基本養(yǎng)老保險對不同城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)的影響差異
——基于CFPS數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)*

易行健，黃 遠(yuǎn)

(廣東外語外貿(mào)大學(xué) 金融學(xué)院，廣東 廣州 510006)

一、引言

中國居民的低消費(fèi)、高儲蓄現(xiàn)象一直備受全世界的關(guān)注，居民消費(fèi)不足現(xiàn)象已成為當(dāng)前中國經(jīng)濟(jì)最重要問題之一。從消費(fèi)角度來看，根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)，中國居民消費(fèi)率由1996年46.7%下降到2015年的38.0%。從趨勢上來看，從1996年到2000年，居民消費(fèi)率變化不大；從2001年到2010年一直呈現(xiàn)下降趨勢，2010年我國居民消費(fèi)率低至35.6%； 2011到2015年，這一數(shù)值雖有所上升，但2015年我國居民消費(fèi)率仍只有38.0%*數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計(jì)局。。從國際對比來看，我國居民消費(fèi)率仍較低。2009年，美國、日本、韓國居民消費(fèi)率分別為69.3%、60.1%和51.7%，我國居民消費(fèi)率為36.2%；2013年，美國、日本、韓國和中國的居民消費(fèi)率分別為68.0%、61.1%、51.0%和36.8%*數(shù)據(jù)來源：世界銀行。。從儲蓄角度來看，2005年，我國儲蓄率高達(dá)51.0%，而全球平均儲蓄率僅為19.7%；截止2015年，我國儲蓄率依然高達(dá)47.0%，高居世界第三位，僅次于中東石油出口國卡塔爾和科威特*數(shù)據(jù)來源：美國中央情報局2015年度《世界概況》。。所以增加居民消費(fèi)，打破我國儲蓄率高居不下格局，成為了學(xué)術(shù)界和政府普遍關(guān)注的問題之一。汪偉(2010)[1]29-52發(fā)現(xiàn)市場經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型帶來的經(jīng)濟(jì)增長及人口政策轉(zhuǎn)變帶來的撫養(yǎng)系數(shù)下降導(dǎo)致了儲蓄率不斷上升。晁江峰(2016)[2]156-160提出，人口結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化進(jìn)程以及房地產(chǎn)市場都會導(dǎo)致中國低消費(fèi)、高儲蓄現(xiàn)象。此外，王弟海(2008)[3]731-774、徐忠等(2010)[4]93-107，222從城鄉(xiāng)收入差距加大、收入不確定性、金融市場投資渠道缺乏等方面解釋了中國低消費(fèi)、高儲蓄現(xiàn)象。目前很多學(xué)者提出，住房、教育、醫(yī)療保障、養(yǎng)老體系等社會福利增加了居民未來不確定性(袁志剛，1999；沈坤榮，2012)[5]20-28，[6]1-13。因此，刺激消費(fèi)的關(guān)鍵因素之一是如何完善社會保障體系，社會保障制度的完善能夠很大程度影響居民未來不確定性，從而影響居民消費(fèi)水平。在社會保障制度中，社會保險是一個非常重要的層面，而養(yǎng)老保險又是社會保險中的主要部分；其次，隨著我國老齡化現(xiàn)象的凸顯，養(yǎng)老保障制度越來越受到廣泛的關(guān)注。

隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展及社會進(jìn)步，我國人口老齡化凸顯。截止2014年底，我國60歲以上人口已經(jīng)達(dá)到2.12億，占總?cè)丝诘?5.5%。中國產(chǎn)業(yè)信息網(wǎng)發(fā)布《2016—2022年中國養(yǎng)老產(chǎn)業(yè)深度調(diào)研及投資前景分析報告》顯示，過去20年生育率及死亡率下降，預(yù)計(jì)2050年，60歲以上的人口占比為30%。*數(shù)據(jù)來源：《2016—2022年中國養(yǎng)老產(chǎn)業(yè)深度調(diào)研及投資前景分析報告》?！秶医y(tǒng)計(jì)局》數(shù)據(jù)顯示，2000年我國65歲以上人口只占7%，近十年這一占比不斷上升，截止2012年，我國65歲以上人口占比為9.4%。*數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計(jì)局?？梢钥闯?，我國人口老齡化現(xiàn)象凸顯，且在未來的30年人口老齡化更加明顯，養(yǎng)老保險對家庭的影響也受到越來越多的人關(guān)注。我國高儲蓄、低消費(fèi)格局，人口老齡化的初現(xiàn)成為了我國最主要的社會問題之一，因此研究基本養(yǎng)老保險與居民消費(fèi)的關(guān)系尤為重要。

二、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于基本養(yǎng)老保險與居民消費(fèi)的關(guān)系，國內(nèi)外已有很多學(xué)者進(jìn)行研究。但由于不同國家的金融市場水平、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、研究方法和研究數(shù)據(jù)各不相同，國內(nèi)外對于基本養(yǎng)老保險與居民消費(fèi)的關(guān)系并沒有明確的結(jié)論。

(一)國外相關(guān)研究的文獻(xiàn)綜述

美國學(xué)者最早關(guān)注基本養(yǎng)老保險對居民整個生命周期的影響。Feldstein(1974)[7]905-926建立了擴(kuò)展生命周期模型，利用時間序列數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險使得居民的儲蓄下降了30%～50%。Hubbard & Judd(1987)[8]630-646在生命周期理論的基礎(chǔ)上引入養(yǎng)老保險，表明養(yǎng)老保險對于私人儲蓄有替代效應(yīng)和退休效應(yīng)。不考慮借貸約束、遺產(chǎn)動機(jī)和不確定性因素條件下，養(yǎng)老保險對儲蓄的擠出效應(yīng)并不影響經(jīng)濟(jì)的均衡儲蓄率，但是在現(xiàn)收現(xiàn)付的養(yǎng)老金制度下，養(yǎng)老保險會降低經(jīng)濟(jì)的儲蓄量。Barro& MacDonald(1979)[9] 1095-1117利用16個工業(yè)化國家1951—1960年消費(fèi)者支出數(shù)據(jù)考察消費(fèi)與養(yǎng)老保險的關(guān)系，從時間序列上發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險與消費(fèi)正相關(guān)，但截面數(shù)據(jù)分析卻負(fù)相關(guān)。Samwick(1998)[10]621-635發(fā)現(xiàn)對于現(xiàn)收現(xiàn)付養(yǎng)老制度的國家而言，儲蓄率較低，并且隨著養(yǎng)老金系統(tǒng)覆蓋面擴(kuò)大，儲蓄率越低。Aydede(2008)[11]1807-1026利用土耳其的時間序列數(shù)據(jù)考察公共養(yǎng)老保險對總消費(fèi)的影響，表明公共養(yǎng)老保險對總消費(fèi)有顯著的影響。Diamond &Hausman(1984)[12]115-139對美國數(shù)據(jù)分析表明，公共養(yǎng)老金財(cái)富對其他財(cái)富的替代率在0.3～0.5之間。Gale(1998)[13]706-723利用美國消費(fèi)者財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)估計(jì)養(yǎng)老金財(cái)富對其他財(cái)富的替代性，認(rèn)為此前的研究低估了養(yǎng)老金財(cái)富對其他財(cái)富的替代性。De Nardi et al.(2010)[14]39-75針對老年人儲蓄行為的研究發(fā)現(xiàn)，在老年人為應(yīng)對醫(yī)療支出不確定性進(jìn)行儲蓄的背景下，養(yǎng)老保險中醫(yī)療項(xiàng)目確實(shí)有助于降低儲蓄。Engeihardt& Kumar(2011)[15] 203-236利用1992年老年工人養(yǎng)老金和終生收入的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老金資產(chǎn)每增加1美元會降低45～60美分的非養(yǎng)老金儲蓄。也有文獻(xiàn)表明養(yǎng)老保險對消費(fèi)沒有影響，Barro(1974)[16]275-289在代際交疊模型中引入利他主義的遺產(chǎn)動機(jī)，認(rèn)為社會養(yǎng)老保險使得老年人留下更多的遺產(chǎn)彌補(bǔ)子女所繳納的社會保障稅，從而部分甚至全部抵消了養(yǎng)老金收入，因此社會養(yǎng)老保險不會對個人消費(fèi)產(chǎn)生影響。

(二)國內(nèi)相關(guān)研究的文獻(xiàn)綜述

國內(nèi)對于養(yǎng)老保險與居民消費(fèi)、儲蓄關(guān)系的研究起步較晚，早期主要是圍繞城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險展開。已有的研究表明，社會養(yǎng)老保險能夠促進(jìn)消費(fèi)、抑制儲蓄。彭浩然、申曙光(2007)[17]33-37利用代際交疊內(nèi)生增長模型考察現(xiàn)收現(xiàn)付養(yǎng)老保險對儲蓄的影響，并利用1999—2003年省級面板數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)收現(xiàn)付制養(yǎng)老保險降低了居民儲蓄率。孟慶平(2008)[18]58-62，127使用1990—2005年時間序列數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，社會養(yǎng)老保險供給不足是我國城鎮(zhèn)居民儲蓄持續(xù)增長的重要因素之一，并提倡強(qiáng)制性的個人儲蓄性養(yǎng)老計(jì)劃。劉慧(2009)[19]80-82發(fā)現(xiàn)社會保障對我國消費(fèi)有正向顯著影響，應(yīng)該提高我國社會保障水平刺激消費(fèi)，緩解未來的不確定性，減少家庭的預(yù)防性儲蓄，顯著影響家庭當(dāng)期以及未來消費(fèi)。田玲、劉章艷(2017)[20]31-40利用CGSS(2010)數(shù)據(jù)，基于傾向得分匹配法(PSM)，從心理層面的壓力感知這一新視角考察基本養(yǎng)老保險的政策效果，結(jié)果發(fā)現(xiàn)基本養(yǎng)老保險顯著增加了居民在服裝、食品、交通通訊、文化娛樂等消費(fèi)項(xiàng)目的壓力感知，而對住房、教育、醫(yī)療等消費(fèi)則沒有顯著影響。

但也有學(xué)者持不同的意見。白重恩、吳斌珍(2012)[21]48-71，204利用城鎮(zhèn)住戶調(diào)查2002—2009年9個省市數(shù)據(jù)考察了職工養(yǎng)老金繳費(fèi)率對家庭消費(fèi)和儲蓄的影響，研究發(fā)現(xiàn)：在2006年之前，盡管增加養(yǎng)老保險覆蓋率本身有助于刺激消費(fèi)，在給定繳費(fèi)前的收入水平以及養(yǎng)老保險覆蓋狀態(tài)時，提高養(yǎng)老金繳費(fèi)率會顯著抑制繳費(fèi)家庭的消費(fèi)。另外，養(yǎng)老保險繳費(fèi)負(fù)擔(dān)對總消費(fèi)的影響主要也是負(fù)面的。鄒紅、喻開志(2013)[22]60-67利用2002—2009年廣東省城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，參加基本保險使家庭的消費(fèi)支出顯著增加，但是養(yǎng)老保險繳費(fèi)率每增加1%，家庭消費(fèi)將減少2.58%。寧磊、鄭春榮(2016)[23]27-39對延遲退休福利影響進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)在養(yǎng)老金繳費(fèi)率和養(yǎng)老金待遇不變的情況下，延遲退休均能使城鎮(zhèn)職工包括消費(fèi)在內(nèi)的福利水平上升。

綜合已有的文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，雖然國內(nèi)外學(xué)者對養(yǎng)老保險與居民消費(fèi)關(guān)系的研究較為豐富，但并未達(dá)成共識。以往的研究主要集中在面板數(shù)據(jù)和時間序列數(shù)據(jù)，運(yùn)用微觀數(shù)據(jù)研究養(yǎng)老保險與居民消費(fèi)關(guān)系的研究較少，大部分研究結(jié)果表明養(yǎng)老保險促進(jìn)居民消費(fèi)，但也有少量研究得出相反的結(jié)論。本文豐富了前人的研究，主要貢獻(xiàn)在于：在研究視角上，本文首先在家庭消費(fèi)中考慮了負(fù)債，并從不同的收入家庭、農(nóng)轉(zhuǎn)非、是否退休以及不同年齡家庭四個角度細(xì)致考察了養(yǎng)老保險與家庭消費(fèi)的關(guān)系；研究方法上，文章注意了養(yǎng)老保險可能存在內(nèi)生性，以群組內(nèi)其他家庭的平均參保率作為工具變量，矯正了內(nèi)生性帶來的估計(jì)偏誤；在研究數(shù)據(jù)上，本文利用2014年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，樣本充足、覆蓋地區(qū)和調(diào)查范圍廣，能夠反映中國居民一般情況，結(jié)果更具代表性和一般性。

三、計(jì)量模型與數(shù)據(jù)描述

(一)數(shù)據(jù)、變量與描述性統(tǒng)計(jì)

本文所使用的數(shù)據(jù)是2014年中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)城鎮(zhèn)數(shù)據(jù)。CFPS是由北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心實(shí)施的具有全國代表性的大型微觀入戶調(diào)查，該調(diào)查兩年一輪，旨在通過跟蹤收集個體、家庭、社區(qū)三個層次的數(shù)據(jù)，反映中國社會、經(jīng)濟(jì)、人口、教育和健康的變遷，為學(xué)術(shù)研究和公共政策分析提供數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。調(diào)查樣本覆蓋了全國25個省162個縣635個村莊(社區(qū))的13 946個家戶。設(shè)定以下變量：

1．城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)支出(被解釋變量cons_i)。根據(jù)CFPS問卷，把家庭消費(fèi)支出進(jìn)行匯總計(jì)算所得。其中消費(fèi)支出主要包括滿足生活的食品、日常用品、通信、醫(yī)療保健、旅游支出、文化娛樂支出、教育支出、居住和雜項(xiàng)支出等消費(fèi)支出；因?yàn)轲B(yǎng)老保險對家庭消費(fèi)的影響具備長期性，故在此考慮家庭負(fù)債。根據(jù)生命周期理論，我們可以把家庭的負(fù)債看成跨期消費(fèi)，且在CFPS數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)上相互獨(dú)立，故不會重復(fù)計(jì)算。我們考慮負(fù)債之后計(jì)算了第二個家庭消費(fèi)。下文分別將這兩個消費(fèi)稱為“家庭消費(fèi)1”和“家庭消費(fèi)2”。

2.養(yǎng)老保險(ins)。是否享有養(yǎng)老保險，享受養(yǎng)老保險為1，沒有養(yǎng)老保險為0。養(yǎng)老保險主要包括的類型有：基本養(yǎng)老保險、城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老保險、商業(yè)養(yǎng)老保險、企業(yè)補(bǔ)充養(yǎng)老保險以及離退后從所屬機(jī)關(guān)和事業(yè)單位領(lǐng)取退休金等。

3.家庭特征變量(Y)。家庭特征變量主要包括：居民家庭收入*根據(jù)CFPS(2014)數(shù)據(jù)庫調(diào)整所得數(shù)據(jù)，家庭年收入主要包括家庭轉(zhuǎn)移性收入、工資性收入、財(cái)產(chǎn)性收入、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入、工商業(yè)收入以及其他收入。、家庭規(guī)模、家庭幼兒撫養(yǎng)比(家庭成員中不滿14歲孩子占家庭總?cè)丝诒?、家庭老人贍養(yǎng)比(家庭65歲以上老人占總?cè)丝诒?、家庭健康狀況(0、1分別代表不健康、健康)以及地區(qū)變量*根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局劃分，我國東、中西部地區(qū)劃分如下，東部地區(qū)包括：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東；西部地區(qū)包括：重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、廣西、內(nèi)蒙古、新疆；中部地區(qū)包括：山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；其中-1、0、1分別代表西部、中部和東部。。

4.個人特征變量(Z)。個人特征變量主要包括戶主年齡(刪除了戶主小于16歲的樣本)、戶主性別(取男性為1、女性為0)、戶主婚姻狀況(取在婚為1、其他為0)、戶主受教育程度(分為5類：未上過小學(xué)、小學(xué)、初中、高中、本科及其以上)、戶主年齡、行業(yè)和職業(yè)虛擬變量。

表1 不同分組家庭消費(fèi)情況

表1可以看出不同分組情況下家庭消費(fèi)情況。在沒加入家庭負(fù)債情況下，我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)均值57 083.21元，持有養(yǎng)老保險的家庭總消費(fèi)58 553.12元，未持有養(yǎng)老保險的家庭消費(fèi)53 399.55元；在考慮負(fù)債情況下，我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)均值92 748.43元，持有養(yǎng)老保險家庭的總消費(fèi)為94 245.84元，未持有養(yǎng)老保險家庭消費(fèi)為88 995.86元。從不同分組的家庭來看，高收入組家庭消費(fèi)比低收入家庭消費(fèi)更多，新進(jìn)城鎮(zhèn)(農(nóng)轉(zhuǎn)非)家庭的消費(fèi)比城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)少，退休家庭也比未退休家庭消費(fèi)多。值得注意的是，各收入層次家庭持有養(yǎng)老保險家庭比未持有養(yǎng)老保險家庭消費(fèi)多；城鎮(zhèn)家庭持有養(yǎng)老保險家庭比未持有養(yǎng)老保險家庭消費(fèi)多，但農(nóng)轉(zhuǎn)非家庭持有養(yǎng)老保險消費(fèi)更少。

首先，由于有些數(shù)據(jù)存在缺失情況，刪除了數(shù)據(jù)缺失的樣本；將戶主的年齡小于16歲的樣本剔除。其次，由于部分低收入家庭的家庭收入僅來源于補(bǔ)助，不具代表性，故剔除了家庭收入最低和最高的5%的樣本，最終符合要求的樣本為5 515個。

從表2描述性統(tǒng)計(jì)可以看出，我國城鎮(zhèn)“家庭消費(fèi)1”為5.7萬元，“家庭消費(fèi)2”為9.2萬元，家庭年收入平均6.8萬元，城鎮(zhèn)家庭基本養(yǎng)老保險均值0.71，說明城鎮(zhèn)家庭大多數(shù)擁有基本養(yǎng)老保險。健康狀況很好，均值達(dá)到0.71；戶主平均年齡43歲，家庭規(guī)模均值為3.4人，平均受教育年限平均2.67年。地區(qū)變量均值為0.32，說明東部地區(qū)明顯較多。家庭孩子撫養(yǎng)比和家庭老人贍養(yǎng)比均值分別為0.12和0.18，說明家庭老人比孩子多。家庭婚姻狀況均值為0.74，說明大多數(shù)家庭是在婚家庭。從行業(yè)來看，農(nóng)業(yè)勞動者、制造業(yè)從業(yè)者、產(chǎn)業(yè)工人以及商品服務(wù)業(yè)的人員最多。

表2 各變量描述性統(tǒng)計(jì)

注：由于篇幅有限，故在此省略了行業(yè)和職業(yè)等虛擬變量。

(二)實(shí)證模型設(shè)定

在對養(yǎng)老保險的實(shí)證研究中，早期主要采用時間序列的分析方法，隨著計(jì)量方法的發(fā)展和模型的改進(jìn)。目前較為常用的計(jì)量方法是利用雙重差分法(DID)以及斷點(diǎn)回歸(RD)進(jìn)行政策評估，或者是尋找內(nèi)生解釋變量的工具變量。這兩種方法都能夠解決遺漏變量造成的內(nèi)生偏誤問題，能盡可能地削弱內(nèi)生性帶來的估計(jì)偏誤。對于家庭消費(fèi)而言，影響消費(fèi)的因素繁多復(fù)雜。本文在此沒有關(guān)注政策效果，希望從更為一般情況中考察基本養(yǎng)老保險與家庭消費(fèi)之間的關(guān)系。本文建立如下線性計(jì)量模型：

lncons_i=α+β1ins+δiYi+γiZi+εi

式中，被解釋變量lncons_i表示居民消費(fèi)的對數(shù)，Y代表家庭特征的控制變量，Z代表個人特征變量，εi為擾動項(xiàng)。

(三)內(nèi)生性問題

本文中潛在的問題就是養(yǎng)老保險的內(nèi)生性，是否持有養(yǎng)老保險與不可觀測的家庭特征或者說是家庭異質(zhì)性緊密相關(guān)，而這些因素也會同時影響家庭的消費(fèi)決策，如果忽視這個問題可能會造成嚴(yán)重的內(nèi)生問題。為解決潛在的內(nèi)生問題，本文進(jìn)行了多種嘗試，盡可能地減弱內(nèi)生性問題帶來的遺漏性偏誤。

具體而言，第一，控制更多的變量。家庭的經(jīng)濟(jì)特征差異主要是由于地區(qū)差異引起的，控制地區(qū)變量能夠在一定程度上捕捉家庭異質(zhì)性，本文也在回歸中進(jìn)行了控制。第二，對于工具變量(IV)而言，工具變量的選擇要求所選工具變量與所要替代的解釋變量高度相關(guān)，且與誤差項(xiàng)不相關(guān)，即尋找跟家庭是否擁有養(yǎng)老保險相關(guān)但是跟家庭消費(fèi)行為獨(dú)立的變量作為工具變量。根據(jù)已有文獻(xiàn)做法(宗慶慶，2015[26]99-114)，本文選擇群組內(nèi)其他家庭的養(yǎng)老保險比例作為工具變量。構(gòu)造該工具變量，最重要的是確定群組數(shù)的劃分和群組內(nèi)樣本的控制。通常，分組變量應(yīng)該滿足外生性條件。根據(jù)本文使用的2014年中國家庭跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，將戶主按照年齡、受教育程度和地區(qū)進(jìn)行分組。具體而言，按照年齡將戶主分為3組(40歲以下、40～60歲、60歲以上)；按照受教育程度將戶主分為2組(本科及其以上為一組、剩余一組)；按照所在地區(qū)將戶主分為3組(東部、中部、西部)。因此共有18個群組：3個年齡組×2個受教育程度組×3個地區(qū)組。此外還刪除了群組內(nèi)樣本數(shù)小于50的家庭，共6個群組，共153個樣本，還剩余12個群組。對于第i個家庭，計(jì)算出該家庭所在群組內(nèi)的其他家庭的平均參保率作為工具變量。使用2sls模型估計(jì)基本養(yǎng)老保險對家庭消費(fèi)的影響。

四、實(shí)證分析

(一)2sls回歸結(jié)果

為驗(yàn)證基本養(yǎng)老保險對家庭消費(fèi)的影響是否存在，本文采用2sls方法研究養(yǎng)老保險對家庭消費(fèi)的影響，計(jì)量結(jié)果如表3所示。表3分別表示2sls回歸下“家庭消費(fèi)1”和“家庭消費(fèi)2”的計(jì)量結(jié)果。

表3 養(yǎng)老保險與家庭消費(fèi)關(guān)系的2sls計(jì)量結(jié)果

注：表中***、**、*分別代表在1%、5%和10%的顯著水平下顯著，括號內(nèi)數(shù)值為回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差。內(nèi)生性檢驗(yàn)服從自由度為1的卡方分布，回歸中還控制了家庭特征變量以及戶主特征變量以及行業(yè)等虛擬變量，限于篇幅沒有報告。

從表3回歸結(jié)果表明，家庭消費(fèi)無論是否加入負(fù)債，持有養(yǎng)老保險會顯著刺激家庭消費(fèi)，分別使得“家庭消費(fèi)1”和“家庭消費(fèi)2”增加13.4%和10.6%。在考慮負(fù)債后，持有養(yǎng)老保險對家庭消費(fèi)的刺激作用下降了2.8%，這與我們預(yù)期是一致的。養(yǎng)老保險對家庭消費(fèi)有顯著的刺激作用，這也與劉慧(2009)[19]80-82的研究結(jié)果大致相同，因?yàn)轲B(yǎng)老保險對消費(fèi)的影響具備長期性。在考慮負(fù)債后，家庭消費(fèi)指標(biāo)也更為合理，家庭面對債務(wù)也會減少債務(wù)。此外，家庭收入對消費(fèi)有顯著的影響，家庭人口多的家庭也會顯著促進(jìn)消費(fèi)；家庭孩子小于14歲的家庭對消費(fèi)有著顯著負(fù)向影響，這也符合我們預(yù)期，家庭孩子多，往往會選擇為孩子的未來進(jìn)行儲蓄。家庭老人贍養(yǎng)比對消費(fèi)有促進(jìn)作用，但是效果不顯著。東部地區(qū)顯著比中西部地區(qū)家庭消費(fèi)更多。受教育程度越高的家庭，消費(fèi)也會更多。此外，在考慮內(nèi)生性之后*由于篇幅有限，基礎(chǔ)回歸在此省略。，養(yǎng)老保險對家庭消費(fèi)的影響有所提高。本文使用工具變量存在異方差情況下，需要進(jìn)行DWH檢驗(yàn)，考察家庭是否存在基本養(yǎng)老保險內(nèi)生性。進(jìn)一步識別工具變量有效性，在此，我們還報告了第一階段F值，第一階段F值均大于10，說明本文選取的工具變量有效。

(二)穩(wěn)定性檢驗(yàn)

上面的回歸結(jié)果是使用家庭消費(fèi)作為被解釋變量，為了檢驗(yàn)穩(wěn)健性，我們還考察了養(yǎng)老保險對儲蓄的影響，我們把家庭儲蓄率*儲蓄率=(家庭可支配收入-消費(fèi))/家庭可支配收入。作為被解釋變量?？刂谱兞颗c表3一致。

表4 養(yǎng)老保險與家庭儲蓄率關(guān)系的2sls計(jì)量結(jié)果

注：表中***、**、*分別代表在1%、5%和10%的顯著水平下顯著,括號內(nèi)數(shù)值為回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差。篇幅有限，略去行業(yè)以及部分控制變量。

計(jì)量結(jié)果表明，養(yǎng)老保險對我國家庭消費(fèi)有抑制作用，與上文被解釋變量為家庭消費(fèi)的結(jié)果符合，說明上文研究結(jié)果是穩(wěn)健的。

(三)不同群體分組情況

從上面的結(jié)果來看，養(yǎng)老保險對家庭消費(fèi)有顯著影響，不同的群體之間可能略有不同。本文就不同收入層次、新進(jìn)城鎮(zhèn)人口、不同年齡和是否退休四個角度分別考察不同群體之間養(yǎng)老保險與家庭消費(fèi)的關(guān)系。由上文可以看出，考慮負(fù)債之后的家庭消費(fèi)更為合理，故下文被解釋變量為“家庭消費(fèi)2”。

1.不同收入水平家庭

收入是影響家庭消費(fèi)最重要的因素之一，不同收入組的家庭，其消費(fèi)決策也會顯著差別?？疾旒彝ヰB(yǎng)老保險對居民消費(fèi)的影響，參考李培(2016)[25]15-25處理方法，把家庭收入按照由高到低分為5組，其他控制變量同表3，計(jì)量結(jié)果如表5所示：

表5 不同收入分組的家庭基本養(yǎng)老保險與家庭消費(fèi)的計(jì)量結(jié)果

續(xù)表

注：表中***、**、*分別代表在1%、5%和10%的顯著水平下顯著，括號內(nèi)數(shù)值為回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差?；貧w中還控制了家庭特征變量以及戶主特征變量以及行業(yè)等虛擬變量，限于篇幅沒有報告。

計(jì)量結(jié)果可以看出，養(yǎng)老保險對高收入家庭、較高收入家庭沒有顯著的影響，但是對低收入家庭、較低收入家庭以及中等收入家庭有顯著的正向影響。擁有養(yǎng)老保險會使低收入家庭、較低收入家庭以及中等收入家庭分別增加13.5%、12.4%以及9.2%。家庭消費(fèi)的收入彈性呈現(xiàn)倒U型特征，低收入家庭、較低收入家庭以及高收入家庭消費(fèi)的收入彈性都比較高收入家庭的收入彈性小。對此我們給出的解釋是，對于低收入家庭和較低收入家庭而言，收入是決定家庭消費(fèi)決策最重要的因素，因?yàn)榈褪杖爰彝サ氖杖牖居糜诨镜纳钪С?。高收入家庭由于收入過高，家庭收入不是影響消費(fèi)的最重要因素。

2.不同戶口類型家庭

城鎮(zhèn)戶口中有很大部分家庭是新進(jìn)城鎮(zhèn)人口(農(nóng)轉(zhuǎn)非)，為考察養(yǎng)老保險與不同戶口類型家庭消費(fèi)關(guān)系，本文將戶主類型劃分為兩種：農(nóng)轉(zhuǎn)非城鎮(zhèn)家庭和城鎮(zhèn)家庭。計(jì)量結(jié)果如表6(1)所示：持有養(yǎng)老保險家庭對城鎮(zhèn)家庭有顯著的促進(jìn)作用，但是對農(nóng)轉(zhuǎn)非城鎮(zhèn)家庭有抑制作用。對此我們給出的解釋是，城鎮(zhèn)家庭可支配收入較農(nóng)轉(zhuǎn)非家庭多，農(nóng)轉(zhuǎn)非城鎮(zhèn)家庭可能會因?yàn)槲磥聿淮_定性進(jìn)行儲蓄，因?yàn)檗r(nóng)轉(zhuǎn)非家庭會面臨更多購房、子女教育等壓力。

表6 是否農(nóng)轉(zhuǎn)非戶口和是否退休的家庭養(yǎng)老保險與家庭消費(fèi)關(guān)系的計(jì)量結(jié)果

注：表中***、**、*分別代表在1%、5%和10%的顯著水平下顯著，括號內(nèi)數(shù)值為回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差?；貧w中還控制了家庭特征變量以及戶主特征變量以及行業(yè)等虛擬變量，限于篇幅沒有報告。

3.是否退休家庭

為考察退休與家庭消費(fèi)的關(guān)系，本文將家庭分為退休和未退休兩個子樣本。研究結(jié)果如表6(2)所示，退休家庭與未退休家庭，養(yǎng)老保險都會顯著刺激家庭消費(fèi)，但是退休家庭養(yǎng)老保險的刺激作用更大。退休家庭和未退休家庭的養(yǎng)老保險使得家庭消費(fèi)分別增加17.2%和12.4%。這與我們預(yù)期一致，退休家庭處于生命周期老年期，退休家庭不會為未來的不確定性而儲蓄。未退休家庭的生活壓力更大，往往會選擇儲蓄，即使擁有養(yǎng)老保險，也會為孩子教育、父母養(yǎng)老以及住房等進(jìn)行儲蓄；退休家庭生活基本穩(wěn)定，退休家庭消費(fèi)傾向更大。

五、結(jié)論與政策建議

本文利用2014年中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)，探討?zhàn)B老保險與居民消費(fèi)之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明：

1.養(yǎng)老保險會顯著促進(jìn)家庭的消費(fèi)，持有養(yǎng)老保險會使得家庭消費(fèi)增加13.4%；考慮負(fù)債后，持有養(yǎng)老保險使得家庭消費(fèi)增加10.6%，下降了2.8%。

2.從不同收入分組來看，基本養(yǎng)老保險對低收入家庭有顯著促進(jìn)作用，但是高收入、較高收入的家庭沒有明顯的促進(jìn)作用。此外，持有養(yǎng)老保險家庭對城鎮(zhèn)家庭有顯著的促進(jìn)作用，但是對農(nóng)轉(zhuǎn)非城鎮(zhèn)家庭有抑制作用；退休家庭與未退休家庭，養(yǎng)老保險都會顯著刺激家庭消費(fèi)，但是退休家庭養(yǎng)老保險的刺激作用更大。

3.對于其他控制變量而言，家庭收入顯著促進(jìn)家庭的消費(fèi)；同時受教育程度越高、年齡越小的家庭，消費(fèi)支出越多；同時家庭規(guī)模越大的家庭，消費(fèi)支出也會較多。此外，對于家庭幼兒撫養(yǎng)比越多的家庭，家庭消費(fèi)支出越少；但老人贍養(yǎng)比并沒有顯著的影響。對于幼兒較多的家庭，我們認(rèn)為一是由于孩子年齡較小，花費(fèi)較少；二是父母會為孩子的教育以及婚姻的選擇進(jìn)行儲蓄。

本文實(shí)證結(jié)果表明，養(yǎng)老保險能夠顯著刺激家庭的消費(fèi)。首先政府應(yīng)該提高社會保障體系，提高并完善養(yǎng)老保險體系；對于收入較低的家庭以及較年長的家庭，政府應(yīng)該更多投入。其次，對于農(nóng)轉(zhuǎn)非城鎮(zhèn)家庭而言，農(nóng)轉(zhuǎn)非城鎮(zhèn)家庭養(yǎng)老保險對消費(fèi)有抑制作用，政府應(yīng)該給予這部分優(yōu)惠政策。再次，由于高收入家庭沒有顯著地刺激家庭消費(fèi)，政府應(yīng)該加強(qiáng)養(yǎng)老金的投資和運(yùn)轉(zhuǎn)，提高養(yǎng)老金的收益率。最后，政府還應(yīng)當(dāng)完善醫(yī)療保險、社會保險以及社會補(bǔ)助等政策手段。

[1]汪偉. 經(jīng)濟(jì)增長、人口結(jié)構(gòu)變化與中國高儲蓄[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)，2010(1).

[2]晁江峰. 中國居民低消費(fèi)率問題影響因素評述[J].生產(chǎn)力研究，2016(1).

[3]王弟海，龔六堂.持續(xù)性不平等的原因及其動態(tài)演化綜述[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)，2008(2).

[4]徐忠，張雪春，丁志杰.公共財(cái)政與中國國民收入的高儲蓄傾向[J].中國社會科學(xué)，2010(11).

[5]袁志剛，宋錚.城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為變異與我國經(jīng)濟(jì)增長[J].經(jīng)濟(jì)研究，1999(11).

[6]沈坤榮，謝勇.不確定性與中國居民儲蓄率的實(shí)證研究[J].金融研究，2012(3).

[7]Feldstein M. Social Security , Induced Retirement and Aggregate Capital Accumulation[J]. Journal of Political Economy，1974(5).

[8]Hubbard，Judd. Social Security and Individual Welfare: Precautionary Saving, Borrowing Constraints, and the Payroll Tax[J].The American Economic Review，1987(77).

[9]Barro，MacDonald. Social security and consumer spending in an international cross section[J].Journal of Public Economics， 1979(11).

[10] Samwick A. Tax Reform and Target Savings[J].National Tax Journal，1998(51).

[11]Aydede Y. Aggregate consumption function and public social security: the first time-series study for a developing country[J].Applied Economics，2008(40).

[12]Diamond，Hausman. Individual retirement and savings behavior[J].Journal of Public Economics，1984(23).

[13]Gale. The Effects of Pensions on Household Wealth: A Reevaluation of Theory and Evidence[J].Journal of Political Economy，1998(4).

[14] De Nardi，F(xiàn)rench， Jones. Why Do the Elderly Save? The Role of Medical Expenses[J].Journal of Political Economy，2010，118(1).

[15]Engeihardt，Kumar. A Pensions and Household Wealth Accumulation[J]. Journal of Human Resources，2011，46(1).

[16]Barro. Are Government Bonds Net Wealth?[J]. Journal of Political Economy，1974， 82(6).

[17]彭浩然，申曙光.改革前后我國養(yǎng)老保險制度的收入再分配效應(yīng)比較研究[J].統(tǒng)計(jì)研究，2007(2).

[18]孟慶平.我國城鎮(zhèn)居民儲蓄對社會養(yǎng)老保險的公共價值分析[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2008(2).

[19]劉慧.社會保障對我國居民消費(fèi)影響的實(shí)證研究[J].價格月刊，2009(12).

[20]田玲，劉章艷.基本養(yǎng)老保險能有效緩解居民消費(fèi)壓力感知嗎？——基于中國綜合社會調(diào)查(CGSS)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].中國軟科學(xué)，2017(1).

[21]白重恩，吳斌珍，金燁.中國養(yǎng)老保險繳費(fèi)對消費(fèi)和儲蓄的影響[J].中國社會科學(xué)，2012(8).

[22] 鄒紅，喻開志.養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險對城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)影響的影響研究[J].統(tǒng)計(jì)研究，2013(11).

[23]寧磊，鄭春榮.延遲退休會提高社會福利水平嗎？[J].財(cái)經(jīng)研究，2016(8).

[24]張大永，曹紅.家庭財(cái)富與消費(fèi)：基于微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的分析[J].經(jīng)濟(jì)研究，2012(s1).

[25]李培，劉苓玲.我國基本養(yǎng)老保險擴(kuò)面的收入分配效應(yīng)研究[J].財(cái)貿(mào)研究，2016(4).

[26]宗慶慶.社會養(yǎng)老保險與我國居民家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)投資——來自中國家庭金融調(diào)查(CHFS)的證據(jù)[J].金融研究，2015(10).

[27]歐陽斌，何嬌.城鎮(zhèn)居民不同養(yǎng)老保障類型對家庭消費(fèi)的影響[J].消費(fèi)經(jīng)濟(jì)，2015(6).

[28]李曉嘉，蔣承.我國農(nóng)村家庭消費(fèi)傾向的實(shí)證研究——基于人口年齡結(jié)構(gòu)的視角[J].金融研究，2014(9).

[29] 戴揚(yáng)，劉有新.關(guān)于隨機(jī)截尾數(shù)據(jù)的進(jìn)展[J].重慶工商大學(xué)學(xué)報(自然科學(xué)版)，2007(1).

[30]何立新，封進(jìn)，佐藤宏.養(yǎng)老保險改革對于家庭儲蓄率的影響：中國的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2008(10).

[31]石陽，王滿倉.現(xiàn)收現(xiàn)付制養(yǎng)老保險對于儲蓄的影響——基于中國面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].上海經(jīng)濟(jì)研究，2010(3).

[32]徐舒，張紹陽.養(yǎng)老金雙軌制對城鎮(zhèn)居民生命周期消費(fèi)差距的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究，2013(1).

[33]楊繼軍，張二震.人口年齡結(jié)構(gòu)，養(yǎng)老保險制度轉(zhuǎn)軌對居民儲蓄率的影響[J].中國社會科學(xué)，2013(8).