孟　醒， 申曙光

基本養(yǎng)老金財富對居民消費的激勵效應(yīng)*——基于分位數(shù)回歸的研究

孟醒， 申曙光

申曙光，中山大學(xué)嶺南學(xué)院(廣州 510275)。

摘要：養(yǎng)老保險與居民消費一直是學(xué)術(shù)界關(guān)心的熱點話題。完善的養(yǎng)老保險制度能否降低儲蓄、激勵居民消費？采用中國綜合社會調(diào)查(Chinese General Social Survey，CGSS)2004以及2009年的橫截面調(diào)查數(shù)據(jù)，首先測算出不同戶主、不同政策參數(shù)下的養(yǎng)老金財富，并采用分位數(shù)回歸模型驗證了養(yǎng)老金財富對居民消費的激勵效應(yīng)；接著，根據(jù)2005年養(yǎng)老保險政策改革的規(guī)定，研究發(fā)現(xiàn)，男性戶主家庭消費的財富激勵效應(yīng)在改革后顯著增強，而改革對女性戶主家庭的影響并不顯著。建議我國養(yǎng)老保險制度改革應(yīng)在合理化政策參數(shù)的基礎(chǔ)上，加強對低收入群體的保障。

關(guān)鍵詞：養(yǎng)老保險制度； 養(yǎng)老金財富； 居民消費； 激勵效應(yīng)

一、引言

依靠人口紅利所帶來的低勞動力成本優(yōu)勢，我國實現(xiàn)了多年來的貿(mào)易順差，形成了“高儲蓄、高投資、高出口”推動經(jīng)濟增長的長期態(tài)勢。與此同時，我國基本養(yǎng)老保險制度經(jīng)歷了數(shù)次改革，1997年由完全的現(xiàn)收現(xiàn)付制轉(zhuǎn)向了部分積累制。隨后，為解決人口老齡化及轉(zhuǎn)軌成本所導(dǎo)致的統(tǒng)籌基金平衡問題，于2005年改革了制度參數(shù)，強調(diào)了個人貢獻與養(yǎng)老金收益之間的聯(lián)系，凸顯制度設(shè)計中的激勵機制?？梢哉f，經(jīng)濟增長與養(yǎng)老保險制度改革相互促進，動態(tài)平衡。然而，一方面，受計劃生育國策的影響，我國的人口紅利逐漸消失，隨之而來的是人口老齡化所引致的養(yǎng)老金支付危機；另一方面，依靠高投資、高出口推動的經(jīng)濟增長不具備可持續(xù)性，一旦投資過度，產(chǎn)能過剩，將出現(xiàn)通貨緊縮和經(jīng)濟衰退。在這一背景下，如何優(yōu)化我國的養(yǎng)老保險制度模式，以促進經(jīng)濟長期穩(wěn)定的增長，成為學(xué)術(shù)界和政策制定者所關(guān)心的重要議題。

要想回答好這個問題，應(yīng)首先找到轉(zhuǎn)型期我國經(jīng)濟增長的驅(qū)動力。羅斯托(Rostow，1960)對美國等發(fā)達國家的經(jīng)濟發(fā)展歷程進行研究，得出的結(jié)論是：不同經(jīng)濟體的增長驅(qū)動力均會在物質(zhì)資本積累到一定階段發(fā)生轉(zhuǎn)變，從高投資驅(qū)動型轉(zhuǎn)向消費驅(qū)動型；王小魯?shù)?2009)認為內(nèi)需不足是制約我國經(jīng)濟可持續(xù)增長的一大重要因素。根據(jù)國家統(tǒng)計局與商務(wù)部近期公布的2014年我國經(jīng)濟運行數(shù)據(jù)，去年我國最終消費對GDP增長的貢獻率達到51.2%，比上年提高3個百分點①中國國家統(tǒng)計局新聞發(fā)布會,http://www.stats.gov.cn/tjsj/sjjd/201501/t20150120_671388.html?，F(xiàn)實情況與理論依據(jù)均將未來經(jīng)濟增長的驅(qū)動力指向消費水平的提升。那么，剩下的問題是，何種養(yǎng)老保險制度模式能夠有效促進總消費的增長？以往的研究表明，不同的制度模式對消費水平的激勵作用有所不同。費爾德斯坦(Feldstein，1974)開創(chuàng)式地以養(yǎng)老金財富(SSW)作為重要橋梁，研究養(yǎng)老保險對儲蓄、消費的影響，結(jié)果表明：現(xiàn)收現(xiàn)付制可以顯著地促進消費；而巴柳和雷塞(Baillu and Reisen，1997)通過實證檢驗，發(fā)現(xiàn)積累制對消費的影響不顯著；何立新等(2008)針對我國的情況，考察了1997年我國養(yǎng)老保險“統(tǒng)賬結(jié)合”的改革對家庭儲蓄、消費的影響，研究結(jié)果認為“統(tǒng)賬結(jié)合”下的養(yǎng)老金財富會抑制儲蓄，提高消費水平，但其并未考察2005年養(yǎng)老保險激勵機制的改革效應(yīng)。值得一提的是，2005年的改革是在“統(tǒng)賬結(jié)合”的基礎(chǔ)上，強調(diào)個人繳費與收益掛鉤，可謂我國養(yǎng)老保險激勵機制的初建期；在經(jīng)濟發(fā)展的新常態(tài)時期，對這次改革的考察顯得尤為重要，因為如果這次改革對消費產(chǎn)生的激勵作用有所增強，政策制定者便可采取一種更加靈活的方式，即在現(xiàn)有政策的基礎(chǔ)上，通過改革養(yǎng)老保險制度參數(shù)，加入激勵因素來調(diào)整養(yǎng)老金財富，從而激勵消費水平提高。

在現(xiàn)有文獻的基礎(chǔ)上，本文采用中國綜合社會調(diào)查(Chinese General Social Survey，CGSS)2004以及2009年的橫截面調(diào)查數(shù)據(jù)，重點關(guān)注2005年養(yǎng)老保險激勵機制對消費的影響。在步驟上，我們首先測算出不同戶主、不同制度模式下的養(yǎng)老金財富；接著，采用分位數(shù)回歸模型驗證養(yǎng)老金財富與居民消費的關(guān)系，考察以下幾個問題：(1)養(yǎng)老金財富會否對消費產(chǎn)生激勵效應(yīng)？(2)不同性別職工的養(yǎng)老金財富會否對消費產(chǎn)生不同的激勵效應(yīng)？(3)2005年激勵機制的改革對消費產(chǎn)生了怎樣的財富效應(yīng)？

接下來的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是文獻綜述；第三部分是理論假說；第四部分是數(shù)據(jù)介紹與養(yǎng)老金財富測算；第五部分是模型設(shè)計、統(tǒng)計量描述和實證結(jié)果；第六部分將對全文做出總結(jié)并提出相關(guān)政策建議。

二、文獻綜述

從微觀視角考察家庭消費與養(yǎng)老保險關(guān)系的文獻大致可分為兩類：

第一類是計算個人的養(yǎng)老金財富，并實證檢驗其與其他金融資產(chǎn)的替代關(guān)系。迪克斯和金(L. Dicks Mireaux and M. King，1982)發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老金財富每增加一美元，家庭的金融資產(chǎn)便會減少25美分；派利(Tullio Jappelli, 1995)得出了相類似的結(jié)論。蓋爾(Gale, 1998)使用微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，考察養(yǎng)老金財富與儲蓄的替代關(guān)系，研究認為，這一替代關(guān)系在不同人群、不同年齡段有所不同，研究估計替代率大約在0.39—0.82之間。布盧姆等(David E. Bloom et al., 2007)則將個人退休的財富激勵考慮進去，考察壽命延長是否影響儲蓄與消費行為。研究發(fā)現(xiàn)：當(dāng)不存在個人退休行為的負向激勵時，預(yù)期壽命的延長不會增加儲蓄率；而在養(yǎng)老保險全覆蓋并且存在個人退休行為的負向激勵的情況下，預(yù)期壽命的延長將導(dǎo)致儲蓄率的升高，但這種影響在養(yǎng)老保險替代率較高的現(xiàn)收現(xiàn)付制下并不強烈。然而，上述研究均忽略了養(yǎng)老金財富對消費影響的內(nèi)生性問題，基于此，各國學(xué)者采用了一種更加靈活的方法，以養(yǎng)老金制度改革作為一項政策實驗，考察養(yǎng)老金財富對消費行為的影響。阿塔納西奧和羅威德(O.P. Attanasio and S. Rohwedder, 2003)以英國三次養(yǎng)老金制度改革作為自然實驗，使用1970—2000年的家庭面板微觀數(shù)據(jù)，研究養(yǎng)老金財富對家庭儲蓄行為的影響。研究結(jié)果表明，養(yǎng)老金制度改革對家庭儲蓄行為有較大影響。阿塔納西奧和布魯賈維尼(O.P. Attanasio and A. Brugiavini，2003)利用1992年意大利養(yǎng)老金制度的改革，研究了養(yǎng)老金財富與其他財富的替代關(guān)系。研究表明，養(yǎng)老金財富可以替代私人儲蓄，平均水平為0.3—0.4之間，且這種替代效應(yīng)在中年人家庭中會表現(xiàn)得更加強烈，最高達到0.71。何立新等(2008)利用1995年和1999年城鎮(zhèn)住戶的橫截面調(diào)查數(shù)據(jù)(CHIPS)，探究我國養(yǎng)老保險制度改革對家庭儲蓄率的影響。該研究利用養(yǎng)老金財富變化的外生性，識別養(yǎng)老金財富對家庭儲蓄率的影響，結(jié)果顯示：養(yǎng)老金財富對于家庭儲蓄存在顯著的替代效應(yīng)，平均為0.3—0.4左右，且不同家庭所獲得的替代效應(yīng)有明顯差異。張繼海(2008)選取2002年和2003年遼寧省城鎮(zhèn)居民家計調(diào)查數(shù)據(jù)，首先估算居民的養(yǎng)老金財富，在此基礎(chǔ)上，實證檢驗了養(yǎng)老金財富對居民消費支出的影響。研究結(jié)論表明：養(yǎng)老金財富對遼寧城鎮(zhèn)居民消費支出有顯著的正效應(yīng)。

第二類則考察養(yǎng)老保險參與率、繳費率對家庭消費的影響。方匡南和章紫藝(2013)采用中國社會綜合調(diào)查開放數(shù)據(jù)庫(CGSS)2006年家庭橫截面數(shù)據(jù)，針對參加社會保障與否，研究了社會保障和家庭消費支出的關(guān)系；方法上采用分位數(shù)回歸，克服了總體非正態(tài)分布的情形，考察不同消費水平之間社會保障對于城鄉(xiāng)消費支出影響的差異。研究結(jié)果表明：有社會保障的家庭人均消費要高于無社會保障家庭的人均消費。白重恩等(2012)則關(guān)注養(yǎng)老保險繳費對消費和儲蓄的影響，使用2002—2009年9個省市的城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)，方法上利用養(yǎng)老保險繳費率和參與率的城市差別，隨時間的變化構(gòu)建家庭養(yǎng)老金繳費的工具變量。研究發(fā)現(xiàn)：改革前，盡管增加養(yǎng)老保險覆蓋率有助于刺激消費，但提高養(yǎng)老金繳費率會顯著抑制繳費家庭的消費；同時，改革后尚未得出明確結(jié)論。鄒紅等(2013)的研究對消費項目進行細分，利用2002—2009年廣東省城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)(UHS)，分析了社會保險參與率和繳費率對城鎮(zhèn)家庭消費的影響。研究發(fā)現(xiàn)：與未參保家庭相比，參保家庭的消費支出將增加0.61%；從支出類型看，養(yǎng)老保險繳費率對食品、衣服、教育、娛樂和交通等支出大類均具有顯著抑制作用，但養(yǎng)老保險繳費率對子女培訓(xùn)班、煙酒和在外就餐等支出細項卻具有顯著促進作用。

綜上所述，從微觀視角出發(fā)，考察養(yǎng)老保險與消費關(guān)系的研究主要集中在討論養(yǎng)老金財富與其他家庭金融資產(chǎn)的可替代性，或參保率、繳費率對消費行為的影響。這些文獻均對我國養(yǎng)老保險制度與居民消費的研究做出了重要貢獻，但值得一提的是，國內(nèi)現(xiàn)有文獻忽略了一個重要研究視角，即2005年養(yǎng)老保險繳費與待遇掛鉤的激勵機制會否對消費產(chǎn)生新的影響？何立新等(2008)考察了1997年養(yǎng)老保險“統(tǒng)賬結(jié)合”的改革對家庭儲蓄、消費的影響，但2005年的改革效應(yīng)則未可知。方匡南和章紫藝(2013)僅僅考察了參保與否對消費行為的影響。白重恩等(2012)的研究雖然考慮了2005年的制度改革，但仍未得出明確結(jié)論。此外，現(xiàn)有文獻較少考察不同消費層次受養(yǎng)老金財富的影響程度會否不同。我國是人口大國，貧富差距十分明顯，如果政策制定者想要通過改革制度參數(shù)，以達到激勵消費增長的目的，那么對不同消費層次的考察就顯得尤為重要。

相比之下，本文將做出以下改進：第一，以2005年繳費與待遇掛鉤的激勵機制改革作為研究視角，將養(yǎng)老金財富作為核心解釋變量放入模型，考察不同制度模式對消費的激勵效應(yīng)；第二，方法上，為避免忽略對極端值處的考察，采用分位數(shù)回歸模型，檢驗不同消費層次的激勵效應(yīng)會否不同，以期對我國養(yǎng)老保險的制度改革提供參考。

三、理論假說

(一)基本模型

本文考慮一個包含個人、企業(yè)和政府的世代交疊模型(OLG)。假設(shè)每個代表性個體都經(jīng)歷兩期：工作期和退休期。在工作期，個人需按照制度規(guī)定繳納一定比例的養(yǎng)老保險費，同時，進行當(dāng)期的消費和儲蓄決策。

個人決策函數(shù)如下：

(1)

s.t.

(2)

(3)

(4)

其中μ表示養(yǎng)老金對工作時期工資的替代率。

(5)

用于生產(chǎn)的資本在當(dāng)期完全折舊，即每一期的資本存量完全由上一期的儲蓄決定。商品市場處于均衡狀態(tài)時，有：

(6)

求解個人決策函數(shù)的一階條件可得：

(7)

進一步求解以上最優(yōu)化問題可以得到儲蓄和消費的表達式：

(8)

由(8)可以看出，居民工作時期的儲蓄與消費的穩(wěn)態(tài)是時間偏好系數(shù)、資本產(chǎn)出彈性、社會統(tǒng)籌賬戶與個人賬戶的繳費率、替代率以及全要素生產(chǎn)率的函數(shù)。

(二)假說設(shè)定

如(8)所示，本文證明了居民的消費水平由替代率、繳費率等養(yǎng)老保險制度參數(shù)決定；同時，這些參數(shù)的設(shè)定共同決定了特定的養(yǎng)老保險制度模式，從而產(chǎn)生該模式下參保人的養(yǎng)老金財富(Samwick, 1998; Coile and Gruber, 2000)。因此，若要全面地考察養(yǎng)老保險與居民消費的關(guān)系，就不能單一地采用繳費率或是替代率，而是采用養(yǎng)老金財富這一衡量參保人一生繳費、待遇凈現(xiàn)值的變量。本文的關(guān)注點正在于此，即我國部分積累制下的養(yǎng)老金財富能否激勵居民消費水平的增加？為回答好這個問題，本文將在Feldstein(1974)研究的基礎(chǔ)上，提出如下假設(shè)，并通過實證分析對其進行檢驗。假說一：

其中，SSW為養(yǎng)老金凈財富，X為控制變量。如果假設(shè)成立，本文即可認為特定模式下的養(yǎng)老金財富可以激勵消費水平增長，并可以此為手段推動經(jīng)濟增長。

如果以上假設(shè)成立，即養(yǎng)老金財富對消費水平的提高存在激勵效應(yīng)，本文將在此基礎(chǔ)上驗證這種激勵效應(yīng)在2005年的制度改革后會否發(fā)生變化，并以此為基礎(chǔ)，為下一步的改革提供參考依據(jù)。因此，本文提出第二個假說：

如果假設(shè)成立，這種激勵效應(yīng)在改革后更強。那么，要使我國經(jīng)濟從出口驅(qū)動型轉(zhuǎn)型為消費驅(qū)動型，在養(yǎng)老保險制度設(shè)計的過程中，就可以采取一種更加靈活的做法，即通過改變制度參數(shù)，凸顯制度的激勵機制，激勵居民消費，以達到經(jīng)濟增長的最終目的。

四、數(shù)據(jù)介紹與養(yǎng)老金財富測算

(一)數(shù)據(jù)介紹

本文采用中國綜合社會調(diào)查(Chinese General Social Survey，CGSS)2004以及2009年的橫截面調(diào)查數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)以家庭為樣本單位進行調(diào)查，主要涵蓋性別、出生日期、文化程度、職業(yè)、參加工作時間、個人身份、工作單位性質(zhì)、價值觀、健康、家庭等方面的信息，并采用多階分層抽樣方法，所抽取的樣本包括全國(含22個省、4個自治區(qū)、4個直轄市；不含西藏自治區(qū)、港、澳、臺)多個地區(qū)。該數(shù)據(jù)由專業(yè)人員現(xiàn)場錄入，空缺率少，變量豐富，質(zhì)量較高。其中，2004年的數(shù)據(jù)樣本觀測值達10372個家庭單位，應(yīng)答率為62.1%；2009年的數(shù)據(jù)樣本觀測值達11783個家庭單位，應(yīng)答率為74.32%。

本文主要從微觀個體、家庭的層面上考察養(yǎng)老金財富對消費的激勵效應(yīng)。在消費這一變量的選取上，我們以家庭人均消費，即家庭消費總支出除以家庭總?cè)丝跀?shù)所得作為被解釋變量，其中家庭消費總支出包括食品、服裝、住房、交通、教育、娛樂、醫(yī)療等項目。在進行養(yǎng)老金財富變量的測算時，我們只關(guān)注城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險，因此刪除了農(nóng)村戶口以及沒有參加基本養(yǎng)老保險的觀測值。同時，我們將2004年與2009年的調(diào)查數(shù)據(jù)按性別分成兩個樣本，考察養(yǎng)老金財富與消費的關(guān)系。由于退休之后的儲蓄消費行為與工作時期有很大不同，因此排除了戶主超過退休年齡的樣本。我們提取60歲以下的男性戶主、55歲以下的女性干部以及50歲以下的女性工人的樣本觀測值。根據(jù)本文研究對象的需要，我們對該數(shù)據(jù)進一步篩選，標準為：(1)參加了城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險的企業(yè)職工，包括60歲以下的男性戶主、55歲以下的女性干部以及50歲以下的女性工人；(2)樣本內(nèi)被解釋變量，即家庭的消費數(shù)據(jù)不能為缺失值；(3)樣本內(nèi)所需變量，即受教育程度、年齡、健康、家庭收入等不能為缺失值。這樣，刪除無效樣本后，2004年的有效樣本共含1417人，其中男性829人，女性588人。2009年的有效樣本共含1705人，其中男性944人，女性761人。

(二)養(yǎng)老金財富測算

要計算個體退休時的養(yǎng)老金財富，首先要知道其終身的養(yǎng)老金收益以及所繳保費。而我國“統(tǒng)賬結(jié)合”的養(yǎng)老保險制度改革始于1997年,至今還不足以反映個人一生的繳費和收益關(guān)系，必須在一定假設(shè)條件下進行估計。在本文的估計中，將未來收入定義為職工從起始年到退休前一年期間工資收入的貼現(xiàn)值，養(yǎng)老金財富定義為職工從退休到死亡期間領(lǐng)取的養(yǎng)老金的貼現(xiàn)值。估計步驟如下: 以2000年的物價水平為基準，首先根據(jù)2000—2009年的《中國統(tǒng)計年鑒》,計算出各省在崗職工年實際平均工資增長率，并在一定的貼現(xiàn)率以及個人賬戶投資回報率的假設(shè)條件下，估計出每個職工自參加工作到退休前的實際繳費工資分布；再根據(jù)2005年改革前后的養(yǎng)老保險政策規(guī)定，分別計算出樣本觀測值中“中人”以及“新人”的養(yǎng)老金待遇；最后，根據(jù)生命表中分性別的死亡率分布以及各省的預(yù)期壽命數(shù)據(jù)，計算出調(diào)查年份的養(yǎng)老金凈財富，并以此討論不同時期的養(yǎng)老金財富對家庭消費水平的激勵效應(yīng)。

具體養(yǎng)老金財富測算步驟如下：

在連續(xù)情況下：

將其轉(zhuǎn)化為便于計算的離散情形：

五、方法設(shè)計、統(tǒng)計量描述與實證結(jié)果

基于以上考慮，本文將采用肯克和巴西特(Koenker and Bassett，1978)提出的“分位數(shù)回歸”(Quantile Regression,以下記為QR)方法。

(一)方法設(shè)計

本文將家庭人均消費的對數(shù)作為被解釋變量，將影響家庭消費支出的因素分為五類作為解釋變量，建立如下分位數(shù)回歸模型:

+β3α·lincome+β4α·edu+β5α·health

其中βiα(i=1，2，3，4，5)代表對不同解釋變量進行回歸的第α分位數(shù)的回歸參數(shù)。對于R2分位數(shù)回歸，一般使用準R2度量其擬合優(yōu)度，其定義為：

本文所考察的第一類核心的解釋變量lpw，即養(yǎng)老金凈財富的對數(shù)值。目前國內(nèi)外主流的觀點是，任何養(yǎng)老保險模式的改變都將通過養(yǎng)老金財富變化來影響個體行為(Samwick, 1998; Coile and Gruber, 2000)，因此，以養(yǎng)老金財富為核心的解釋變量更能準確地反映出本文所關(guān)注的消費激勵效應(yīng)。從投資組合理論的角度來說，養(yǎng)老金財富實際上是家庭資產(chǎn)組合中的一種，與其他金融資產(chǎn)，例如存款、房產(chǎn)等之間存在“替代關(guān)系”(Attanasio and Brugiavini, 2003)，因此，養(yǎng)老金財富的增加將會帶來當(dāng)期消費的增加，那么β1α理論上為正。

第三類為家庭總收入。理論上，在邊際消費傾向為正的情況下，當(dāng)期收入的增加都會激勵消費，因此，我們預(yù)測β3α為正。

(二)統(tǒng)計量描述

以2005—2007年的改革時間為分界點，表1列示了男性戶主改革前后模型中的被解釋變量、解釋變量的統(tǒng)計描述，表2則為女性戶主的統(tǒng)計量描述。按照本文的篩選原則，刪除無效樣本后，2004年的有效樣本共含1417人，其中男性829人，女性588人。2009年的有效樣本共含1705人，其中男性944人，女性761人。如表1所示，直觀來看，男性戶主改革前后的消費呈現(xiàn)出平均數(shù)值大于中位數(shù)值的情形，即證明整個分布中存在少數(shù)極大的突出數(shù)據(jù)，表2中女性戶主也存在相類似的情況。

表1　男性戶主統(tǒng)計量描述

另外，如表1所示，與被解釋變量一樣，養(yǎng)老金財富、收入水平也出現(xiàn)了平均數(shù)值大于中位數(shù)值的情形，即證明整個分布中存在少數(shù)極大的突出數(shù)據(jù)。 從簡單的統(tǒng)計量描述來看，不論是被解釋變量，還是連續(xù)的解釋變量均呈現(xiàn)出分布不集中，極大、極小值并存的態(tài)勢。這一發(fā)現(xiàn)，進一步說明為克服極端值引起的偏誤，采用分位數(shù)回歸，是一種既適應(yīng)中國國情，又符合樣本特征的做法。

表2　女性戶主統(tǒng)計量描述

2009年統(tǒng)計量描述變量平均數(shù)p10p25p50p75p90標準差最小值最大值樣本量消費3300065331000017000330006000072000491130000761養(yǎng)老金凈財富2000009700013000018000024000035000011000011000440000761家庭收入水平27000700010000200003000050000330001083300000761學(xué)歷0.393000110.48901761健康狀況0.658001110.47501761

最后是對兩個虛擬變量的統(tǒng)計量描述。如表1所示的學(xué)歷解釋變量，2004年男性戶主樣本數(shù)據(jù)中擁有大專以上學(xué)歷的比例僅為0.297，到2009年，這一數(shù)值增加到0.434。相類似地，女性戶主的學(xué)歷水平也在改革后有所提高，但幅度不大。不同于學(xué)歷水平，職工的自評健康水平在改革后有所下降。

(三)實證結(jié)果

我們將對本文所關(guān)注的三個核心問題進行實證檢驗，并對其進行經(jīng)濟解釋。方法上我們將首先利用OLS回歸方法，得到均值回歸的結(jié)果；在此基礎(chǔ)上，依照我國國情及樣本特征，采用分位數(shù)回歸，重點關(guān)注10%、25%、50%、75%以及90%處的參數(shù)計量結(jié)果。這里，我們首先對男性戶主的計量結(jié)果進行經(jīng)濟學(xué)解釋，然后對比男女戶主的不同之處，并對其進行解釋。表3、表4分別為男性及女性戶主的分位數(shù)回歸結(jié)果。

表3　男性戶主分位數(shù)回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)為標準誤差；***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，下同。

1.回歸結(jié)果的經(jīng)濟解釋

表3(1)列為OLS均值回歸的結(jié)果，(2)—(6)列分別為10%、25%、50%、75%以及90%處的分位數(shù)回歸結(jié)果。從具體的回歸結(jié)果來看，本文首先關(guān)注核心解釋變量的影響，如表3(1)列OLS均值回歸的結(jié)果所示，對于男性戶主而言，養(yǎng)老金凈財富的系數(shù)為正，且在5%的水平上顯著，即意味著養(yǎng)老金財富的增加會激勵消費，表現(xiàn)出一種正向的消費激勵效應(yīng)。這一結(jié)果的出現(xiàn)并不難理解。從利蘭(Leland，1968)提出的預(yù)防性儲蓄理論來看，隨著城鎮(zhèn)化、工業(yè)化進程的不斷加速，居民面臨的風(fēng)險急劇增加，從而不得不增加儲蓄以備未來不時之需；如果居民預(yù)期未來會得到一筆養(yǎng)老金財富，將降低居民對未來收入與支出的不確定性，從而減少預(yù)防性儲蓄，增加消費；從目標性儲蓄理論的角度出發(fā)，居民要為結(jié)婚、生育、退休等人生重要事件進行目標性儲蓄；如果居民預(yù)期未來獲得一筆養(yǎng)老金財富，則會減少當(dāng)期的儲蓄，增加消費。

表4　女性戶主分位數(shù)回歸結(jié)果

分位數(shù)回歸得出了與OLS相類似的結(jié)果，即養(yǎng)老金財富的增加會激勵居民消費，且這一正效應(yīng)在10%的水平上顯著。值得注意的是，在分位數(shù)回歸中，高消費人群的回歸系數(shù)要略高于低消費人群，這與傳統(tǒng)消費理論中低消費群體的收入彈性要大于高消費群體大相徑庭。一方面，我們從國際比較的角度來解釋，與國外發(fā)達國家不同的是，我國貧富差距現(xiàn)象嚴重，低收入勞動者的工資收入很低，且工作收入極不穩(wěn)定，為了維持基本的生計，預(yù)防性儲蓄的意愿比高收入人群更高，因此養(yǎng)老金財富對其消費意愿的激勵效應(yīng)不如高收入群體。另一方面，由于本文的研究對象，有較大部分群體屬于“中人”，這部分人群大都出生于上世紀60—70年代，經(jīng)歷過三年自然災(zāi)害，從心理學(xué)的角度來看，有過大饑荒經(jīng)歷的群體，非理性的預(yù)防性儲蓄動機會被激發(fā)，從而偏好儲蓄，以增強心理安慰(楊繼軍和張二震，2013)。

我們再分析養(yǎng)老金財富的改革效應(yīng)，即養(yǎng)老保險制度改革后，養(yǎng)老金財富對消費的激勵作用會否發(fā)生改變。如表3(1)列所示的OLS回歸結(jié)果，男性戶主改革效應(yīng)的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，這就意味著2005—2007年養(yǎng)老保險制度改革后，養(yǎng)老金凈財富對消費的激勵效應(yīng)有所增強。與此同時，分位數(shù)回歸表現(xiàn)出相類似的正向激勵效應(yīng)，且均在1%的水平上顯著。這一結(jié)論與我們的理論預(yù)測相一致，2005年的改革將職工養(yǎng)老金待遇與繳費工資、繳費年限掛鉤，強調(diào)多繳多得的激勵機制，增強了職工參保繳費的積極性，隨之而來的是養(yǎng)老金財富可獲得性、穩(wěn)定性及持久性的同步增加。在Friedman(1957)持久性收入假說的框架下，養(yǎng)老金財富對家庭消費的激勵效應(yīng)即會隨著改革的深化而有所增強。另外，從心理學(xué)的角度來看，繳費的積極性增強后，個體對未來養(yǎng)老金可獲得性的信心也會有所增強，從而會增加當(dāng)期消費(Gale，1998)

然后，我們分析重要控制變量對消費的影響。如表3所示，不論是OLS還是分位數(shù)的回歸結(jié)果均顯示，男性收入對家庭消費產(chǎn)生顯著的正向激勵作用，這一結(jié)果符合本文的理論預(yù)期。收入是消費的重要影響因素，在邊際消費傾向為正的情況下，收入的增加會激勵消費。

最后，本文考察了學(xué)歷與健康兩個虛擬變量對當(dāng)期消費的影響。OLS均值回歸的結(jié)論是，學(xué)歷的提高會顯著地激勵消費，同時健康水平的下降會顯著地增加消費。學(xué)歷的提高將帶來收入數(shù)額的增加以及收入穩(wěn)定性的提升，有助于減少預(yù)防性儲蓄，同時增強心理預(yù)期，從而刺激消費；而健康水平的下降會顯著的增加醫(yī)療支出，因而也會刺激消費。另外，表3分位數(shù)回歸的結(jié)果顯示，高消費家庭中，男性戶主的學(xué)歷對消費的激勵效應(yīng)較低消費家庭更強。如表3所示，在90%分位數(shù)下，學(xué)歷的系數(shù)為0.33，且顯著為正，而在10%分位數(shù)下，這一系數(shù)僅為0.057。這一結(jié)果的出現(xiàn)并不難解釋，通常，家庭的主要收入來源于男性，若家庭中男性的學(xué)歷較高，獲得收入的穩(wěn)定性以及數(shù)額就越高，因此會更加容易激勵消費。與此同時，高消費家庭中，男性戶主健康水平下降對消費的刺激遠強于低消費家庭，可能的原因是，高消費家庭的生活質(zhì)量較高，對自身健康具有更強的敏感性，健康水平的下降會使得高消費家庭花費更多的成本在健康維護上(Andrade et al., 2015)。

2.分性別的計量結(jié)果對比

表4是女性戶主的分位數(shù)回歸結(jié)果。如表4所示，(1)列為OLS均值回歸的結(jié)果，(2)—(6)列分別為10%、25%、50%、75%以及90%處的分位數(shù)回歸結(jié)果。如表4所示，與男性戶主相類似的是，OLS的結(jié)果顯示，女性戶主養(yǎng)老金凈財富的系數(shù)亦為正，且在1%的水平上顯著，即意味著養(yǎng)老金財富的增加會激勵消費，表現(xiàn)出一種正向的消費激勵效應(yīng)。不同的是，女性養(yǎng)老金凈財富的激勵效應(yīng)較男性更強。本文對這一結(jié)果的解釋是，女性退休年齡較早，繳費年限少，因而所獲得的養(yǎng)老金凈財富較男性更多(申曙光和孟醒，2014)，如果把養(yǎng)老金財富看作是家庭資產(chǎn)組合中的一種，那么這一資產(chǎn)額越大，確定性越強，對家庭消費的影響也將越大。分位數(shù)回歸的結(jié)論與男性相類似，即高消費人群的回歸系數(shù)要略高于低消費人群。

我們再分析女性戶主收入、學(xué)歷及其養(yǎng)老金財富的改革效應(yīng)。從表4中，我們發(fā)現(xiàn)，不同于男性戶主，女性戶主收入對家庭消費并不能產(chǎn)生顯著的正向激勵，女性學(xué)歷的增加也不會激勵家庭消費。此外，女性戶主養(yǎng)老金財富的改革效應(yīng)也較弱。如表4(1)列所示的OLS回歸結(jié)果，女性戶主改革效應(yīng)的系數(shù)在10%的水平上顯著為正，但數(shù)值很小，分位數(shù)回歸亦有相類似的結(jié)果，改革的正向激勵效應(yīng)不顯著。這一結(jié)論與男性戶主樣本明顯不同。本文認為，這一結(jié)果的出現(xiàn)也是合理的。由于女性在家庭中通常不會承擔(dān)主要的家庭支出，那么女性的收入、學(xué)歷并不會對家庭支出產(chǎn)生顯著的影響，此外，養(yǎng)老金待遇水平與繳費工資、繳費年限的掛鉤的激勵機制對女性戶主的作用效果也不會太明顯。

最后，從表4中，我們發(fā)現(xiàn)女性健康水平的下降會顯著地增加消費，這與男性戶主的回歸結(jié)果相類似。

六、結(jié)語

基于2004年與2009年中國22個省、4個自治區(qū)、4個直轄市的截面數(shù)據(jù)，本文利用2005年基本養(yǎng)老保險的制度改革機會，測算出不同制度模式下個人的養(yǎng)老金財富，同時采用Koenker and Bassett(1978)提出的“分位數(shù)回歸”，避免了對極端值處的忽略，檢驗了不同制度參數(shù)設(shè)定下的養(yǎng)老金財富與消費的關(guān)系，并回答了本文開篇所提出的三個問題：第一，我國“統(tǒng)賬結(jié)合”的養(yǎng)老保險制度對居民消費存在正向的激勵效應(yīng)；第二，改革前，女性戶主養(yǎng)老金凈財富的激勵效應(yīng)較男性更強；第三，2005年養(yǎng)老保險激勵機制的改革對男性戶主消費的激勵效應(yīng)顯著增強，對女性戶主的改革效應(yīng)則不顯著。

現(xiàn)階段，我國經(jīng)濟進入新常態(tài)，須實現(xiàn)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，從投資、出口驅(qū)動型向消費驅(qū)動型轉(zhuǎn)變，我國的社會保障體系能否在轉(zhuǎn)型過程中發(fā)揮作用？上世紀初，凱恩斯(J.M. Keynes 1936)的絕對收入假說認為，社會保障體系本身可以作為一種促進國家社會經(jīng)濟發(fā)展的重要手段，可以將收入由邊際消費傾向低的群體轉(zhuǎn)向邊際消費傾向高的群體，從而促進總消費的增加。Leland(1968)提出了預(yù)防性儲蓄理論，認為社會保障可降低居民對未來收入和支出的不確定性，增強消費信心，減少預(yù)防性儲蓄。莫迪利亞尼(F. Modigliani,1975)的生命周期假說認為，居民在一生平滑消費，完善的社會保障體系可以減少居民的儲蓄意愿，促進消費。本文的發(fā)現(xiàn)切實證明了上述理論，與此同時，我們甚至找到了一種更加靈活的方式來促進轉(zhuǎn)型期的經(jīng)濟增長，即利用養(yǎng)老金財富對居民消費的激勵效應(yīng)，來促進居民消費，從而提高經(jīng)濟發(fā)展水平。

針對以上結(jié)論，本文提出三點建議：第一，養(yǎng)老保險制度的改革方向應(yīng)在延續(xù)部分積累的制度模式上，改變政策參數(shù)以激勵居民消費水平的提升。養(yǎng)老保險制度參數(shù)的改變必然會對消費水平產(chǎn)生影響，而這種影響則是通過制度本身隱含的養(yǎng)老金財富來發(fā)揮作用。因此，我們建議，首先要提高養(yǎng)老金領(lǐng)取條件中的繳費年限?，F(xiàn)行制度規(guī)定，只要累計繳費達15年，便可以領(lǐng)取養(yǎng)老金，而大多數(shù)發(fā)達國家對繳費年限的規(guī)定均高于30年，瑞典更是高達35年。繳費年限過短，將造成養(yǎng)老保險激勵機制深度的不足，不利于政策效果的發(fā)揮，我們建議這一年限應(yīng)逐步提高至與發(fā)達國家相近。我們還建議，實施延遲退休政策，延遲個人領(lǐng)取養(yǎng)老金的時間，減少對退休的預(yù)防性儲蓄，從而促進當(dāng)期消費的增加。

第二，我們的研究結(jié)果顯示：女性戶主養(yǎng)老金凈財富的激勵效應(yīng)較男性更強，但其改革效應(yīng)卻不顯著。對此，我們認為，應(yīng)當(dāng)盡快推進女性漸進式延遲退休的政策規(guī)劃?，F(xiàn)行政策規(guī)定，企業(yè)女性職工50歲便可領(lǐng)取養(yǎng)老金，這樣一來，由于工作時間過短，即便存在養(yǎng)老金待遇與繳費掛鉤的政策規(guī)定，對女性職工的激勵深度也不夠，不足以促進其當(dāng)期消費。因此，筆者的建議是盡快采取女性漸進式延遲退休的政策。對一些特殊行業(yè)且收入水平較低的女性延遲退休職工給予更多的養(yǎng)老金補貼；隨后，再根據(jù)實際情況，將法定退休年齡彈性地延后。

第三，從分位數(shù)的回歸結(jié)果來看，養(yǎng)老金財富對消費的激勵效應(yīng)在低收入群體中并不明顯，這是因為低收入勞動者的工資收入很低，且工作收入極不穩(wěn)定，為了維持基本的生計，預(yù)防性儲蓄的意愿比高收入人群更高。因此，要想提高居民的總消費，在促進養(yǎng)老金財富激勵效應(yīng)的同時，也要完善低收入群體的保障制度，尤其要提高中低收入人群的可支配收入。

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【責(zé)任編輯：許玉蘭；責(zé)任校對：許玉蘭，楊海文】

DOI：10.13471/j.cnki.jsysusse.2016.01.016

作者簡介：孟醒，中山大學(xué)嶺南學(xué)院(廣州 510275)；

基金項目：國家社會科學(xué)基金重大項目“新時期中國民生保障體系建設(shè)研究”(10zd & 038)

*收稿日期：2015—10—12