养老保险改革对家庭储蓄率的影响：中国的经验证据，本文主要内容关键词为：养老保险论文,中国论文,证据论文,经验论文,储蓄率论文，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。
JEL Classification:D12,D91,E21,H55
一、引言
中国城镇养老保险制度在1995-1997年间经历了一次重大的改革，主要内容是为企业职工建立多支柱的养老保险体系，从单一的现收现付制转向现收现付与个人账户相结合的模式，养老保险个人缴费率逐步提高到职工缴费工资的8%，企业缴费率为职工工资总额的20%，作为第一支柱的现收现付制和作为第二支柱的个人账户合计提供58.5%的目标替代率。①这次改革导致养老保险预期的替代率从改革前的平均75%左右下降到58.5%，大多数企业职工退休后的福利待遇将会下降。养老金财富下降产生的福利效应是经济学研究和政策制定者共同关心的问题，这其中一个重要的机制是养老金财富的变化会影响家庭储蓄率，从而影响社会的总储蓄率。这次养老保险改革对家庭储蓄率的影响可以分为两方面：第一，与现收现付制不同，个人账户的养老金余额类似于私人储蓄，是一种强制性的家庭储蓄；第二，由于养老金总的替代率下降，特别是对于低收入的人而言，养老金占其老年生活来源较大的比重，因此，家庭储蓄可能会增加。第一方面的储蓄由于其强制性，规模可以估计，从而可以计算对国民储蓄的影响，但后一方面的影响就不那么明显。
除了养老保险改革外，在上世纪90年代中后期中国还经历了其他一系列改革，包括国有企业改革、医疗制度改革、教育体制改革、住房制度改革等，职工尤其是企业职工面临的风险加大，这些因素必然影响人们的储蓄动机和行为。②为了排除其他改革的影响，本文计算了改革前后职工养老金财富的变化，同时控制了时间变量和单位性质，以反映不同时期和不同工作单位性质的家庭所面临的制度环境。进一步，本文主要考察户主在企业工作的家庭样本，由于企业和事业单位职工面临的改革力度有很大不同，两类家庭的储蓄行为放在一起结论可能受到较多未观测因素的影响；③更重要的是，企业养老金财富变化主要由政策改变引起，具有外生性，因此本文把企业样本按年龄分组，用倍差法(difference-in-difference)的思想排除其他改革的影响。
本文的贡献主要有三个方面：(1)尽管养老保险改革自20世纪80年代中期开始，然而这一改革所带来的影响还没有被充分地评价。关于养老金财富对居民的金融资产和家庭储蓄的影响已经有不少实证研究，但这些研究主要针对发达国家的情况，对中国的经验研究还很少见。本文的研究可以在发展中国家养老保险改革对居民储蓄率的影响方面提供经验证据。(2)中国家庭储蓄率的决定一直受到研究者的关注，一些研究发现家庭储蓄率主要由经济增长速度、人口老龄化程度和通货膨胀率决定（如Modigliani与Cao,2004）。也有些研究发现未来收入和不确定性等对城市家庭储蓄有显著的影响（如Kraay,2000）。但这些研究都没有考虑家庭养老金财富的影响。(3)在研究方法上，本文用家庭调查的微观数据研究养老金变化对家庭储蓄率的影响，利用养老保险政策变化克服养老金财富的内生性问题。本文的结果表明，养老保险改革对家庭储蓄率会产生明显的影响，家庭养老金财富与当期收入之比下降100个百分点，将导致家庭储蓄率平均增加约30-40个百分点，但不同家庭养老金财富变化的影响不同，养老金财富对家庭储蓄率影响显著的是户主为35-50岁的家庭。
二、文献综述
（一）近期对中国家庭储蓄率的研究
中国的家庭储蓄率与西方国家相比处于较高的水平，对于其中的原因有多方面的解释，Modigliani和Cao(2004)考察了1953-2000年的家庭储蓄率，验证了家庭储蓄率与经济增长率之间的正相关关系，同时人口的负担系数、通货膨胀率也对家庭储蓄率有正的影响。Kraay(2000)用1978-1983年和1984-1989年间各省的家庭储蓄率验证了未来收入对家庭储蓄率有负的影响，而人口负担系数并没有显著的影响。Hofioka和Wan(2007)用近期的省级数据（1995-2004年）得到的结论是家庭储蓄率主要和人口年龄结构与实际利率有关。上述文献的结论虽有差异，但都说明中国的家庭储蓄行为可以由生命周期模型解释。
关于家庭储蓄率的各种研究结论建立在对家庭储蓄率的定义和度量之上。宏观数据的定义和度量有两种方法：一种是用国民可支配收入减去总消费得到国民储蓄，再细分为住户家庭、政府、企业等几类储蓄，用家庭储蓄除以国民生产总值得到家庭储蓄率；另一种是度量家庭资产存量的变化与家庭可支配收入的比率。一般认为用家庭调查得到的储蓄率更为准确，大多数的研究采用中国统计年鉴提供的基于家庭调查得到的家庭可支配收入和消费数据计算家庭储蓄率（例如Kraay,2000；Hofioka和Wan,2007；何新华和曹永福，2005）。但Modigliani和Cao(2004)通过家庭金融资产的变化和固定资产的投资估计家庭储蓄，并与消费数据相加得到家庭可支配收入，从而计算家庭储蓄率。
因此，尽管研究认为中国的家庭储蓄率处于较高的水平，但对其规模和变化趋势的估计存在争议。何新华和曹永福(2005)根据中国统计年鉴资金流量表计算得到的结果表明1994-1999年间家庭储蓄率一直呈上升趋势，从1994年的约17%上升到1999年的21%。Hofioka和Wan(2007)用统计年鉴计算得到的家庭储蓄率在1995年约为21%，随后一直上升，到1999年约为26%。但Modigliani和Cao(2004)的数据有比较大的差异，他们计算的家庭储蓄率在1994年为33.8%，为近年来最高，随后一直下降，尤其是1997年后下降幅度较大，到1999年家庭储蓄率为27%。
用微观数据的关于城镇家庭储蓄率的研究较少。一般而言，利用微观数据计算的储蓄率比利用宏观数据计算的储蓄率要低，一个重要的原因是个人可能有低报其收入的倾向(Kraay,2000)。Meng(2003)和罗楚亮(2004)利用中国社会科学院收入分配课题组的城镇住户调查数据研究了中国的预防性储蓄，其结论是由于经济转轨带来失业等问题，收入的不确定性增加，从而预防性储蓄增加。用微观数据的关于中国家庭储蓄率的研究以验证预防性储蓄为主要内容，尚未考虑到养老金财富的影响。
（二）关于养老金财富对家庭储蓄的影响的研究
理论上，如果人们仅仅为了退休而储蓄，那么养老金财富下降会导致家庭其他财富同等数量的增加。但养老金对家庭储蓄行为的影响还取决于流动性约束、收入的不确定性、其他储蓄动机、退休行为的改变等因素。如果储蓄的目的并非养老，那么养老金财富变化并不会影响储蓄。Feldstein(1974)用汇总数据和时间序列方法考察了养老金和资本积累之间的关系，其结论是美国的养老金财富使得家庭储蓄下降了50%左右。由于时间序列数据存在内生性问题和总体性偏差，所以后来的研究大多基于家庭微观数据。King和Dicks-Mireaux(1982)用截面数据研究了加拿大的情况，验证了养老金财富和家庭储蓄率之间的关系，发现公共养老金财富增加1美元将使得家庭金融资产下降25美分。Diamond和Hausman(1984)与Samwick(1997)用美国的微观数据发现养老金财富和金融财富之间的替代率约为20个百分点。然而更多的研究结果是二者之间并没有显著的替代关系（如Munnell,1974; Kotlikoff,1979; Blinder,et al.,1980; Venti & Wise,1990; Aso & He,2001）。
实证研究对养老金对家庭储蓄的影响没有给出明确的答复，正是因为二者之间的关系受到许多因素的影响。Hubbard(1986)发现存在流动性约束的家庭，养老金增加会使得储蓄率提高。Hubbard(1987)认为养老金为一生的收入提供了保险，降低了收入的不确定性，因而养老金增加会降低家庭储蓄率。Gale(1998)强调家庭的异质性，指出养老金财富对不同年龄和受教育程度的家庭的影响不同。他采用美国1983年的家庭财务调查数据，发现不考虑年龄因素会低估养老金的效应，将样本按照是否有储蓄激励账户和户主受教育程度是否在16年以上这两个标准分类后，发现那些有储蓄账户的家庭（信贷约束较小），户主受教育程度较高的家庭（面临的收入风险较小），养老金财富对家庭财富的替代作用更强。
截面数据中所观察到的储蓄率的变化由一系列可观测和不可观测的因素导致，那些不可观测的因素也对养老金财富有影响，因而存在内生性问题，但基于自然实验的方法可以在很大程度上克服这一问题。Attanasio(2003a,2003b)分别研究了意大利和英国的养老金财富变化对家庭储蓄率的影响，强调养老金财富变化的外生性。Attanasio(2003a)利用意大利1992年的养老保险改革作为自然实验，保证养老金财富变化的外生性。这次改革改变了退休年龄和领取养老金的条件，由此造成养老金财富减少。其结论表明养老金财富下降导致了家庭储蓄率的上升，但二者的替代性与年龄有关，户主在35-45岁的家庭二者替代率更高。本文也是利用中国养老保险制度改革作为政策实验，识别养老金财富变化对家庭储蓄率的影响。
三、养老保险制度改革的主要内容及养老金财富的变化
中国自1995年开始各省陆续进行养老保险制度改革，核心内容是对企业职工的养老保险实行统账结合的模式，1997年底国务院出台了《关于建立统一的企业职工基本养老保险制度的决定》（以下简称《1997年决定》）。这次改革确立了养老保险制度实行“社会统筹与个人账户相结合”的部分积累制的目标，并统一了养老金的计发条件和计发办法。具体规定如下：《1997年决定》实施前已经退休的职工（俗称老人），仍按国家原来的规定计发养老金，即根据工龄的长短，发给本人退休时标准工资的60%-90%，同时执行养老金调整办法。《1997年决定》实施后参加工作的职工（俗称新人），个人缴费年限累计满15年的，退休后按月发给养老金。养老金由基础养老金和个人账户养老金组成。基础养老金月标准为各地上年度职工月平均工资的20%，个人账户养老金月标准为本人储蓄额除以120。《1997年决定》实施前参加工作，实施后退休的职工（俗称中人），个人缴费年限和视同缴费年限累计满15年的人员，养老金由三部分组成，即在发给基础养老金和个人账户养老金的基础上再发给过渡性养老金。这样，在新制度下，根据个人在《1997年决定》实施时的就业状态（退休、在职、尚未就业），企业职工的养老金计发办法有所不同，从而养老金财富也有所不同。另一方面，机关事业单位职工的养老金待遇仍沿用以前的制度规定，未做调整。表1整理了《1997年决定》下企业职工在改革前后的养老金计发办法和缴费规定的主要内容。
改革后的新制度的养老金目标替代率是58.5%，但对在新制度实施之前工作的中人增发过渡性养老金，以补偿其在老制度中未积累个人账户资金而造成的损失。养老改革后不同人群的养老金的具体变化需要更详细的计算才能得知。我们用1999年城镇住户调查数据(CHIPS)中企业职工样本分别按改革前后的政策计算了养老金财富。④图1列示了男性25-59岁和女性25-54岁有养老金的样本在每个年龄上预计的养老金财富的均值，从中可以看到在每个年龄上养老金财富改革后比改革前均有明显下降，且年龄越轻的人，养老金财富下降幅度越大。例如，25岁男性养老金财富均值下降了53.95%，55岁男性养老金财富均值下降了29.41%；25岁女性养老金财富均值下降了65.45%，40岁女性养老金财富均值下降了42.87%。可见，职工的养老金财富在改革后普遍减少，而且不同年龄的人养老金财富变化也存在差异。
图1 改革前后企业职工（1999年样本，按性别与年龄分组）预期养老金财富均值的变化
注：根据“中国社会科学院经济研究所收入分配课题组1995年、1999年、2002年城镇住户调查数据”计算。以下图表如无特别说明，数据来源均与此图相同。
四、理论及实证模型
（一）理论模型
设在第i期家庭通过选择当期和未来各期的消费，最大化其一生的效用，⑤其选择受到当期家庭资产、家庭当期收入和未来收入、未来养老金财富的制约。设家庭规划为：
则反映出处于生命周期不同阶段的家庭其养老金财富的变动对家庭储蓄率的影响程度不同，养老金财富的增加（或减少）需要分配给t期以后的整个生命周期的消费。年龄越大的家庭，养老金财富变化对储蓄率的影响越大。因此，理论上有以下的预测：
(1)储蓄率的变化与养老金财富的变化有关，养老金财富下降幅度越大，储蓄率上涨幅度越大。
(2)养老金财富对储蓄率的影响与改革时个人距离退休时间的长度有关，离退休年龄越近的人，养老金财富变化对储蓄率的影响越大。
在不同年龄时的养老金财富的现值在生命周期的不同阶段会有所不同，而我们需要的是由政策改变引起的外生的养老金财富的变动。为此，我们用
对家庭的养老金财富和未来收入进行调整，以消除由处于生命周期的不同阶段导致的养老金财富和未来收入的差异。对家庭其他资产也做类似的处理。⑥
（二）计量方法
户主所在单位的性质（企业或机关事业）、户主年龄和养老保险改革的时间这三个因素决定了家庭养老金财富的变化，且这一变化是外生的。根据理论模型将回归方程设定为：
分别反映未来收入和家庭财富对当期储蓄率的影响；户主及配偶的失业概率反映储蓄的预防性动机；此外，还包括了控制户主性别、受教育程度、家庭规模等变量。若系数
＜0且显著，则养老金财富增加对家庭储蓄存在挤出效应。方程(5)的估计存在的一个问题是养老金财富的变化在截面上的差异存在内生性问题，尤其是在改革前个人养老金财富的差异可能受到未观测因素的影响。
由于政策导致不同年龄的人养老金财富所受到的影响不同，所以方程(6)中交互项系数
反映出某一年龄组与相对照的年龄组由养老金财富变动的差异带来的影响。
五、实证检验
（一）样本选择
本研究采用中国社会科学院经济研究所收入分配课题组1995年、1999年和2002年的城镇住户调查数据。该数据库包括个人就业状况、职业特征和收入等信息，有比较详细的家庭消费和家庭财产数据。我们主要采用1995年和1999年两年的数据，1995年代表改革刚开始时的情况，1999年为改革刚结束后的情况。在估计个人工资方程时加入了2002年数据。其中1995年调查了北京、山西、辽宁、江苏、安徽、河南、湖北、广东、四川、云南和甘肃11个省市，1999年调查了北京、辽宁、江苏、河南、四川和甘肃6个省市。2002年除了1995年的11个省市外，还调查了重庆市。
研究对象是男性户主年龄在25-59岁、女性户主年龄在25-54岁且有正常工作的家庭。退休之后的储蓄消费行为与工作时期有很大的不同，因此排除了户主超过退休年龄的样本，还排除了有老人需要赡养或者有除户主配偶以外成人的家庭。此外，我们将样本限定在户主被养老保险制度覆盖的家庭，即只包括调查问卷中的在企事业单位的固定职工和企业的长期合同工，没有包括私营企业和个体经营的人员，没有包括短期合同工。符合条件的家庭1995年为3595户，1999年为1595户，其中户主在企业工作的家庭1995年为2228户，1999年为1006户。户主统计信息见表2。
（二）变量的度量
1.工资和失业风险
我们用1995年、1999年和2002年三年有就业的20-59岁的劳动力样本估计个人的未来收入。工资方程控制了劳动力的年龄、性别、受教育程度、职业种类、就业单位的所有制性质和地区哑变量等。在此基础上，预测的个人的未来收入，作为计算养老金财富的基础参数，并在回归方程中控制家庭的未来收入。
我们用1995年和1999年25-59岁就业和失业的劳动力样本分别估计不同年份的失业风险，并采用probit模型预测，控制劳动力的年龄、性别、教育程度、工作单位所有制、职业等个人特征。在此基础上分别预测这两个时期个人的失业概率，并将户主和配偶的失业概率平均值作为家庭面临的失业风险。结果表明，与1995年相比，户主在企业工作的样本家庭平均的失业风险在1999年大幅上升，从0.8%上升到0.95%。这一结果和用同一数据库所做的类似研究一致（见Meng,2003）。⑦
2.不同类型家庭养老金财富的变化
养老金财富定义为职工从退休到死亡期间领取的养老金的贴现值，具体计算方法见附录。家庭养老金财富为户主和配偶的养老金财富之和。由养老保险改革导致的养老金财富的变化见表3。⑨户主在企业工作的家庭养老金财富1999年比1995年有明显的下降，户主和配偶均在企业工作的家庭养老金财富下降幅度更大。与此对照，户主在机关和事业单位工作的家庭，其养老金财富却有较大幅度的增加，这部分家庭在很大程度上不受养老保险改革的影响，其养老金财富的上升主要是工资上升导致。虽然尚未控制家庭的工资收入，但这一比较在很大程度上反映了养老保险改革导致户主在企业单位工作的家庭的养老金财富下降。
3.家庭储蓄率
储蓄率的度量采用两种方法：第一种度量中消费为这一时期（一年）所有的消费，包括教育和医疗支出。第二种度量，消费为除教育、医疗以外的消费支出。这样区分是考虑到教育与医疗保健可作为对人力资本的投资，在经济转型中其变动受到医疗和教育等制度改革的影响，并非由收入或养老金财富的变化所引起（罗楚亮，2004）。具体定义如下：
SR1=（家庭可支配收入-消费）／家庭可支配收入
家庭的消费包括日常支出，如食物、服装、日用品、交通通讯、房租等；医疗、教育等支出；不包括耐用消费品
SR2=（家庭可支配收入-除教育和医疗以外的消费）／家庭可支配收入
在下面的统计和回归分析中，去除了储蓄率SR1最低和最高的2%的样本。表4为户主在企业和事业单位工作的家庭的储蓄率在两个时期的变化。为体现生命周期的影响，按照年龄组进行对照。1999年较之1995年用两种口径度量的家庭储蓄率在所有家庭均有明显上升，且户主在企业的家庭比在事业单位的家庭上升的幅度更大。用SR1量的家庭储蓄率，户主在企业工作的家庭平均增加了17.80个百分点，户主在事业单位工作的家庭平均增加了17.74个百分点。用SR2度量的家庭储蓄率户主在企业工作的家庭平均增加了18.32个百分点，户主在事业单位工作的家庭平均增加了21.47个百分点。考虑到户主在企业工作的家庭在1995年的储蓄率比户主在事业单位工作的家庭低得多，所以从上涨幅度看，户主在企业工作的家庭上涨得更多。
数据显示户主在企业工作的家庭两种口径度量的储蓄率具有很强的正相关关系，且养老金财富下降伴随着家庭储蓄率的上涨，但户主在事业单位工作的家庭的储蓄率和养老金财富在两个时期都上升。因此，简单的分析还远不能说明养老金财富变动对家庭储蓄率的影响及其强度，更可靠的发现还依赖于计量分析及其结果。
（三）回归结果
将户主在企业和事业单位工作的家庭样本放在一起，用方程(5)回归的结果表明（表5第1-2列），年度哑变量的效应较大，且十分显著，但户主在企业工作的家庭的储蓄率显著小于户主在事业单位工作的家庭，这主要是因为两类家庭在这两个时期受到不同的制度影响并且收入存在差异。养老金财富对家庭储蓄有显著的负的影响，但这期间企业职工的养老金财富下降，主要原因是政策的变化，而事业单位职工养老金财富却在上升，其主要原因是收入上升。因此，这里养老金财富的内生性比较强，关于其对家庭储蓄率影响的更可靠的结论来自采用户主在企业工作的家庭样本的结果。
进一步采用户主在企业工作的样本的回归结果列于表5第3-8列。用两种方法度量储蓄率的回归结果基本相同。在未考虑养老金财富、未来收入和家庭资产因素的回归中（第3-4列），时间哑变量十分显著，这表明1999年的家庭储蓄率比1995年有明显提高；家庭的失业风险对当期储蓄率的影响并不显著，可能的原因是这两个时期几乎所有家庭的失业风险都有显著上升，因而这种影响体现在时间哑变量中。相对于25-29岁年龄组，其他年龄组的储蓄率并没有明显的差别。此外，户主为男性的家庭的储蓄率显著高于户主为女性的家庭，户主受教育程度较高的家庭的储蓄率也较高。⑩在模型中加入养老金财富和当期收入比(PW)、未来收入和当期收入比(PE)、家庭资产和当期收入比(AT)后的结果为第5-6列。首先，PW增加十分显著地减少了储蓄率，对SR1的边际替代为-0.33，即PW增加100个百分点，储蓄率下降33个百分点；对SR2的边际替代为-0.28。其次，在控制了PW后，时间哑变量的显著性和边际效应均有所下降，但依然十分显著，此时时间哑变量主要反映了除养老保险改革以外的其他制度变革和宏观经济环境的总体影响。再次，PE和AT对储蓄率有负的显著影响，与理论预测一致，即未来收入较高或家庭资产较多的家庭，在其他条件相同的情况下，其储蓄率较低。上述结果可以说明家庭的储蓄行为能够被生命周期理论所解释。
1999年比1995年调查的省份有很大减少，1999年的样本量比1995年少了近一半。这样1995年家庭养老金财富在截面上的差异所带来的影响会比较大，而这种差异可能不具有外生性。如果1995年仅用1999年仍然调查的省份，去掉1995年中那些1999年未调查的省份后，结果基本相同（表5第7-8列），养老金财富对储蓄的替代有所增加，回归的拟合度也有所改善。
方程(6)的回归结果（表6）表明，养老金财富对储蓄的替代效应在不同年龄段有不同的表现。从对SR1的影响看，养老金财富有显著替代作用的是35-39岁和40-44岁两个年龄段，其效应分别比最低年龄组高0.20和0.28。对SR2有显著影响的是在35-39岁、40-44岁和45-49岁三个年龄段，其效应分别比最低年龄组高0.18、0.29和0.20。在其他年龄段，养老金财富对储蓄的替代作用都不显著。用6个省的回归，结果有所改变，但40-44岁年龄段的人养老金财富的效应依然很显著。比较表6中不同年龄段的PW的系数（图2）可以看出养老金对储蓄的替代作用最强的是户主在40-44岁的家庭，这个结果和Attansio(2003a)对意大利的研究结果类似。(11)对于户主年龄较低的家庭，一方面他们储蓄的主要目的还不是养老，因此养老金财富变动的影响不大；另一方面，可能存在流动性约束，这些家庭的储蓄率较中年时期的家庭偏低，因而养老金财富的影响也不大。对于户主年龄较大的家庭，回归结果不显著可能是因为这些家庭的养老金财富受改革的影响并不大。
注：年龄虚拟变量、户主性别、教育程度和家庭规模的回归结果未列出，其效应与表5的回归结果类似。age_d2:30-34岁；age_d3:35-39岁；age_d4:40-44岁；age_d5:45-49岁；age_d6:50-54岁。
所有回归的结果表明（表5和图2），养老金财富对SR1代作用比SR2更强，养老金财富增加会增加家庭消费，而且对教育和医疗的支出比对普通消费品的消费增加得更多；反之，当养老金财富下降时，家庭会更多地减少教育和医疗支出。
图2 各类家庭（按户主年龄分类）养老金财富对家庭储蓄率的替代效应
六、结论和讨论
本文利用1995年和1999年的城镇住户调查数据考察了养老保险改革对家庭储蓄率的影响，从一个新的角度解释了20世纪90年代中后期中国家庭储蓄率上升的原因。1995-1997年间对中国城镇企业职工进行的养老保险制度改革导致企业职工养老金替代率下降，这一由政策导致的养老金财富的变化具有外生性，可以用来识别养老金对家庭储蓄的影响。我们的研究表明，在中国养老金财富对于家庭储蓄存在显著的替代效应，这一效应的大小平均为-0.4到-0.3左右。这个结果与一些对发达国家研究的结果相近（如Feldstein,1974; King & Dicks-Mireaux,1982; Samwick,1997）。但这种替代效应在不同家庭有明显差异，户主年龄在35-49岁的家庭的储蓄率会显著受到养老金财富的影响，其他家庭这一影响并不显著。而且，把家庭的教育和医疗支出作为消费支出来衡量家庭储蓄率时，这种替代效应更强，这表明养老金财富的增加会使得教育和医疗支出的增长幅度超过日常消费支出。
本文的研究表明，生命周期假说在中国在很大程度上可以用中国城镇家庭的储蓄行为检验。在中年家庭中，储蓄的养老动机是明显存在的，因而在养老金财富下降的时候，家庭会明显地增加储蓄。对于年轻的家庭，其家庭储蓄率比较低，且储蓄的主要动机不是养老，因而家庭储蓄受养老保险改革的影响并不大。20世纪90年代以来家庭储蓄率不断上升的原因有多种，而养老保险改革是企业职工养老金财富减少的一个不可忽视的原因。
本文还存在一些尚待改进的地方。由于数据的约束，本文采用了两个时期的混合截面数据，虽然由于政策的变化两个时期养老金财富的变化具有外生性，但养老金财富在截面上的变化主要通过控制家庭和个人特征体现，那些未观测的家庭和个人特征可能对结果造成偏误。今后可以尝试用匹配(matching)的方法对两个时期的家庭样本进行匹配，产生类似于面板数据的效果，更准确地识别养老金财富的效应。另一个问题是，一些重要变量可能存在测量误差，如家庭财富和养老金财富，今后可以尝试用工具变量方法解决。
附录
未来收入和养老金财富的估算
在本文的估计中，未来收入定义为职工从调查年到退休前一年期间工资收入的贴现值；养老金财富定义为职工从退休到死亡期间领取的养老金的贴现值。1997年改革后企业职工需要按本人工资收入的一定比例缴纳保险费，所以我们估算了两种养老金财富，一种是没有扣除工作期间缴纳的保险费的养老金总财富，一种是扣除工作期间个人负担的那部分养老保险费后的养老金净财富。未来收入和养老金财富的估算我们基本参照何立新(2007)的(3)式—(6)式，并根据本文的情况做了调整和改进。具体估算过程如下：首先我们利用1995年、1999年和2002年三年的数据，选取20-59岁有工资收入的样本，以个人工资收入的对数值为被解释变量，以个人的年龄、学历、职业等个人特征为解释变量来估计工资收入函数；之后根据收入函数的估计结果得到个人工资年收入的预测值，并在一定的工资增长率和利息率的假设条件下，估计出每个人在未来的工资收入（参见(*)式）。
其中LTW[,i]代表个人i从调查时的a岁到退休前的R-1岁的工资收入在调查时点的贴现值；
是个人i在s岁时的工资年收入预测值；a是调查时的年龄；R是退休年龄（男性60岁，女性55岁）；g[,s]是个人i在s岁时的社会平均实际工资增长率；r[,s]是贴现率。在具体估计时我们假设g与r相等，在各个时点均取值为4%。
其次我们利用上面得到的每个人的未来工资收入根据养老保险制度的有关规定估计养老金财富。由于新老制度的计发办法不同，我们对不同的人群采用了不同的方法计算。对1995年样本，无论职工是在企业还是在机关事业单位工作，都一律按老办法计算，即每月的养老金按退休时本人工资的一定比例（养老金替代率）计发，并按社会平均实际工资增长率实行养老金调整。
式中LPold[,i]代表个人i从退休时的R岁到死亡时的D岁间领取的养老金合计在调查时点的贴现值；x为养老金替代率；(12)D为死亡年龄；(13)其他符号的含义与上式相同。
对于1999年样本，我们对企业职工和机关事业单位职工的养老金财富采用不同的方法计算。对企业职工根据表l整理的内容，对新人计算其基础养老金和个人账户养老金，对中人计算其基础养老金、个人账户养老金和过渡性养老金。本文将各个时点的预测工资视为下一年度的缴费工资。“中人”的过渡性养老金根据焦凯平等编(2001)第29页和第46页的说明计算，即过渡性养老金=指数化月平均缴费工资×系数×未建立个人账户的年限，指数化月平均缴费工资=退休上年月社会平均工资*历年缴费平均工资指数，个人缴费工资指数为本人缴费工资与社会平均工资之比。系数取全国平均值1.3%。具体计算公式参见何立新(2007)。对机关事业单位职工则按(**)式计算。
注释：
①这个目标替代率的计算方法是：假设预期寿命为70岁，实际工资增长率等于实际利率，职工按缴费工资的11%向养老保险体系缴费35年，这样退休时个人账户可以提供38.5%的替代率，统筹账户提供20%的替代率，二者共提供58.5%的替代率。
②1998年《国务院关于进一步深化城镇住房制度改革加快住房建设的通知》，停止了实行40多年的福利分房制度。1998年《国务院关于建立城镇职工基本医疗保险制度的决定》开始在全国推行医疗保险改革。1998年开始的国有企业改革要求企业通过下岗分流的办法用3年的时间完成对富余人员的精简。
③在后面的估计中，我们通过预测家庭主要劳动力的失业概率、控制户主的受教育程度等来控制不同家庭面临的劳动力市场风险。
④养老金财富的具体计算方法参见附录。
⑤本模型中，不考虑收入和寿命的不确定性，不考虑储蓄的遗产动机和预防性动机。这样简化处理可以清楚地得到养老金财富和家庭储蓄率之间的关系。后面的计量分析中考虑了其他动机的储蓄行为。
⑥本文在调整时参数取值为β=0.98，不同年龄时的预期寿命用了1993-2003年生命表的平均值。用β=0.95的结果变化不大。
⑦由于篇幅限制，工资方程和失业概率方程及其结果并没有汇报，如需要，作者将提供。
⑧用家庭金融资产、房屋价值、耐用品等分别做回归，结果变化不大，最后选了三种资产之和。
⑨表3中1995年的养老金财富未扣除个人缴费，因为当时缴费率较低且很多地区未实行个人缴费。1999年养老金财富为扣除个人缴费后的净财富。
⑩受教育程度不是本文考察的主要因素，在模型中加入受教育程度一方面反映户主的偏好和流动性约束，受教育程度较高的人流动性约束较小(Attanasio,2003a)，另一方面也反映了家庭面临的收入风险，一般而言，户主受教育程度高的家庭面临的收入风险较低(Gales,1998)。
(11)那篇文章认为年龄较轻的家庭存在流动性约束，所以替代作用不强。但比较难解释年龄较大的家庭结果。
(12)根据1978年国务院《关于工人退休，退职的暂行办法》和《关于安置老弱病残干部的暂行办法》的规定及已有的统计数据，将企业职工设定为75%，机关事业单位职工设定为90%。
(13)死亡年龄利用世界银行(2001)中提供的寿命变动预测结果。
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