養老保險基金支出對農村居民消費的影響研究

陳航+李景華

摘 要：作為2016年預算報告的重點，養老保險基金支出在保障民生與促進經濟發展方面具有十分重要的意義。該文基于1989—2014年度時間序列數據，對我國基本養老保險基金支出與農村居民消費的關系進行實證研究。線性回歸結果表明二者具有顯著正相關關系，協整回歸結果說明基本養老保險基金支出每提高1%，農村居民消費增加0.46%，Granger因果檢驗發現前者對后者的影響是單向的，脈沖響應分析結果顯示農村居民消費具有一定的慣性，養老保險基金支出短期內能迅速提升農村居民消費，具有更長的延續性。方差分解結果表明，短期內農村居民消費對自身貢獻度很大，但長期來看養老保險基金支出的貢獻度逐漸成為主導因素。

關鍵詞：養老保險基金支出 農村居民消費 向量自回歸 脈沖響應函數 方差分解

中圖分類號：F812.45 文獻標識碼：A 文章編號：1672-3791（2016）06（c）-0163-04

2016年3月初，財政部公布了《關于2015年中央和地方預算執行情況與2016年中央和地方預算草案的報告》。在新預算報告中，將養老保險金的支出作為財政改善民生的重要方式。包括提高養老金標準、完善養老保險的個人賬戶、推進養老保險改革等多項財政政策。國外學者對養老保險支出影響居民消費的研究較早，Wilcox（1989）[1]研究發現美國的養老保險福利增加能夠帶來居民消費的顯著增加：每10%的養老金增加能夠在1%的顯著性水平下帶來1.4%零售額的增長以及3%的耐用品消費增長。而至于為什么養老保險支出能夠帶來消費的增長，Feldstein（1974）[2]認為養老金帶來消費的增加是因為其具有資產替代效應。Hubbard，et al（1995）的研究則認為包括養老保險在內的社會保險制度減少了居民對于未來的不確定性預期，從而降低了預防性的儲蓄，提升消費水平。目前，我國學者研究養老保險基金支出對居民消費的影響較少，但仍然略有探討。如，沈毅和穆懷中（2013）研究新型社會養老保險對于農村居民消費的影響，其認為新型社會養老保險對于農村居民消費具有乘數效應，但計量方法上有所欠缺，僅僅進行了簡單的最小二乘回歸而并未做異方差檢驗、序列自相關檢驗等。而姚曉壘和虞斌（2012）雖用較為現代的計量方法就養老保險對全國居民消費的影響進行了研究，但并沒有特別地將農村居民消費與城鎮居民消費相區分開。而事實上我國農村與城鎮人口年齡結構有較大差別，且城鄉消費差距較大（吳海江，何凌霄，張忠根，2014），因此，將二者合在一起研究會出現不能完全反應養老保險基金支出對于農村居民消費的真實影響。有必要將農村居民消費單獨提出進行研究。同時基本養老保險基金支出作為2016年財政預算民生保障領域的重點，研究其對于農村居民消費的影響具有較強的現實意義。

1 建立模型

從現有研究成果來看，影響居民消費的因素有許多，但經典主流觀點則認為影響因素主要有：一是收入水平。收入水平越高，居民消費也就越大（Davidson，Hendry，Srba and Yeo，2014）。二是GDP增長率。這種觀點將教育、儲蓄、收入都聯系起來，認為最終GDP的增長會影響教育、儲蓄以及收入，最終帶來居民消費的增長（Modigliani and Brumberg，1954）。三是國際收支。根據Harberger-Laursen-Metzler效應，國際收支條件的改善會帶來儲蓄率的改變，因此，影響居民消費（Obstfeld，1982）。四是政府支出。政府支出通過購買性支出和轉移性支出影響收入水平和消費需求，進而影響居民消費（Keynes，1936）。而基本養老保險基金支出作為財政支出則包括在政府轉移性支出中。由此可見，養老保險基金支出能夠對居民消費產生一定影響，但影響程度需要運用實證分析的手段加以剖析。首先選取國家統計局公布的1989—2014年基本養老保險基金支出和農村居民消費年度數據進行回歸。將上述數據制成折現圖和散點圖，發現養老保險基金支出和農村居民消費具有一定的正相關關系。進而假設農村居民消費與基本養老保險基金支出之間服從回歸模型：NCXF=α+βYLBX+μ。其中NCXF為農村居民消費，YLBX為基本養老保險基金支出。

2 線性回歸計量分析

對基本養老保險基金支出與農村居民消費之間的關系先進行相關系數的計量，利用Stata 12.0運算，發現二者的相關系數r為 0.981 7，高度相關。初步推測可能具有線性相關關系，因此，進行簡單線性回歸，得到如下結果：

NCXFt=9423.60+2.2737YLBXt+μt （1）

（13.39） （25.27）

（1）擬合優度和F檢驗。R2=0.9638，模型擬合地非常好。F（1，24）=638.81，而在1%的顯著性水平下，自由度為（1，24）的F分布臨界值F0.01（1，24）=7.82，可以拒絕原假設，因而通過了F檢驗。

（2）t 檢驗。1%顯著性水平下t 臨界值為2.80，通過t 檢驗。

（3）異方差檢驗與矯正。采用White檢驗法對模型的異方差進行檢驗，其輔助回歸結果為：

et2=-2372.79YLBX+0.1196YLBXt2+εt （2）

（-3.67） （3.64）

利用拉格朗日乘數檢驗發現，LM值為9.69，而1%顯著性水平下的卡方臨界值c2（2）=9.21，通過了拉格朗日乘數檢驗。說明模型存在異方差。異方差的矯正這里選用加權最小二乘法處理，權重wi=1/abs（et2），得到重新估計的結果為：

NCXFt=10333.18+2.3658YLBXt+μt

（14.48） （28.09）

D.W值為0.152，通過作e2-YLBX散點圖發現其分布不再具有線性性，說明新的模型相較于（1）式削弱了異方差，且修正后的模型R2與t 檢驗值都有一定提升，異方差的修正有效。

（4）序列自相關檢驗及矯正。經過查表發現5%顯著性水平下，dL=1.273，dU=1.444 6，對于（2）式有0

（5）結論?；貧w結果表明基本養老保險基金支出與農村居民消費具有顯著正相關關系。隨著中國老齡化程度的加深以及農村年齡勞動力進城務工逐漸成為普遍現象，農村老齡人口占總人口比重不斷地提升。數據顯示，僅2009年中國農村老齡化水平就達到18.3%，是城鎮的2.3倍，農村人口結構中的老齡化現象更為普遍。而基本養老保險基金則構成了農村老齡化人口的重要收入來源，同時養老保險基金的增加有利于降低大部分低收入農村居民對于未來的不確定預期，從而降低預防性儲蓄，有利于其消費量的提升。

3 VAR模型計量分析

3.1 平穩性和協整檢驗

為了避免偽回歸的問題。首先使用Eviews 8.0對基本養老保險基金支出與農村居民消費的時間序列數據進行ADF平穩性檢驗，即檢驗以下3個模型中δ=0原假設能否被拒絕：

對于基本養老保險基金支出與農村居民消費的檢驗結果如表1所示。

從檢驗結果可以看出，兩個變量均不平穩，都是二階單整序列。故對原始變量取對數，對取對數之后的序列進行ADF檢驗，發現二者的一階差分序列均平穩，即ln（NCXF）～I（1），ln（YLBX）～I（1）。對于兩變量的協整檢驗一般采用Engle-Granger檢驗方法。協整回歸結果如下：

ln（NCXF）=6.1698+0.4624ln（YLBX）

（61.20） （35.98）

接著對協整回歸結果的殘差序列et進行ADF檢驗。檢驗結果顯示在5%的顯著性水平下可拒絕ADF原假設，殘差序列是平穩的。說明基本養老保險支出與農村居民消費服從（1，1）階協整，兩變量的對數序列存在長期穩定的均衡關系。協整回歸的結果表明基本養老保險基金支出每提高1%，會帶來農村居民消費接近 0.46%的增加。

3.2 VAR模型實證檢驗

對ln（NCXF）和ln（YLBX）建立非限制性向量自回歸模型，進行Granger因果檢驗，利用脈沖響應函數及方差分解探究當基本養老保險基金支出發生變化時對于農村居民消費的影響和沖擊。

3.2.1 建立非限制性VAR模型及確定滯后的階數

對于基本養老保險基金支出與農村居民消費建立的非限制性VAR（p）模型為：

…+

VAR模型中需要確定最優滯后階數，如表2所示。評價的6個信息準則中有5個將最優滯后階數確定為2階，因此，該模型確定為非限制性VAR（2）模型。

3.2.2 穩定性檢驗

在進行脈沖響應函數以及方差分解前需要先對VAR模型的穩定性進行檢驗。得到結果如圖2所示，可以看出所有的特征根倒數均落在單位圓內，即說明VAR模型是具有穩定性的。接下來對基本養老保險基金支出是否有助于對農村居民消費解釋進行Granger因果檢驗。

3.2.3 Granger因果關系檢驗

Granger因果關系檢驗是在包含了變量X、Y的過去信息的條件下，就使用X對變量Y的預測效果是否優于僅僅利用Y的過去信息對Y的預測效果進行檢驗。主要利用最小二乘法估計如下兩個模型，并進行受約束的F 檢驗。

這里m的取值仍然為非限制性VAR模型的最優滯后階數，檢驗結果如表3所示。結果表明lnYLBX是lnNCXF的Granger原因，拒絕了lnNCXF是lnYLBX的Granger原因的原假設，即基本養老保險基金支出對農村居民消費具有單向影響。

3.2.4 脈沖響應分析

脈沖響應函數的結果如圖3和圖4所示。其中實線是脈沖響應函數，虛線代表±2倍標準差偏離。圖3可以看出農村居民消費的變動會對自身產生一定的影響，這也反映了居民消費作為一種經濟變量具有一定慣性。這與張書云和周凌瑤（2010）的研究結果一致。圖3還可以看出農村居民消費對自身誤差項一個標準差的沖擊響應在第2期達到峰值，接著開始衰減，在第8期時又開始回升，12期開始進入長期衰減階段，到了第60期基本平穩，此時標準差的沖擊影響基本消失。這表明農村居民消費具有非常長久的慣性，當消費習慣發生一單位的改變，在60期后（在這里一期代表一年）該消費習慣才會從農村居民消費中消除。

圖4直觀地展現出國家基本養老保險基金支出對于農村居民消費的影響。當基本養老保險基金的誤差項出現一個標準差的沖擊，農村居民消費直線上升0.075%到達第4期的峰值。接著下降直到第10期出現小幅度回升，從15期開始進入長期衰退階段。直到第80期才基本平穩。證明基本養老保險支出對農村居民消費具有十分強的正相關影響，養老保險的支出促進了農村居民消費，這與上文中最小二乘擬合的結果不謀而合。同時，值得注意的是，養老保險基金支出在短期內可以迅速提升農村居民的消費。并且具有一定的延續性，可見養老保險支出能長期提升農村居民消費，影響時限比消費本身的優化調整影響還要長。

3.2.5 方差分解

VAR模型中方差分解主要用于解釋內生變量結構沖擊的貢獻度。將導致對系統的預測均方誤差分解為不同解釋變量所做出的貢獻。該文使用方差分解目的是在導致農村居民消費的所有因素中將基本養老保險基金支出對其的貢獻度求出。方差分解模型如下：

其中Φij為脈沖響應函數，σjj為第j個變量標準差，RVCij（S）為第j個變量沖擊對總系統的相對方差貢獻率，RVC越大說明j變量對系統的影響力也就越大。方差分解結果如圖5和圖6所示。圖5顯示對于農村居民消費影響貢獻度最大的是其本身，在0期時貢獻度高達100%，但隨著時間的推移，貢獻度快速下降，從0期的100%下降至40期的30%，其后保持穩定不變。由此可見，原有農村居民消費對于將來居民消費提升的貢獻度在不斷地減小，消費慣性作用在不斷地降低。圖6表明基本養老保險基金支出對農村居民消費貢獻度隨時間推移逐漸增大。直到40期保持穩定，達到70%的水平。意味著養老保險基金支出能夠對農村居民消費提升產生比較大程度的影響。且影響程度逐漸提升。

4 結語

該文利用1989—2014年時間序列數據，建立簡單回歸模型、協整回歸以及VAR模型，結合Granger因果檢驗、脈沖響應函數以及方差分析等方法，考察了國家基本養老保險基金支出與農村居民消費之間的關系。得到如下結果：簡單回歸模型證明了基本養老保險基金支出與農村居民消費具有顯著正相關關系。

參考文獻

[1] Wilcox，D.W.Social Security Benefits，Consumption Expenditure， and the Life Cycle Hypothesis[J].Journal of Political Economy，1989，97（2）：288-304.

[2] Feldstein，M.Social Security，Induced Retirement，and Aggregate Capital Accumulation[J].Journal of Political Economy，1974，82（5）：905-926.