養(yǎng)老保險對中國城鄉(xiāng)居民消費影響的差異性研究

陳夢穎

(浙江工商大學(xué) 浙江杭州 310018)

本文深入研究養(yǎng)老保險對中國城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)的影響。研究養(yǎng)老保險與中國居民消費的一般關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上具體分析養(yǎng)老保險對城鎮(zhèn)與鄉(xiāng)村居民消費影響的差異性，利用實證分析厘清養(yǎng)老保險對我國城鄉(xiāng)居民消費性支出差異性的影響及其顯著性，總結(jié)并提出相應(yīng)的政策性建議。

1 文獻綜述

Keynes (1936)認為在短期內(nèi)，收入決定消費，隨著人們收入的增加消費也將增加，但消費增量在收入增量中所占的比重是遞減的。消費者的消費主要取決于即期收入。Ando與Modigliani等在凱恩斯的絕對收入假說上進行拓展，提出了消費-儲蓄的生命周期理論。該理論的核心觀點是每個人根據(jù)一生的全部收入進行消費的。在這一理論中，養(yǎng)老保險金被認為是家庭的變相儲蓄。

譚珊珊(2014)對社會保障對城鄉(xiāng)居民消費的影響機制做了規(guī)范性分析，發(fā)現(xiàn)單純依靠社會保障收入的提升來促進消費難以收到良好的效果，我國社會保障制度對不同消費層次的居民消費支出均有不同程度的抑制作用，實際社會保障收入越低的社會保障制度對其的抑制作用越大。但是社會保障的存在緩解了城鄉(xiāng)居民消費支出隨年齡上漲受到的抑制作用。趙怡儂(2017)研究發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)社會保障支出對居民消費支出均表現(xiàn)出顯著正向影響，因此提高城鄉(xiāng)社會保障支出水平是促進城鄉(xiāng)居民消費需求增長的重要途徑。但是城鄉(xiāng)居民消費影響程度存在差異，收入仍是影響消費最為重要的原因之一。尹華北(2011)基于宏觀數(shù)據(jù)的總體研究發(fā)現(xiàn)，增加養(yǎng)老保險的覆蓋率會導(dǎo)致農(nóng)村居民主動性收入的邊際消費傾向和相對影響力都大為增長。基于家計調(diào)查數(shù)據(jù)的微觀研究表明，對農(nóng)村居民消費行為影響最大的是教育與基礎(chǔ)設(shè)施方面。黃東陽(2014)采用2001—2012年的省際面板數(shù)據(jù)，運用宏觀數(shù)據(jù)與微觀數(shù)據(jù)聯(lián)合探討出養(yǎng)老保險對城鎮(zhèn)居民消費有促進作用，促進了居民的食品消費支出。鄒紅，喻開志，李奧蕾(2013)三人利用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(醫(yī)療與養(yǎng)老兩方面)的參與率、繳費率對城鎮(zhèn)家庭消費的影響，分別從家庭、社保、支出類型方向著手，得出養(yǎng)老保險繳費率對于食品、衣飾、交通出行等基本生活消費方面有著顯著的抑制作用，卻對外出就餐、煙酒等消費細項促進作用不明顯。李珍與趙青(2015)等通過研究全國時序與面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)2012年以前的養(yǎng)老保險對于居民消費的擠出效應(yīng)不顯著，而在2012年改革養(yǎng)老保險之后，養(yǎng)老金的覆蓋率對于城鎮(zhèn)居民消費來說有著明顯的擠出效應(yīng)。他們認為養(yǎng)老保險作為一種有效的控制消費的工具需謹慎使用。朱波(2006)認為養(yǎng)老保險的覆蓋率以及替代率反向發(fā)展抵消了一定程度對居民消費的拉動率，且人口老齡化對居民的消費產(chǎn)生了雙向作用，一方面增加了居民的養(yǎng)老負擔(dān)，另一方面促進了居民贍養(yǎng)老人等消費上的支出。

2 實證分析

本文主要分析養(yǎng)老保險對居民消費的差異性影響，被解釋變量是消費支出，為了更好地驗證養(yǎng)老保險與居民消費的關(guān)系，本文選擇了皮爾遜相關(guān)系數(shù)模型。

皮爾遜相關(guān)系數(shù)適用范圍：兩個變量之間是線性關(guān)系，都是連續(xù)數(shù)據(jù)；兩個變量的總體是正態(tài)分布，或接近正態(tài)的單峰分布；兩個變量的觀測值是成對的，每對觀測值之間相互獨立。

模型的計算公式可以寫成：

Cov(X，Y)Cov(X，Y)為隨機變量XX、YY的協(xié)方差，(σX，σY)(σX，σY)分別表示隨機變量XX、YY的標準差，ρX，Y∈[0，1]，ρX，Y∈[0，1]越大，代表隨機相關(guān)性越強。

皮爾遜相關(guān)系數(shù)的值介于-1～1，表示兩個變量間的相關(guān)程度，相關(guān)程度隨著數(shù)值的增加而增大，但并不表示存在因果關(guān)系。其中，1表示變量完全正相關(guān)，0表示無關(guān)，-1表示完全負相關(guān)。

對于皮爾遜相關(guān)系數(shù)的可靠性來說，變量的取值區(qū)間越大，觀測值的個數(shù)越多，代表性越強，相關(guān)系數(shù)受抽樣誤差的影響越小，結(jié)果越可靠。反之，如果樣本數(shù)據(jù)較少，結(jié)果可能不具有代表性，不相關(guān)的兩個變量，計算結(jié)果也可能相關(guān)。

2.1 數(shù)據(jù)解釋說明

本文搜集了2015—2020年我國家庭金融調(diào)查的具體數(shù)據(jù)結(jié)果以及全國居民消費性支出情況，具有較強的代表性。數(shù)據(jù)樣本選取了全國31個省份的養(yǎng)老保險、居民消費及家庭特征數(shù)據(jù)。其中，養(yǎng)老保險分為商業(yè)養(yǎng)老保險和社會養(yǎng)老保險；居民消費分為城鎮(zhèn)消費和農(nóng)村消費，并將消費類型分為食品煙酒、衣著、居住、生活用品及服務(wù)、交通通信、教育文化娛樂、醫(yī)療保健和其他用品及服務(wù)8類；家庭特征包括家庭收入、家庭規(guī)模、幼兒撫養(yǎng)比、老人贍養(yǎng)比、戶主年齡、戶主性別、婚姻狀況、受教育程度、健康狀況、是否無職業(yè)、是否為農(nóng)村戶口11類。在取得上述養(yǎng)老保險對居民消費的相關(guān)數(shù)據(jù)后，對變量進行賦值，利用異方差分析和多重線性分析進行回歸檢驗，并做差異性分析。

本文使用的所有數(shù)據(jù)均進行1%和99%分位數(shù)上的縮尾處理，以剔除極端值和異常值。

表1 變量賦值表

2.2 實證結(jié)果

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，從表2可以看出，城鎮(zhèn)居民消費均值為8059.674，而農(nóng)村居民消費均值為2431.165，城鎮(zhèn)消費的均值大于農(nóng)村消費將近4倍，符合理論假設(shè)；從養(yǎng)老保險的情況來看，社會養(yǎng)老保險的均值為0.516，而商業(yè)養(yǎng)老保險的均值為0.419，社會養(yǎng)老保險的均值大于商業(yè)養(yǎng)老保險均值，初步說明我國社會養(yǎng)老保險的覆蓋面大于商業(yè)養(yǎng)老保險。從戶主性別控制變量來看，其均值為0.516，說明多數(shù)家庭的戶主為男性。從婚姻狀況來看，其均值為0.645，說明多數(shù)戶主是已婚的。從受教育程度來看，其均值為0.645，說明多數(shù)戶主是已婚的。從健康狀況來看，其均值為0.516，說明多數(shù)戶主是身體健康的。從是否為農(nóng)村戶口來看，其均值為0.548，說明多數(shù)戶主為城鎮(zhèn)戶口。

表2 描述性統(tǒng)計

表3報告了主要變量的皮爾遜線性相關(guān)性分析，皮爾遜線性相關(guān)性分析是度量兩個定量變量相關(guān)程度的分析方法。一般認為，線性相關(guān)系數(shù)越大，則兩個定量變量的相關(guān)程度越大，線性相關(guān)系數(shù)越小，則兩個定量變量的相關(guān)程度越小。結(jié)果顯示，商業(yè)養(yǎng)老保險和城鎮(zhèn)消費具有正的相關(guān)性，相關(guān)系數(shù)為0.071，相關(guān)性較弱，但是不顯著；社會養(yǎng)老保險和城鎮(zhèn)消費具有負的相關(guān)性，相關(guān)系數(shù)為-0.245，相關(guān)性較弱結(jié)果也不顯著；而商業(yè)養(yǎng)老保險和農(nóng)村消費具有正的相關(guān)性，相關(guān)系數(shù)為0.172，相關(guān)性較弱，但結(jié)果不顯著，且相關(guān)系數(shù)大于與城鎮(zhèn)消費的相關(guān)系數(shù)，而與農(nóng)村消費具有負的相關(guān)性，相關(guān)系數(shù)為-0.036，結(jié)果亦不顯著，相關(guān)系數(shù)的絕對值小于與城鎮(zhèn)消費。說明商業(yè)養(yǎng)老保險對農(nóng)村居民消費的影響程度大于城鎮(zhèn)居民消費的影響程度，而社會養(yǎng)老保險對城鎮(zhèn)居民消費的影響程度大于對農(nóng)村居民消費的影響程度。

表3 主要變量的相關(guān)性分析

表4報告了以城鎮(zhèn)居民消費為被解釋變量的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示，在以城鎮(zhèn)居民消費為被解釋變量的回歸結(jié)果中，回歸模型整體顯著(P值＜0.05)，同時回歸模型的判定系數(shù)(R^2)為0.473，擬合優(yōu)度一般。從解釋變量的偏回歸系數(shù)來看，商業(yè)養(yǎng)老保險的偏回歸系數(shù)為5875.142，大于0，但是不顯著，和之前的相關(guān)分析結(jié)果一致，說明商業(yè)養(yǎng)老保險對城鎮(zhèn)居民消費具有正向影響。而社會養(yǎng)老保險的偏回歸系數(shù)為-3119.102，小于0，結(jié)果亦不顯著，但是和之前的相關(guān)分析結(jié)果一致，說明社會養(yǎng)老保險對城鎮(zhèn)居民消費具有負向影響。對比來看，商業(yè)養(yǎng)老保險對城鎮(zhèn)居民消費的影響程度較大(線性相關(guān)系數(shù)的絕對值較大)。從其余變量來看，幼兒撫養(yǎng)比、戶主年齡平方/100，受教育程度的偏回歸系數(shù)為負，其中幼兒撫養(yǎng)比、戶主年齡平方/100通過了顯著性檢驗(P＜0.05)，而受教育程度結(jié)果不顯著。家庭收入、家庭規(guī)模、老人贍養(yǎng)比、戶主年齡、戶主性別、婚姻狀況、是否無職、健康狀況和是否為農(nóng)村戶口的偏回歸系數(shù)為負，但只有變量是否無職通過了顯著性檢驗(P＜0.05)。

表4 養(yǎng)老保險對城鎮(zhèn)居民消費影響的回歸結(jié)果

表5報告了以農(nóng)村居民消費為被解釋變量的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示，模型整體顯著，P＜0.05的同時，模型的判定系數(shù)為0.488，擬合度較好，從解釋變量商業(yè)養(yǎng)老保險來看，偏回歸系數(shù)為1472.921，大于0，但結(jié)果不顯著，與之前的相關(guān)分析結(jié)果一致，表明商業(yè)養(yǎng)老保險對農(nóng)村居民消費有正向影響，而從社會養(yǎng)老保險來看，偏回歸系數(shù)為549.934，大于0，P＞0.05，不顯著。與之前的相關(guān)分析結(jié)果基本一致，說明社會養(yǎng)老保險對農(nóng)村居民消費有正向影響。從對比來看，商業(yè)養(yǎng)老保險對農(nóng)村居民消費的影響程度大于社會養(yǎng)老保險(線性相關(guān)系數(shù)的絕對值較大)。同樣增加1單位的商業(yè)養(yǎng)老保險和社會養(yǎng)老保險，商業(yè)養(yǎng)老保險帶來農(nóng)村居民消費的增加量大于社會養(yǎng)老保險帶來農(nóng)村居民消費的增加量。

表5 養(yǎng)老保險對農(nóng)村居民消費影響的回歸結(jié)果

表6報告了農(nóng)村和城鎮(zhèn)消費影響的結(jié)果匯總，其中(1)列為以城鎮(zhèn)居民消費作為被解釋變量的回歸結(jié)果，(2)列為以農(nóng)村居民消費為被解釋變量的回歸結(jié)果，(1)和(2)對比，作為農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民消費的差異分析。結(jié)果顯示，(1)列中，商業(yè)養(yǎng)老保險的偏回歸系數(shù)為5875.1，社會養(yǎng)老保險的偏回歸系數(shù)為-3119.1，(2)列中，商業(yè)養(yǎng)老保險的偏回歸系數(shù)為1472.9，社會養(yǎng)老保險的偏回歸系數(shù)為549.9。通過對比分析不難看出，商業(yè)養(yǎng)老保險對城鎮(zhèn)居民消費的影響程度較大，而對農(nóng)村居民消費的影響程度較小，且都具有正向影響。同時，社會養(yǎng)老保險對城鎮(zhèn)居民消費具有負向影響，而對農(nóng)村居民消費具有正向影響，從影響程度來看，社會養(yǎng)老保險對城鎮(zhèn)居民消費的影響程度較大。

表6 結(jié)果匯總

表7結(jié)果顯示，東部、中部和西部的商業(yè)養(yǎng)老保險對城鎮(zhèn)居民消費具有負向影響；而社會養(yǎng)老保險對城鎮(zhèn)居民消費具有正向影響。但結(jié)果不顯著，從影響程度上來看，東部地區(qū)的商業(yè)養(yǎng)老保險對城鎮(zhèn)居民消費的影響程度最大，而西部地區(qū)的影響程度最小。同樣，東部地區(qū)的社會養(yǎng)老保險對城鎮(zhèn)居民消費的影響程度最大，而西部地區(qū)的社會養(yǎng)老保險對城鎮(zhèn)居民消費的影響程度最小。

表7 城鎮(zhèn)居民消費

表8結(jié)果顯示，東部、中部和西部的商業(yè)養(yǎng)老保險對農(nóng)村居民消費均有負向影響；而社會養(yǎng)老保險對農(nóng)村居民消費具有正向影響。其中，中部地區(qū)的商業(yè)養(yǎng)老保險對農(nóng)村居民的影響顯著(P＜0.1)，其余均不顯著。從影響程度上來看，中部地區(qū)的商業(yè)養(yǎng)老保險對農(nóng)村居民消費的影響程度最大，而對西部地區(qū)的影響程度最小。同樣，西部地區(qū)的社會養(yǎng)老保險對農(nóng)村居民消費的影響程度最大，而東部地區(qū)的社會養(yǎng)老保險對農(nóng)村居民消費的影響程度最小。

表8 農(nóng)村居民消費

3 結(jié)論與政策性建議

對城鎮(zhèn)居民而言，商業(yè)養(yǎng)老保險對居民消費具有正向影響，且影響程度較大；社會養(yǎng)老保險對居民消費具有負向影響，影響程度較大。從地區(qū)分布來看，東部地區(qū)的商業(yè)養(yǎng)老保險和社會養(yǎng)老保險對城鎮(zhèn)居民消費的影響程度最大，而西部地區(qū)的影響程度最小。

對農(nóng)村居民而言，商業(yè)養(yǎng)老保險對居民消費具有正向影響，影響程度較小；社會養(yǎng)老保險對居民消費具有正向影響，影響程度較小。從地區(qū)分布來看，中部地區(qū)的商業(yè)養(yǎng)老保險對農(nóng)村居民消費的影響程度最大，而西部地區(qū)的影響程度最小；西部地區(qū)的社會養(yǎng)老保險對農(nóng)村居民消費的影響程度最大，東部地區(qū)的社會養(yǎng)老保險對農(nóng)村居民消費的影響程度最小。

對其他變量而言，家庭收入對居民消費有促進作用，家庭規(guī)模大的家庭消費更多，幼兒撫養(yǎng)比對居民消費有抑制作用，老人贍養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民消費有促進作用，對農(nóng)村居民消費有抑制作用；已婚家庭的消費支出更多，有職業(yè)的家庭消費更高；城鎮(zhèn)家庭消費高于農(nóng)村家庭。

（1）進一步提高農(nóng)村居民養(yǎng)老保險水平，縮小城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險差距。從實證分析結(jié)果看，不管是商業(yè)養(yǎng)老保險還是社會養(yǎng)老保險，對農(nóng)村居民的消費影響程度都很小，這主要是農(nóng)村居民長期以來的收入水平較低導(dǎo)致的，養(yǎng)老保險并沒有顯著提升農(nóng)村居民的消費水平，沒有明顯改善農(nóng)村居民的生活質(zhì)量。養(yǎng)老保險對城鎮(zhèn)居民消費的影響程度較大，對城鄉(xiāng)居民的消費有顯著影響。要想增強養(yǎng)老保險對居民消費的促進作用，應(yīng)進一步提升農(nóng)村居民的養(yǎng)老保險水平，縮小城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險差距，使農(nóng)村居民老有所依，使農(nóng)村居民的生活水平得到基本保障。

（2）建立豐富多樣的養(yǎng)老保險制度，滿足不同類型居民的需求。從東、中、西部養(yǎng)老保險對居民消費的實證分析來看，不同地區(qū)的養(yǎng)老保險對居民消費的影響差距較大，這主要是由于各地的經(jīng)濟水平、消費環(huán)境不同，同樣的養(yǎng)老保險制度在不同地區(qū)會產(chǎn)生較為明顯的差異，社會養(yǎng)老保險和商業(yè)養(yǎng)老保險在同一個地方的影響力也不一樣。要切實提高養(yǎng)老保險對不同地區(qū)居民消費的作用，應(yīng)結(jié)合地區(qū)居民消費水平和經(jīng)濟發(fā)展實際，建立豐富多樣的養(yǎng)老保險制度，滿足不同類型居民的需求，使養(yǎng)老保險制度真正提升有養(yǎng)老需求人群的生活水平。

（3）整合養(yǎng)老保險資源，實現(xiàn)養(yǎng)老保險制度協(xié)同發(fā)展。從實證分析結(jié)果來看，商業(yè)養(yǎng)老保險和社會養(yǎng)老保險對居民消費的影響程度不同，對于家庭收入高的居民來說，商業(yè)養(yǎng)老保險不會增加生活壓力，還能作為老年生活保障的補充，是很好的選擇；對于農(nóng)村居民家庭收入低的居民來說，社會養(yǎng)老保險是主要的養(yǎng)老保險選擇，很少會在此基礎(chǔ)上增加商業(yè)養(yǎng)老保險。為充分發(fā)揮養(yǎng)老保險的保障作用，應(yīng)鼓勵保險公司創(chuàng)新商業(yè)養(yǎng)老保險的種類，開發(fā)不同的保費標準、不同保障類型的養(yǎng)老保險品種，滿足農(nóng)村地區(qū)或低收入家庭的養(yǎng)老保險需求。