèi)文獻中，存在眾多對養(yǎng)老保險與居民消費支出關(guān)系的研究，但由于控制變量及數(shù)據(jù)處理的不同致使這一方面的研究并未得出一致的結(jié)論.蘇春紅、李曉穎(2006)通過構(gòu)建消費模型來研究山東省17地市城鎮(zhèn)居民的消費行為，研究表明城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老保險支出能顯著的拉動居民消費，居民養(yǎng)老金支出每增加1元，城鎮(zhèn)居民消費量將增加0.0197元.[1]史靜遠、郭兆利、何廣安(2013)通過分析退休職工人均養(yǎng)老支出、收入水平、家庭財富、失業(yè)率和通貨膨脹率水平等得出結(jié)論，我國養(yǎng)老保險制度對居民消費有較明顯的正面影響，從長期來看，養(yǎng)老金支出每增加1%，居民消費量將增加0.59個百分點.[2]張繼海(2008)通過估算居民的社會養(yǎng)老金財富并設(shè)定模型研究2002年和2003年遼寧省城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老金對居民消費支出的影響.結(jié)果表明，社會養(yǎng)老金財富能夠拉動城鎮(zhèn)居民消費支出.[3]林俐(2012)通過建立個體和時點雙因素固定效應(yīng)模型考察2003-2010年全國31省市的面板數(shù)據(jù)，得出社會保障體系中的養(yǎng)老保險對居民消費支出有顯著的正向影響的結(jié)論.[4]李珍、趙青(2015)通過構(gòu)建全國31省的2000-2012年面板數(shù)據(jù)模型與全國的1978-2012年時間序列模型，分別運用GMM模型以及鄒氏檢驗(Chow Test)對不同模型進行分析，表明居民養(yǎng)老金對居民消費行為并沒有明確的影響，而是更為符合國際上養(yǎng)老保險和居民消費的“中性論”.[5]

因此，本文針對城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險是否促進了城鎮(zhèn)居民消費做了實證研究，探索城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險對城鎮(zhèn)居民消費的影響.本文的貢獻如下：第一，已有的關(guān)于養(yǎng)老保險與居民消費的研究中，關(guān)于測算養(yǎng)老保險的變量大多采用養(yǎng)老保險覆蓋率或采用養(yǎng)老保險覆蓋率與替代率兩者，并不全面.本文基于養(yǎng)老保險覆蓋率、養(yǎng)老保險替代率、養(yǎng)老保險貢獻率三個變量研究養(yǎng)老保險與居民消費的關(guān)系，更加全面準(zhǔn)確.第二，在計量方法上，本文同時采用混合OLS、固定效應(yīng)、隨機效應(yīng)、PCSE估計、FGLS估計等多種計量方法，對比選擇最準(zhǔn)確的計量方法，來考察養(yǎng)老保險與居民消費的關(guān)系，以便于得出正確結(jié)論進而提出有效建議.

2 模型與數(shù)據(jù)

2.1 理論模型

基于生命周期假說以及擴展的生命周期假說，可知構(gòu)建消費函數(shù)模型要考慮可支配收入、社會保障、不同年齡段人口占比等變量.而反映我國養(yǎng)老保險發(fā)展水平的變量有養(yǎng)老保險覆蓋率、替代率和貢獻率.其中，養(yǎng)老保險覆蓋率是養(yǎng)老保險參保人數(shù)與符合參保條件人數(shù)的比值；替代率是養(yǎng)老金領(lǐng)取與工資水平的比值；貢獻率是養(yǎng)老保險繳費與工資水平的比值.以養(yǎng)老保險替代率的地區(qū)分布為例作差異圖，如圖3所示.

在考慮到種種因素的基礎(chǔ)上，構(gòu)建如下的城鎮(zhèn)居民消費支出模型：

LnCti=αti+β1LnYti+β2Covti+β3Rti+β4Conti+β5Kti+β6Oti+β7Mti+εti

(1)

其中，Cti表示城鎮(zhèn)居民消費支出，Yti表示城鎮(zhèn)居民可支配收入，Covti表示養(yǎng)老保險覆蓋率，Rti表示養(yǎng)老保險替代率，Conti表示養(yǎng)老保險貢獻率，Kti表示少兒人口撫養(yǎng)比，Oti表示老年人口撫養(yǎng)比，Mti表示醫(yī)療保險覆蓋率.t表示年份，i表示中國各省，ɑti表示常數(shù)項，εti表示隨機誤差項，β1、β2……β7表示變量的估計系數(shù).其中，C、Y取對數(shù)處理.

2.2 變量及數(shù)據(jù)來源

(1)城鎮(zhèn)居民消費支出(C)：該變量用城鎮(zhèn)居民人均消費支出衡量.

(2)城鎮(zhèn)居民可支配收入(Y)：該變量用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入衡量，城鎮(zhèn)居民可支配收入的地區(qū)分布存在差異，如圖4所示.

(3)養(yǎng)老保險制度

養(yǎng)老保險制度包含三個維度：覆蓋率(Cov)、替代率(R)和貢獻率(Con).

城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老保險覆蓋率=年末參加城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險職工人數(shù)/城鎮(zhèn)就業(yè)人員數(shù).

城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老保險替代率=人均養(yǎng)老保險金收入/城鎮(zhèn)單位在崗職工平均工資.其中，人均養(yǎng)老保險金收入=城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險基金支出/年末參加城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險離退休人數(shù).

城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老保險貢獻率=人均養(yǎng)老保險金支出/城鎮(zhèn)單位在崗職工平均工資.其中，人均養(yǎng)老保險金支出=城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險基金收入/年末參加城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險離退休人數(shù).[6]

(4)人口：該變量包含兩個維度：少兒人口撫養(yǎng)比(K)和老年人口撫養(yǎng)比(O).

資料來源：作者繪制

(5)醫(yī)療變量(M)：該變量用醫(yī)療保險覆蓋率測算.醫(yī)療保險覆蓋率=城鎮(zhèn)在崗職工基本醫(yī)療保險年末參保人數(shù)/城鎮(zhèn)就業(yè)人員數(shù).

在面板模型中，各省的變量指標(biāo)均以2005年城市居民消費價格指數(shù)為基期進行平減.全國及30省份地區(qū)數(shù)據(jù)均來源于《新中國60年統(tǒng)計年鑒》和《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》.

資料來源：作者繪制

3 實證結(jié)果及分析

3.1 面板數(shù)據(jù)模型變量的描述性統(tǒng)計

30個省級行政單位2005-2012年的面板數(shù)據(jù)模型各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示.

表1 面板數(shù)據(jù)模型變量的描述統(tǒng)計

3.2 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗

對面板數(shù)據(jù)進行回歸的前提是保證面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，利用單位根檢驗來檢驗數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)，本文采用了LLC檢驗.表2是對2005-2012年面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗結(jié)果.結(jié)果顯示，所有的變量均在水平狀態(tài)下平穩(wěn).因此，可以對各變量進行回歸.

表2 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗

注：a. ***、**、*分別表示1%、5%、10*的顯著性水平下拒絕原假設(shè).b. 滯后階數(shù)由AIC準(zhǔn)則確定.

資料來源：作者測算而得.

3.3 面板數(shù)據(jù)模型的經(jīng)驗估計

本文用Hausman檢驗進行變截距固定效應(yīng)與變截距隨機效應(yīng)之間的篩選.另外，考慮到本文采用的面板數(shù)據(jù)可能存在截面相關(guān)、異方差和序列相關(guān)等三種誤差結(jié)構(gòu)，所以還需要對殘差是否存在異方差和自相關(guān)進行檢驗，本文運用ModifiedWald檢驗和Wooldridge檢驗方法.而FGLS估計方法和PCSE估計方法則可以同時考慮異方差、序列相關(guān)和截面相關(guān)的問題，因此我們使用這兩種方法對面板數(shù)據(jù)模型進行估計.[7]

由于本文核心變量養(yǎng)老金制度包含三個維度，養(yǎng)老保險覆蓋率、替代率和貢獻率.考慮到三個變量可能存在多重共線性問題，因此我們分別設(shè)立四個方程，前三個方程分別放一個核心解釋變量，第四個方程放三個解釋變量，分別用上述五種估計方法對四個方程進行估計比較.表3、表4、表5、表6、表7報告了模型設(shè)定檢驗結(jié)果.此外，為了驗證變量間的協(xié)整關(guān)系，我們利用Kao方法進行回歸方程的協(xié)整檢驗.檢驗結(jié)果顯示，在5%的顯著性水平下，本文的回歸方程均具有協(xié)整關(guān)系.即方程中所涉及的變量存在長期的均衡關(guān)系.

表3 省際面板數(shù)據(jù)模型混合OLS估計結(jié)果

注：同上表.

表4 省際面板數(shù)據(jù)模型固定效應(yīng)估計結(jié)果

注：同上表.

表5 省際面板數(shù)據(jù)模型隨機效應(yīng)估計結(jié)果

注：同上表.

表6 省際面板數(shù)據(jù)模型FGLS估計結(jié)果

注：同上表.

表7 省際面板數(shù)據(jù)模型PCSE估計結(jié)果

注：同上表.

表8 面板數(shù)據(jù)的設(shè)定檢驗

注：同上表.

在表3、表4、表5中我們分別建立了混合OLS估計、個體固定效應(yīng)模型和個體隨機效應(yīng)模型.首先，模型(2)的F檢驗驗證了存在個體截距項，即說明固定效應(yīng)模型要優(yōu)于混合OLS回歸.其次，模型(3)的BP-LM檢驗拒絕了“不存在個體隨機效應(yīng)”的原假設(shè)，認為在“隨機效應(yīng)”和“混合回歸”二者之間，應(yīng)選擇隨機效應(yīng).經(jīng)過Hausman檢驗，在5%的顯著性水平認為隨機效應(yīng)模型優(yōu)于固定效應(yīng)模型.對隨機效應(yīng)模型進行ModifiedWald檢驗和Wooldridge檢驗來檢驗異方差和自相關(guān)問題，結(jié)果見表7.模型(4)和模型(5)分別建立了FGLS估計和PCSE估計，這兩種方法可以糾正異方差及自相關(guān)的影響，由表5、表6數(shù)據(jù)可看，PCSE估計比FGLS估計各變量顯著性更好，因此我們最終選用模型(5)對方程進行PCSE估計.

由模型(5)估計結(jié)果，可得以下結(jié)論：

(1)無論是每個核心解釋變量分別對被解釋變量進行回歸，還是三個核心解釋變量綜合對被解釋變量進行回歸，每個解釋變量包括控制變量對被解釋變量的影響方向即回歸系數(shù)的正負號都相同，且核心解釋變量的顯著性均相同，因此，在此模型中并無嚴(yán)重的多重共線性問題，方程四可以真實地反映各解釋變量對被解釋變量的影響方向及顯著性水平.

(2)城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險覆蓋率、替代率、貢獻率對城鎮(zhèn)居民消費呈現(xiàn)出負的影響，即隨著城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險覆蓋率、替代率、貢獻率的提高，城鎮(zhèn)居民消費在減少，但影響并不顯著.城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險覆蓋率每提高1%，平均說來居民消費將減少0.001%；城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險替代率每提高1%，平均說來城鎮(zhèn)居民消費支出將減少0.0037%；城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險替代率每提高1%，平均說來城鎮(zhèn)居民消費支出將減少0.0039%.

(3)城鎮(zhèn)居民可支配收入仍是促進居民消費支出增加的最主要變量，當(dāng)城鎮(zhèn)居民可支配收入每增加1%，平均說來城鎮(zhèn)居民消費支出將增加0.6913%，且影響十分顯著.而在人口變量中，少兒撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民消費支出有顯著的負向影響，但影響微弱.這與我們的設(shè)想不太相符，但可理解為隨著少兒人口的增多，城鎮(zhèn)家庭將會適當(dāng)減小支出為少兒未來費用存錢.老年撫養(yǎng)比能夠增加城鎮(zhèn)居民消費支出，但并不顯著.此外，隨著醫(yī)療保險制度的健全，城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險覆蓋率對城鎮(zhèn)居民消費支出有正向影響，且十分顯著.城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險覆蓋率每提高1%，平均說來居民消費支出將提高0.0013%.

4 結(jié)論分析與政策建議

本文基于2005-2012年30省面板數(shù)據(jù)研究城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險與居民消費支出的關(guān)系，結(jié)果表明養(yǎng)老保險制度在養(yǎng)老保險覆蓋率、養(yǎng)老保險替代率、養(yǎng)老保險貢獻率三個維度上均會對居民消費支出產(chǎn)生顯著的負向影響，盡管影響較微弱.其中，養(yǎng)老保險替代率能夠最為顯著的擠出居民消費，養(yǎng)老保險替代率每提高1%，城鎮(zhèn)居民消費支出將減少0.0037%.這與我們的基于生命周期假說與擴張的生命周期模型的理論分析并不相符.面板數(shù)據(jù)模型表示，影響城鎮(zhèn)居民消費支出的最主要因素依舊是居民可支配收入.[8]

由此看來，養(yǎng)老保險對城鎮(zhèn)居民消費支出的影響是不明確的.影響居民消費支出的因素眾多，養(yǎng)老保險制度只是其中之一.養(yǎng)老保險制度作為保障老年人生活與收入的手段作用是顯著的，通過收入再分配使高收入人群中的財富轉(zhuǎn)移到低收入人群手中是可行的.但依靠養(yǎng)老保險制度作為拉動內(nèi)需、刺激需求的直接手段則夸大了養(yǎng)老保險的作用.對省際面板數(shù)據(jù)的分析表明，城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險對居民消費需求的影響是負向的，也是微弱的.因此，政府健全社會保障制度以及完善養(yǎng)老保險制度的目的應(yīng)該是保障人民生活而不應(yīng)是刺激人民增加消費.養(yǎng)老保險制度的運用應(yīng)該回歸到為老年人提供穩(wěn)定的生活來源這一基本目的上.[9]

而有效拉動居民消費，擴大內(nèi)需的主要手段應(yīng)該放于如何增加居民的可支配收入上.通過分析本文研究結(jié)果，居民可支配收入仍是決定居民的消費能力的最主要因素，當(dāng)城鎮(zhèn)居民收入增加1%，平均城鎮(zhèn)居民消費支出將增加0.6913%.因此致力于如何增加居民的可支配收入應(yīng)該是政府的主攻方向，而想要通過擴大養(yǎng)老金來刺激內(nèi)需可能產(chǎn)生不盡人意的效果.[10]

注釋：

①從2013年起，國家統(tǒng)計局開展了城鄉(xiāng)一體化住戶收支與生活狀況調(diào)查，與2013年前的分城鎮(zhèn)和農(nóng)村住戶調(diào)查的調(diào)查范圍、調(diào)查方法、指標(biāo)口徑有所不同，因此本文數(shù)據(jù)截止到2012年.

[1] 蘇春紅，李曉穎.養(yǎng)老保險對我國城鎮(zhèn)居民消費的影響——以山東省為例[J].山東大學(xué)學(xué)報,2012(6)：81-87.

[2] 史靜遠,郭兆利,何廣安.我國養(yǎng)老保險支出對城鎮(zhèn)居民消費的影響研究[J].公共管理,2012(3)：67-70.

[3] 張繼海.社會保障養(yǎng)老金財富對城鎮(zhèn)居民消費支出影響的實證研究[J].山東大學(xué)學(xué)報,2012(3)：105-112.

[4] 林 俐.養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險覆蓋率對我國城鎮(zhèn)居民消費[J].西藏民族學(xué)院學(xué)報,2012(5)：120-122.

[5] 李 珍，趙 青.我國城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險制度擠進了居民消費嗎？——基于城鎮(zhèn)的時間序列和面板數(shù)據(jù)分析[J].公共管理學(xué)報,2015(4)：102-110.

[6] 朱 波.社會養(yǎng)老保險對中國城鎮(zhèn)居民消費的影響研究[D].太原：山西財經(jīng)大學(xué),2015：41-47.

[7] 劉華軍，閆慶悅.貿(mào)易開放、FDI與中國CO2排放[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)研究, 2011(3)：21-35.

[8] 虞 斌，姚曉磊.我國養(yǎng)老保險對居民消費的影響——基于城鎮(zhèn)居民面板數(shù)據(jù)的實證研究[J].金融縱橫，2011(8)：9-14.

[9] 羅啟昱，付少平.城市化進程中城鄉(xiāng)居民社會距離實證分析[J].西北農(nóng)林科技大學(xué)學(xué)報：社會科學(xué)版，2016(3)：51.

[10]劉 慧.社會保障支出對我國居民消費的影響研究[D].北京：首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)，2010：22-23.

[責(zé)任編輯 范 藻]

Can the Endowment Insurance of Towns Improve the Residents' Consumption:Anlysis on the Panel Datas from Provinces

LI Bingfeng, LI Ruonan

(Economics School of Shandong Finance and Economics Universisty, Jinan Shandong 250014, China)

This paper studies the relations between the endowment insurance and of towns and the residents' consumption based on the panel datas from 30 provinces form the year 2005 to 2012. The three degrees of the endowment insurance systen is estimated from the different panel model and the argument is that the government should not make the endowment insurance to expand the domestic demands and stimulate consumption but make it to assure the residents' income and living.

endowment insurance system; residents' consumption; coverage rate; substitution rate; contribution rate

2016-11-20

李冰封(1979—)，女，山東曹縣人.講師，碩士,主要從事大學(xué)生思想政治與經(jīng)濟學(xué)研究.

F842.67

A

1674-5248(2017)02-0045-07