易行健，黃 遠

(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、高儲蓄現(xiàn)象一直備受全世界的關(guān)注，居民消費不足現(xiàn)象已成為當(dāng)前中國經(jīng)濟最重要問題之一。從消費角度來看，根據(jù)國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)，中國居民消費率由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年我國居民消費率仍只有38.0%*數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計局。。從國際對比來看，我國居民消費率仍較低。2009年，美國、日本、韓國居民消費率分別為69.3%、60.1%和51.7%，我國居民消費率為36.2%；2013年，美國、日本、韓國和中國的居民消費率分別為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，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)濟轉(zhuǎn)型帶來的經(jīng)濟增長及人口政策轉(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)化進程以及房地產(chǎn)市場都會導(dǎo)致中國低消費、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、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)濟發(fā)展及社會進步，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)計局。可以看出，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)老保險與居民消費的關(guān)系尤為重要。

二、文獻綜述

關(guān)于基本養(yǎng)老保險與居民消費的關(guān)系，國內(nèi)外已有很多學(xué)者進行研究。但由于不同國家的金融市場水平、經(jīng)濟發(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)老保險與居民消費的關(guān)系并沒有明確的結(jié)論。

(一)國外相關(guān)研究的文獻綜述

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年消費者支出數(shù)據(jù)考察消費與養(yǎng)老保險的關(guān)系，從時間序列上發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險與消費正相關(guān)，但截面數(shù)據(jù)分析卻負相關(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)老保險對總消費的影響，表明公共養(yǎng)老保險對總消費有顯著的影響。Diamond &Hausman(1984)[12]115-139對美國數(shù)據(jù)分析表明，公共養(yǎng)老金財富對其他財富的替代率在0.3～0.5之間。Gale(1998)[13]706-723利用美國消費者財務(wù)數(shù)據(jù)估計養(yǎng)老金財富對其他財富的替代性，認為此前的研究低估了養(yǎng)老金財富對其他財富的替代性。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)療支出不確定性進行儲蓄的背景下，養(yǎng)老保險中醫(yī)療項目確實有助于降低儲蓄。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。也有文獻表明養(yǎng)老保險對消費沒有影響，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，認為社會養(yǎng)老保險使得老年人留下更多的遺產(chǎn)彌補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產(chǎn)生影響。

(二)國內(nèi)相關(guān)研究的文獻綜述

國內(nèi)對于養(yǎng)老保險與居民消費、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)老保險能夠促進消費、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)進行檢驗，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，并提倡強制性的個人儲蓄性養(yǎng)老計劃。劉慧(2009)[19]80-82發(fā)現(xiàn)社會保障對我國消費有正向顯著影響，應(yīng)該提高我國社會保障水平刺激消費，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。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、文化娛樂等消費項目的壓力感知，而對住房、教育、醫(yī)療等消費則沒有顯著影響。

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)老金繳費率對家庭消費和儲蓄的影響，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，在給定繳費前的收入水平以及養(yǎng)老保險覆蓋狀態(tài)時，提高養(yǎng)老金繳費率會顯著抑制繳費家庭的消費。另外，養(yǎng)老保險繳費負擔(dān)對總消費的影響主要也是負面的。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支出顯著增加，但是養(yǎng)老保險繳費率每增加1%，家庭消費將減少2.58%。寧磊、鄭春榮(2016)[23]27-39對延遲退休福利影響進行分析，發(fā)現(xiàn)在養(yǎng)老金繳費率和養(yǎng)老金待遇不變的情況下，延遲退休均能使城鎮(zhèn)職工包括消費在內(nèi)的福利水平上升。

綜合已有的文獻發(fā)現(xiàn)，雖然國內(nèi)外學(xué)者對養(yǎng)老保險與居民消費關(guān)系的研究較為豐富，但并未達成共識。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)，運用微觀數(shù)據(jù)研究養(yǎng)老保險與居民消費關(guān)系的研究較少，大部分研究結(jié)果表明養(yǎng)老保險促進居民消費，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，主要貢獻在于：在研究視角上，本文首先在家庭消費中考慮了負債，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致考察了養(yǎng)老保險與家庭消費的關(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、計量模型與數(shù)據(jù)描述

(一)數(shù)據(jù)、變量與描述性統(tǒng)計

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、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)家庭消費支出(被解釋變量cons_i)。根據(jù)CFPS問卷，把家庭消費支出進行匯總計算所得。其中消費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、居住和雜項支出等消費支出；因為養(yǎng)老保險對家庭消費的影響具備長期性，故在此考慮家庭負債。根據(jù)生命周期理論，我們可以把家庭的負債看成跨期消費，且在CFPS數(shù)據(jù)統(tǒng)計上相互獨立，故不會重復(fù)計算。我們考慮負債之后計算了第二個家庭消費。下文分別將這兩個消費稱為“家庭消費1”和“家庭消費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)補充養(yǎng)老保險以及離退后從所屬機關(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 不同分組家庭消費情況

表1可以看出不同分組情況下家庭消費情況。在沒加入家庭負債情況下，我國城鎮(zhèn)居民消費均值57 083.21元，持有養(yǎng)老保險的家庭總消費58 553.12元，未持有養(yǎng)老保險的家庭消費53 399.55元；在考慮負債情況下，我國城鎮(zhèn)居民消費均值92 748.43元，持有養(yǎng)老保險家庭的總消費為94 245.84元，未持有養(yǎng)老保險家庭消費為88 995.86元。從不同分組的家庭來看，高收入組家庭消費比低收入家庭消費更多，新進城鎮(zhèn)(農(nóng)轉(zhuǎn)非)家庭的消費比城鎮(zhèn)家庭消費少，退休家庭也比未退休家庭消費多。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)老保險家庭消費多，但農(nóng)轉(zhuǎn)非家庭持有養(yǎng)老保險消費更少。

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)計可以看出，我國城鎮(zhèn)“家庭消費1”為5.7萬元，“家庭消費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

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)實證模型設(shè)定

在對養(yǎng)老保險的實證研究中，早期主要采用時間序列的分析方法，隨著計量方法的發(fā)展和模型的改進。目前較為常用的計量方法是利用雙重差分法(DID)以及斷點回歸(RD)進行政策評估，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)生性帶來的估計偏誤。對于家庭消費而言，影響消費的因素繁多復(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)老保險與家庭消費之間的關(guān)系。本文建立如下線性計量模型：

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。

(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決策，如果忽視這個問題可能會造成嚴重的內(nèi)生問題。為解決潛在的內(nèi)生問題，本文進行了多種嘗試，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)但是跟家庭消費行為獨立的變量作為工具變量。根據(jù)已有文獻做法(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模型估計基本養(yǎng)老保險對家庭消費的影響。

四、實證分析

(一)2sls回歸結(jié)果

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

表3 養(yǎng)老保險與家庭消費關(guān)系的2sls計量結(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)準差。內(nèi)生性檢驗服從自由度為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，家庭消費無論是否加入負債，持有養(yǎng)老保險會顯著刺激家庭消費，分別使得“家庭消費1”和“家庭消費2”增加13.4%和10.6%。在考慮負債后，持有養(yǎng)老保險對家庭消費的刺激作用下降了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，因為養(yǎng)老保險對消費的影響具備長期性。在考慮負債后，家庭消費指標(biāo)也更為合理，家庭面對債務(wù)也會減少債務(wù)。此外，家庭收入對消費有顯著的影響，家庭人口多的家庭也會顯著促進消費；家庭孩子小于14歲的家庭對消費有著顯著負向影響，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行儲蓄。家庭老人贍養(yǎng)比對消費有促進作用，但是效果不顯著。東部地區(qū)顯著比中西部地區(qū)家庭消費更多。受教育程度越高的家庭，消費也會更多。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，需要進行DWH檢驗，考察家庭是否存在基本養(yǎng)老保險內(nèi)生性。進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

上面的回歸結(jié)果是使用家庭消費作為被解釋變量，為了檢驗穩(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)/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)準差。篇幅有限，略去行業(yè)以及部分控制變量。

計量結(jié)果表明，養(yǎng)老保險對我國家庭消費有抑制作用，與上文被解釋變量為家庭消費的結(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)老保險與家庭消費的關(guān)系。由上文可以看出，考慮負債之后的家庭消費更為合理，故下文被解釋變量為“家庭消費2”。

1.不同收入水平家庭

收入是影響家庭消費最重要的因素之一，不同收入組的家庭，其消費決策也會顯著差別。考察家庭養(yǎng)老保險對居民消費的影響，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)老保險與家庭消費的計量結(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)準差。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。

計量結(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決策最重要的因素，因為低收入家庭的收入基本用于基本的生活支出。高收入家庭由于收入過高，家庭收入不是影響消費的最重要因素。

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)家庭可能會因為未來不確定性進行儲蓄，因為農(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)老保險與家庭消費關(guān)系的計量結(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，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)老以及住房等進行儲蓄；退休家庭生活基本穩(wěn)定，退休家庭消費傾向更大。

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老保險與居民消費之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明：

1.養(yǎng)老保險會顯著促進家庭的消費，持有養(yǎng)老保險會使得家庭消費增加13.4%；考慮負債后，持有養(yǎng)老保險使得家庭消費增加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作用，但是高收入、較高收入的家庭沒有明顯的促進作用。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，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，家庭收入顯著促進家庭的消費；同時受教育程度越高、年齡越小的家庭，消費支出越多；同時家庭規(guī)模越大的家庭，消費支出也會較多。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，我們認為一是由于孩子年齡較小，花費較少；二是父母會為孩子的教育以及婚姻的選擇進行儲蓄。

本文實證結(jié)果表明，養(yǎng)老保險能夠顯著刺激家庭的消費。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，政府應(yīng)該加強養(yǎng)老金的投資和運轉(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助等政策手段。

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