社会保障养老金财富对城镇居民消费支出影响的实证研究，本文主要内容关键词为：养老金论文,社会保障论文,城镇居民论文,消费支出论文,实证研究论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
居民距离退休年龄的差异、个人缴费基数的差异等都会造成居民未来养老金收入的显著差异，我们将其称为居民的社会保障养老金财富。Feldstein① 首先实证分析了养老社会保障对美国居民生命周期养老储蓄的替代效应，实证分析采用的数据是美国1927－1971年（不包括1941－1946年）总量时间序列数据。他得出结论认为在美国养老社会保障替代居民私人储蓄的一半左右（相对于没有养老社会保障时的居民私人储蓄）。在这篇论文发表后，许多其他经济学家通过设定不同的计量模型，采用不同的计量方法，针对不同的样本数据对养老社会保障对居民私人生命周期养老储蓄的替代效应进行研究，但得出的结论分歧比较大。
在进行社会保障养老金财富影响居民消费支出和储蓄行为的实证研究时，首先需要解决的是数据选取和研究方法论的问题。在消费理论发展过程中，20世纪70年代卢卡斯（Lucas）的理性预期批判和霍尔（Hall）的随机游走模型是两个影响深远的重要贡献，这使消费函数理论研究重点转向对预期和不确定性的处理，强调消费者微观个体的理性决策和消费行为在本体论意义上的理解。因此，经济学家现在更加依赖家计调查数据，因为，在宏观总量数据中一个重要的概念是代表性消费者，它在数据加总过程中抹煞了所有消费者的个人特征。“代表性消费者既非青年又非老年，既非男性又非女性，他们的孩子完全相同，数量也多少不变，并且永远是儿童。人的所有真实特征在经济计量研究中都被忽略了。与此相反，在微观数据中，经济计量学家直接面对着样本中个人的差异。要在理解他们消费的问题上有所进展，经济计量学家就需要控制这些差异”。②
拥有多少社会保障养老金财富是消费者重要个人特征之一，因此，在进行社会保障养老金财富对城镇居民消费支出影响的实证研究时应该采用微观主体的家计调查数据。因为，宏观总量数据在加总过程中会使研究者在众多影响居民消费支出的因素中无法区分社会保障养老金财富的效应。而微观主体的家计调查数据在进行相关实证研究时具有较多优良的特性。家计调查数据能够同时给出微观主体的消费支出、可支配收入、是否拥有社会保障以及拥有多少社会保障等数据资料。同时，家计调查数据包含许多微观主体的个人特征资料，如年龄、性别、家庭人口、家庭成员的就业情况等，这些微观主体的个人特征能够对居民的消费支出产生影响，因此，有可能通过控制这些微观主体个人特征的差异区分出社会保障养老金财富对城镇居民消费支出的影响。
二、微观家计调查数据的选取
关于微观主体家计调查数据，本文选取的是2002年和2003年辽宁省城镇居民家计调查数据。2000年12月25日，国务院发出《关于印发完善城镇社会保障体系试点方案的通知》，在该方案中，国务院确定只选择辽宁省在全省范围内进行完善城镇社会保障体系的试点。辽宁省于2001年7月1日开始实施该试点方案。因此，在全国范围内辽宁省具有较好的社会保障运行环境，这为选取该省数据进行社会保障养老金财富影响城镇居民消费支出的实证分析提供了良好的基础。
2002年是目前可以得到的最早的包含居民社会保障支出情况的城镇居民家计调查数据，因为，在2002年以前根据国家统计局制定的调查统计项目，不包括居民社会保障支出，因此，无法运用2002年以前的数据进行实证分析。并且，按照统计调查的规定每年跟踪调查居民户样本都要替换更新三分之一，③ 因此，2002年和2003年家计调查统计数据的样本主体并不是完全相同的。所以，无论从时间跨度还是从样本数据主体，都不适合进行时间序列分析，但适合分别进行截面数据回归分析，这也可以增强回归分析结果的解释力。
2002年和2003年辽宁省城镇居民家计调查数据资料分为两部分，一部分是户资料，另一部分是人资料。所有数据均为年度数据，2002年共有3250户（其中1949户有养老社会保障），2003年共有3600户（其中2295户有养老社会保障）。由于本文进行社会保障养老金财富拥有量的差异对城镇居民消费支出的实证研究，所以，采用的样本数据为有养老社会保障居民户的数据资料，即2002年1949户，2003年2295户。
三、模型设定
关于模型设定，本文选取户人均消费支出为被解释变量，分别选取户主年龄、负担系数、户人均可支配收入和社会保障养老金财富作为解释变量。根据生命周期假说，消费者年龄是影响居民消费和储蓄行为的一个重要因素。按照该假说，消费者在年轻时储蓄，在年老时花费储蓄，并且，消费函数理论假定消费者是自私的，不存在利他主义思想，在寿命终期不留有遗产。因此，在这意义上，年龄将对被解释变量户人均消费支出产生正效应，即随着年龄的增大，户人均消费支出将增多。
关于负担系数，定义为家庭人口与就业人口之比。负担系数可以用来反映居民户家庭就业状况以及家庭中需要抚养或者赡养人员情况。负担系数越大说明家庭中需要抚养或者赡养的家庭成员越多，或者家庭中没有就业的成员越多，这会造成户人均消费支出的增加，因此，在理论上解释变量负担系数对被解释变量户人均消费支出有正效应。
收入始终是影响居民消费和储蓄行为的最重要因素之一。该解释变量的数据可以通过将户可支配收入除以家庭人口数得到。在理论上，户人均可支配收入会对被解释变量户人均消费支出产生正效应，即随着户人均可支配收入的增加，户人均消费支出增加。
社会保障养老金财富需要根据居民户家庭成员的性别、年龄、个人交纳的养老基金等数据资料进行估算，因此，需要结合家计调查数据的户资料和人资料。在人资料中，包括家庭成员代号、与户主关系、性别、年龄、参加工作时间、就业情况、行业情况、总收入（其中包括工薪收入、经营净收入、财产性收入、转移性收入等）、社会保障支出（其中包括个人交纳的养老基金、个人交纳的住房公积金、个人交纳的医疗基金、其它社会保障支出等）等数据资料。
所以，社会保障养老金财富截面数据分析模型可以表示为：
其中，C表示被解释变量户人均消费支出，AGE表示解释变量户主年龄，F表示解释变量负担系数，Y表示解释变量户人均可支配收入，SSW表示居民户的社会保障养老金财富，u为随机扰动项。
四、社会保障养老金财富的估算
按照《辽宁省完善城镇企业职工基本养老保险制度实施办法（试行）》和辽宁省劳动和社会保障厅在2002年印发的《关于调整城镇企业职工基本养老金计发办法的通知》的规定，企业职工基本养老金由基础养老金和个人账户养老金两部分组成。基础养老金月标准为职工退休时上年度省职工月平均工资的20％，缴费年限超过15年的，每超过一年增发上年度本市职工月平均工资的0.6％。个人账户养老金月标准为个人账户累计储存额除以120。所以，企业职工基本养老金可以表示为：
企业职工基本养老金＝基础养老金＋个人账户养老金
其中，基础养老金＝退休时上年度省职工月平均工资×（20％＋超过15年的缴费年限×0.6％）
个人账户养老金＝个人账户累计储存额÷120
城镇企业职工按月领取基本养老金必须同时达到两个条件，其一是企业职工达到法定退休年龄：男60周岁（特殊工种55岁）、女干部55周岁、女工人50周岁，其二是个人缴费年限满15年（个人缴费年限累计12个月为1年）。因此，如果能够得到居民户家庭成员的上述信息，就可以估算该家庭成员在退休时的基本养老金。
为了估算居民户家庭成员的社会保障养老金财富SSW，可以考虑一名在t年年龄为α的企业职工。如果该企业职工能够活到他法定的退休年龄，那么，他就可以领取年基本养老金
。该年基本养老金可以按照上述辽宁省城镇企业职工基本养老保险制度的实施办法进行估算，该企业职工的法定退休年龄则需要根据性别及其它方面的因素确定。按照辽宁省企业职工基本养老保险制度的现行规定，该企业职工在退休后将一直领取该年基本养老保险金直至其死亡，而不存在对其年基本养老保险金的调整。如果让
表示居民在年龄活到年龄的概率，让re表示企业职工的法定退休年龄，让ρ表示居民的主观时间贴现率，那么，该企业职工的社会保障养老金财富SSW在t年的现值可以表示为：
为了计算企业职工个人账户累计储存额，假设居民户中有个人交纳的养老基金支出的家庭成员都能达到领取基本养老金的第二条件，即个人缴费年限满15年。因此，如果居民距法定退休年龄的年限小于15年，那么，假设该居民的缴费年限刚好达到15年；如果居民距法定退休年龄的年限大于15年，那么，假设该居民在法定退休年龄前一直缴费。所以，企业职工个人账户累计储存额可以表示为：
为了简便计算和使问题易于处理，假设居民个人交纳的养老基金在达到法定退休年龄前保持不变，并且缴费年限超过15年的不按照0.6％进行调整。
为了估算居民家庭的社会保障养老金财富，需要对省职工年平均工资额的固定年增长率g进行赋值。④ 不同工资增长率会对居民户社会保障养老金财富造成影响，因此，本文分别假设g＝10％、g＝5％和g＝2％，以考察在不同工资增长率假设下实证分析的结果，判断模型设定和回归分析结果对不同工资增长率假设的敏感性和稳定性。
根据式（2），在估算居民户社会保障养老金财富过程中需要得到居民从年龄i活到年龄j的概率，为此，本文采用贺菊煌等⑤ 计算消费者各年龄死亡概率的方法和结果，
因此，最大可能寿命为103岁。通过居民在各年龄面临的死亡概率，可以得到相应的存活概率。
居民的主观时间贴现率ρ是另一个需要赋值的参数，根据贺菊煌等⑥ 对中国居民偏好参数的推测，他认为中国居民的主观时间贴现率ρ＝0.01。居民主观时间贴现率的设定会影响居民户社会保障养老金财富的估算，因此，本文分别取ρ＝0.01、ρ＝0.03和ρ＝0.05以考察不同居民主观时间贴现率假设下的实证分析结果，判断模型设定和回归分析结果对居民主观时间贴现率假设的敏感性和稳定性。
在辽宁省城镇居民家计调查数据人资料中包括居民户家庭成员的性别、就业情况等数据资料，但无法判断男职工是否属于特殊工种，女职工是女干部还是女工人，因此，作一些简化的假设，即统一假定男职工在60周岁退休，女职工在50周岁退休。
根据上述估算社会保障养老金财富的方法，本文分别计算了在不同工资增长率和居民主观时间贴现率假设下2002年和2003年样本数据的社会保障养老金财富（其平均值和标准差见表1和表2）。
五、回归分析结果
根据计量经济模型式（1），可以实证分析社会保障养老金财富对居民消费支出的影响。表3和表4分别给出2002年和2003年样本数据在相应的工资增长率和居民主观时间贴现率假设下的回归分析结果。⑦ 各回归分析采用的方法是普通最小二乘法（ordinary least squares,OLS）。由于回归分析采用的是截面数据，所以，容易产生异方差问题。异方差使OLS估计量仍然是线性的、无偏的，但不再是有效的，它破坏了OLS估计量的有效性及假设检验过程，因此，本文采用Eviews3.0软件提供的怀特异方差校正功能（White Heteroskedasticity Consistent Covariance）对各回归方程的回归系数的标准差和t统计量进行校正。
关于模型总体的拟合优度，在各种工资增长率和居民主观时间贴现率的假设下并没有显著差异。表3中2002年样本数据的R[2]统计量始终保持在0.505、0.506和0.507，表4中2003年样本数据的R[2]统计量始终保持在0.366和0.367。这表明样本数据和模型设定对工资增长率和居民主观时间贴现率的不同假设是稳定的、不敏感的，但总体上，R[2]统计量不是很高，这说明社会保障养老金财富模型的拟合优度仍然不是很理想。
造成模型拟合优度不高的一个原因是回归方程中缺少了其它重要的解释变量。这些缺少的重要解释变量主要是居民家庭的银行储蓄量及其他易变现的兼有储蓄性质的金融资产。在理论上，家庭的银行储蓄及其他易变现的金融资产是影响居民消费支出的重要因素。中国居民具有较强的阶段性消费特征，比如子女上大学、子女婚嫁、下一代的出生等。在我国目前有较强的流动性约束的条件下，这些高峰消费支出主要依靠居民的银行储蓄及其他易变现的金融资产（如股票、债券等）来支付。因此，如果在模型中加入居民家庭的银行储蓄和金融资产解释变量，会提高模型的拟合优度。但是，样本数据中并不包括居民家庭的银行储蓄和金融资产。第二个可能导致较低的R[2]统计量的原因是测量误差。测量误差在调查数据中广泛存在，因为，这些数据来源于被调查的受访者。受访者由于各种主观或客观上的原因并不能准确给出被调查项目的数据资料。
户主年龄在2002年和2003年样本数据回归分析结果中表现出不同的显著性和系数大小。在2002年样本数据回归分析结果中，户主年龄只在g＝10％、ρ＝0.01和g＝10％、ρ＝0.03两种假设条件下是10％显著水平显著的，而在2003年样本数据回归分析结果中，在全部假设条件下都是1％显著水平显著的。并且，户主年龄的回归系数在2003年样本数据中是在25.112和26.169之间，而在2002年样本数据中是在4.308和5.985之间。解释变量户主年龄在2003年样本数据中具有较好的显著性和较大的回归系数。但是，无论是显著的还是不显著的，户主年龄的回归系数都是正的，表明对人均消费支出有正效应。
在两组样本数据回归分析结果中，负担系数在所有工资增长率和居民主观时间贴现率的假设条件下都是1％显著水平显著的。家庭负担系数对被解释变量户人均消费支出有比较好的解释能力。家庭成员中就业状况、是否有需要抚养或者赡养的家庭成员对户人均消费支出有重要的影响。在中国现阶段，抚养子女的成本主要由家庭自身承担。其中，教育费用支出构成抚养子女消费支出的重要组成部分，教育费用支出的需求价格弹性较低，对于居民户具有较强的刚性。对于需要赡养的老人，医疗费用支出占有主要部分。这部分支出对于居民户同样具有较强的刚性。因此，家庭负担系数会对户人均消费支出造成显著的影响。
户人均可支配收入在各种工资增长率和居民主观时间贴现率的假设下都是1％显著水平显著的。在2002年样本数据中，户人均可支配收入的回归系数稳定在0.654到0.659之间。在2003年样本数据中，户人均可支配收入的回归系数稳定在0.559至0.561之间。总体上，2002年样本数据比2003年有较高的边际消费倾向，户人均可支配收入的回归系数对各种工资增长率和居民主观时间贴现率假设是稳定的、不敏感的。在解释居民消费和储蓄行为时，居民可支配收入始终是一个非常重要的解释变量，对理解和研究中国城镇居民消费支出具有重要的作用。
在2002年样本数据的回归分析中，解释变量社会保障养老金财富除了在g＝10％、ρ＝0.01假设下是不显著的和在g＝10％、ρ＝0.03假设下是10％显著水平显著的，在其他假设条件下都是5％显著水平显著的。在2003年样本数据的回归分析中，解释变量社会保障养老金财富除了在g＝2％、ρ＝0.05假设中是10％显著水平显著的和在g＝5％、ρ＝0.05假设中是1％显著水平显著的，在所有其它假设下都是5％显著水平显著的。因此，总体上，社会保障养老金财富在解释户人均消费支出的回归分析中是显著的，表明居民户的社会保障养老金财富对其消费支出有显著的影响。
在2002年样本数据回归分析结果中，社会保障养老金财富显著的回归系数在0.001034至0.005560之间，平均值为0.003472。在2003年样本数据回归分析结果中，社会保障养老金财富显著的回归系数在0.000972至0.004014之间，平均值为0.002997。社会保障养老金财富的边际消费倾向大小对省职工社会平均工资增长率和居民主观时间贴现率的不同假设是比较敏感的、不稳定的。其实，这种回归系数的不稳定性是可以理解的。从表1和表2中，可以看出在省职工社会平均工资增长率和居民主观时间贴现率的不同假设下，居民户社会保障养老金财富的估算值有较大的差异。⑧ 居民户社会保障养老金财富值对各种省职工社会平均工资增长率和居民主观时间贴现率假设是敏感的、不稳定的，因此，也会造成其回归系数对各种假设条件的敏感和不稳定。但即使居民户社会保障养老金财富估算值在各种假设条件下有很大的差异，其回归系数也表现出很强的显著性，因此，可以认为居民户社会保障养老金财富会对居民户人均消费支出造成显著的影响。
六、研究结论
按照生命周期假说，居民消费支出不是由其当期收入决定的，而取决于其一生财富的现值总和，即一生可利用的总资源。消费者根据其一生财富在生命周期内平滑消费。也就是，理性的消费者根据预期的未来收入等信息选择一生的消费路径，以实现其一生效用的最大化。居民户社会保障养老金财富的增加意味着消费者一生可利用资源的增加，理性的消费者会根据对未来财富的预期调整现期消费行为而增加现期消费支出。
持久收入假说认为居民的消费支出由居民的持久收入决定。持久收入是消费者总收入中居民可以预见的、较稳定的、持续性的那部分收入。按照现行养老社会保障的规定，居民在达到法定条件后（如法定的退休年龄和缴费年限等）就可以无限期地（只要继续存活）、足额按月领取到他法定的社会保障养老金。根据持久收入假说，居民的社会保障养老金可以视为其退休后总收入中的持久收入部分，因此，居民会根据预期的社会保障养老金财富调整其现期的消费支出，即作为消费者退休后持久收入的社会保障养老金财富将对居民户人均消费支出产生正效应的影响。
其实，除了生命周期假说必须使用有限期界模型而持久收入假说通常使用无限期界模型以外，无论就基本假设、推导方法或是主要结论而言，这两个假说均不存在显著的差异，⑨ 都是消费者跨期配置其一生资源。可以将生命周期假说中的一生财富视为持久收入假说中的持久收入，而不改变二者的本质，因此，生命周期假说和持久收入假说通常被统称为生命周期——持久收入假说。所以，既可以将居民户社会保障养老金财富视为居民一生财富总现值的一部分也可以将其视为居民退休后的持久收入，同时，生命周期——持久收入假说对中国的适用性不断增强。⑩ 因此，社会保障养老金财富将对居民消费者支出产生正效应。
20世纪90年代兴起的行为经济学（behavioral economics）试图调和正统主流经济学理论假说和实证检验的不符。行为经济学在消费函数理论的应用产生了行为生命周期假说（Behavioral Life Cycle Hypothesis,BLCH）。BLCH模型构造了一个二元偏好结构框架，即个人行为包含一对共生的但又不一致的偏好：一个偏好关注长期，另一个偏好关注短期，前者定义为计划者，后者定义为行动者。BLCH模型通过建立计划者与行动者的博弈关系将自控问题嵌入生命周期理论。假定行动者是完全近视的，仅仅关心当前消费；假定计划者是完全远视的，仅仅关注行动者一生消费效用的最大化。(11)
行为生命周期假说对传统生命周期假说（LCH）的重要扩展在于对财富同质性假设（fungibility assumption）的修改。生命周期假说认为消费者根据其一生总财富跨时决策消费以使其一生效用最大化。其中，总财富是消费者一生收入的总和，包括当期收入以及预期的未来所有收入。消费者对各种形式的财富不加区分，适用相同的边际消费倾向。而行为生命周期假说通过引入消费者自我控制能力（self-control ability）和头脑账户（mental account）的概念，认为消费者将各种不同形式的财富在头脑中归入不同的头脑账户，因此，适用不同的边际消费倾向，例如，在头脑中形成当期收入账户、流动性资产账户、房屋增值账户和未来收入账户等。
行为生命周期假说（BLCH）通过引入头脑账户（mental account）和自我控制能力（self-control ability）对传统生命周期假说进行扩展。自我控制能力是指消费者在即期消费的诱惑与长期为退休和意外事件进行养老储蓄和预防性储蓄之间进行控制的能力。由于有限理性，消费者会倾向于对可支配收入的即期消费，而忽视为长远打算的养老储蓄和预防性储蓄。同时，消费者会将不同形式的财富归入头脑中的不同账户。简单的头脑账户可以分为当前可支配收入账户、当前财产账户和未来收入账户三种。消费者对头脑中的不同账户适用不同的边际消费倾向。在某一时点上，边际消费倾向在当期可支配收入头脑账户中最高，当前财产头脑账户次之，未来收入头脑账户最低。因此，如果消费者将资产从高消费倾向头脑账户转移到低消费倾向头脑账户以增强其自我控制能力，那么，这将使消费者增加储蓄而降低当期的消费支出。由于社会保障收益属于消费者头脑账户中的未来收入账户，并且对于处在工作期间的消费者来说不能提前支取和透支，因此，对消费者施加了较强的自我控制能力。所以，行为生命周期假说关于社会保障养老金财富影响居民消费支出的理论分析与传统生命周期假说相反。根据行为生命周期假说，社会保障养老金财富将对居民消费支出产生负效应。
从本文的研究结果来看，无论是2002年样本数据还是2003年样本数据，在各种假设条件下，无论是显著的还是不显著的，无论是1％显著水平显著的、5％显著水平显著的还是10％显著水平显著的，社会保障养老金财富的回归系数都是正的。这表明社会保障养老金财富对户人均消费支出的影响是正效应，即随着社会保障养老金财富的增多，居民户人均消费支出增加。因此，本文实证研究结果支持生命周期——持久收入假说关于社会保障养老金财富对居民消费支出影响的理论推断，不支持行为生命周期理论（BLCH）在中国城镇居民的适用性，因为，该理论认为社会保障将有助于增加居民储蓄而降低消费支出。
同时，本文实证研究结果在很大程度上支持和验证了中国建立社会保障体系以刺激居民消费需求的政策初衷以及许多中国学者提出的通过建立和完善社会保障体系以扩大居民消费需求的政策主张。因为，许多研究中国居民消费和储蓄行为的学者在针对扩大国内居民消费需求提出政策建议时，往往都将建立和完善社会保障体系作为其中重要一条提出。(12)
收稿日期：2008－03－01
注释：
① Feldstein,M.,“Social Security,Induced Retirement and Aggregate Capital Formation”,Journal of Political Economy,vol.82,no.5 (September/October),(1974),pp.905－926.
② 安格斯·笛顿著，胡景北、鲁昌译：《理解消费》，上海：上海财经大学出版社，2003年，第175页。
③ 在实际中，每年跟踪调查居民户样本替换更新都要大于三分之一，因为，有些跟踪调查户在第二年不愿意再和统计局继续合作，这些居民户将不得不被替换掉。此外，随着经济和社会发展跟踪调查居民户样本也在不断扩大，比如，2002年是3250户，到2003年是3600户。
④ 根据辽宁省劳动和社会保障厅印制的《辽宁省城镇企业职工退休审批表》，可知1992年至2003年辽宁省职工年平均工资额平均增长率为年11.128％。
⑤ 贺菊煌，等：《消费函数分析》，北京：社会科学文献出版社，2000年，第42页。
⑥ 贺菊煌，等：《消费函数分析》，北京：社会科学文献出版社，2000年，第109页。
⑦ 回归分析使用的软件为Eviews3.0。
⑧ 在2002年样本数据中，最大值是最小值的6.39倍。在2003年样本数据中，最大值是最小值的4.03倍。
⑨ 袁志刚、宋铮著：《高级宏观经济学》，上海：复旦大学出版社2001年，第232页。
⑩ 臧旭恒：《中国消费函数分析》，上海：上海三联书店，上海人民出版社，1994年，第268页。
(11) 臧旭恒：《中国消费函数分析》，上海：上海三联书店，上海人民出版社，1994年，第268页。
(12) 参见臧旭恒、张继海：《收入分配对中国城镇居民消费需求影响的实证分析》，《经济理论与经济管理》2005年第6期；袁志刚、宋铮：《城镇居民消费行为变异与我国经济增长》，《经济研究》1999年第11期；王端：《下岗风险与消费需求》，载《经济研究》2000年第2期等。
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