摘 要：引入行為經(jīng)濟(jì)學(xué)的相關(guān)概念，使得行為生命周期模型較為適用于實(shí)際經(jīng)濟(jì)行為，相對于生命周期模型而言會(huì)出現(xiàn)不同的預(yù)測結(jié)果。其中，養(yǎng)老保險(xiǎn)制度對居民消費(fèi)的影響恰為其一。因此，本文基于上述理論對我國實(shí)際經(jīng)濟(jì)情況進(jìn)行探討分析，以驗(yàn)證行為生命周期模型的合理性。結(jié)果表明，養(yǎng)老保險(xiǎn)制度會(huì)抑制居民消費(fèi)，與生命周期模型預(yù)測結(jié)果相反。最后，給出相應(yīng)的政策建議，包括改變養(yǎng)老保險(xiǎn)金籌資模式和改變現(xiàn)行工資制度，以提高我國居民消費(fèi)率。

關(guān)鍵詞：養(yǎng)老保險(xiǎn)制度；居民消費(fèi)；行為生命周期模型

中圖分類號(hào)：F220 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1003-9031（2012）10-0043-04 DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2012.10.12

一、引言

行為生命周期模型是結(jié)合行為經(jīng)濟(jì)學(xué)理論與生命周期模型而形成的。由于行為經(jīng)濟(jì)學(xué)理論的引入，使得行為生命周期模型的行為人有很多非理性限制，進(jìn)而該模型特別適用于描述實(shí)際行為，而非如同生命周期模型般僅總結(jié)行為人理性行為特征。同時(shí)，由于行為人的非理性限制，使得行為生命周期模型對一些經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象的預(yù)測可能將完全不同于生命周期模型。其中，養(yǎng)老保險(xiǎn)制度對居民消費(fèi)的影響恰為其中之一。根據(jù)生命周期模型可以預(yù)測：當(dāng)養(yǎng)老金增加時(shí)，儲(chǔ)蓄則會(huì)相應(yīng)減少、消費(fèi)增加①。而根據(jù)行為生命周期模型做出的預(yù)測則恰恰相反：養(yǎng)老金的增加會(huì)使儲(chǔ)蓄增加、消費(fèi)減少。那么，究竟哪種模型的預(yù)測結(jié)果會(huì)符合我國實(shí)際？根據(jù)我國政府近年來一直致力于建立健全社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，而我國居民儲(chǔ)蓄率卻沒有下降趨勢[1]，我們可做出初步判斷，即行為生命周期模型的預(yù)測結(jié)果會(huì)與中國實(shí)際較為符合。

二、行為生命周期模型

（一）自我控制模型

基于消費(fèi)者的感性和理性沖突，行為生命周期模型假設(shè)個(gè)人作出兩組共存卻不一致的偏好：一個(gè)關(guān)注長期（稱作計(jì)劃者），另一個(gè)關(guān)注短期（稱作執(zhí)行者）。假設(shè)一個(gè)人的生命周期延續(xù)至T期，則生命周期收入流：y=（y1，…，yT）。總財(cái)富為LW=∑Tt=1Yt。消費(fèi)流用c=（c1，…，cT）表示。且生命周期預(yù)算約束為∑ct=LW。

又由于計(jì)劃者利用意志力減少消費(fèi)，會(huì)對其正面效用（快樂效用）產(chǎn)生負(fù)面影響，即痛苦效用。因此以Zt表示消費(fèi)者總效用，其為快樂效用和痛苦效用的加總。并令意志力努力變量為？茲t，表示t期運(yùn)用的意志力數(shù)量。并假設(shè)消費(fèi)減少導(dǎo)致的邊際效用遞減比運(yùn)用意志力時(shí)相應(yīng)的效用損失要小，可得到：

D=*->0 （1）

其中，在？茲=0時(shí)求值。差分D可看作運(yùn)用意志力的凈邊際成本。

因此，由于意志力成本高昂，計(jì)劃者需要采取一些諸如強(qiáng)制性定期儲(chǔ)蓄等技巧以獲得自我控制。

（二）心智賬戶模型

一個(gè)簡單的公式化的心智賬戶體系把財(cái)富分為三個(gè)組成部分：現(xiàn)有可支配收入（I）、現(xiàn)有資產(chǎn)（A）和未來收入（F）。且在一個(gè)給定的時(shí)期，可支配收入的邊際消費(fèi)傾向最高，未來收入（F）邊際消費(fèi)傾向最低，現(xiàn)有資產(chǎn)（A）的邊際消費(fèi)傾向居中，即：

1≈？墜C/？墜I>？墜C/？墜A>？墜C/？墜F （2）

且行為生命周期總消費(fèi)函數(shù)對于三類賬戶有不同的衡量標(biāo)準(zhǔn)，即：

C=f（I，A，F(xiàn)） （3）

對于短期收入賬戶（I），用符號(hào)mt表示其在第t期開始的余額。假定誘惑越大，選擇任何給出的消費(fèi)水平ct

？墜/？墜mt（*）<0 （4）

綜上，結(jié)合上述兩個(gè)模型，筆者可對養(yǎng)老金對居民消費(fèi)的影響做出預(yù)測，而這個(gè)預(yù)測將在下文闡述。

三、模型分析

設(shè)想一個(gè)人為了應(yīng)對日后的退休而儲(chǔ)蓄他或她10%的年收入。假設(shè)總儲(chǔ)蓄部分由以下部分構(gòu)成：6%作為養(yǎng)老金計(jì)劃；4%作為自由處置儲(chǔ)蓄。若他或她被迫把養(yǎng)老金的比例從6%提高到7%，總儲(chǔ)蓄、總消費(fèi)會(huì)發(fā)生何種變化？（撇開以下因素：捐贈(zèng)所得、流動(dòng)性約束、稅率、保留退休金權(quán)利的收益，以及被勸誘退休）生命周期模型的預(yù)測是：總儲(chǔ)蓄、消費(fèi)不會(huì)受影響。即令PS為養(yǎng)老儲(chǔ)蓄金，DS為自由處置儲(chǔ)蓄，則生命周期模型預(yù)測是dDS/dPS=-1.0。然而實(shí)際上，通過格林（Green，1981）以及庫爾茲（Kurz，1981）等人的實(shí)證分析表明，dDS/dPS的數(shù)值與-1.0相距甚遠(yuǎn)，甚至有些測算為正值[2]。

而通過行為生命周期模型則可做出如下預(yù)測：隨著養(yǎng)老金儲(chǔ)蓄的改變，自由處置儲(chǔ)蓄發(fā)生相應(yīng)變化的程度（在絕對價(jià)值意義上）小于1.0。

這意味著當(dāng)強(qiáng)制性質(zhì)的養(yǎng)老金增加時(shí)，自由儲(chǔ)蓄的減少額會(huì)小于相應(yīng)的養(yǎng)老金增加的數(shù)值。通過不等式（4）可以推出結(jié)論：養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)抑制消費(fèi)。即增加養(yǎng)老金的提?。ā鱯），則財(cái)富從I賬戶轉(zhuǎn)移到F賬戶，并假設(shè)Ct（s）

同時(shí)，通過簡單的理論分析也可以得出此結(jié)論。對于行為經(jīng)濟(jì)學(xué)理論中的典型家庭來說，短期收入賬戶的邊際消費(fèi)傾向接近于1，但是遠(yuǎn)期財(cái)富賬戶的邊際消費(fèi)傾向?yàn)?。首先是由于自我控制成本高昂。當(dāng)人們面臨即期消費(fèi)或遠(yuǎn)期消費(fèi)時(shí)，很難抵制當(dāng)前消費(fèi)沖動(dòng)的誘惑。其次是大多數(shù)家庭在進(jìn)行消費(fèi)決策時(shí)，是按照一整套心智賬戶體系做出判斷的。比如，雖然房子和養(yǎng)老金賬戶對于人們來說是財(cái)富，但人們在決定即期消費(fèi)時(shí)很少考慮到這些賬戶的實(shí)際價(jià)值，而是以當(dāng)前手中的短期收入或流動(dòng)性資產(chǎn)做決策。當(dāng)然，對于當(dāng)前大額消費(fèi)和日常消費(fèi)，我們在做出決策時(shí)所判斷的標(biāo)準(zhǔn)也是不同的，即通過不同的心智賬戶進(jìn)行判斷。

因此，當(dāng)養(yǎng)老金計(jì)劃從短期收入賬戶向遠(yuǎn)期財(cái)富賬戶轉(zhuǎn)移1元時(shí)，人們?nèi)菀缀雎赃@部分資產(chǎn)的當(dāng)前效用，而是作為財(cái)富儲(chǔ)蓄起來，即總儲(chǔ)蓄幾乎也增加1元。又由于支出通常調(diào)整到與可支配收入一致的水平，所以工資的扣除額度減少了用于支付的貨幣。因此，一旦養(yǎng)老金繳費(fèi)變成養(yǎng)老金財(cái)富，就會(huì)相應(yīng)地抑制消費(fèi)。

四、數(shù)據(jù)說明與實(shí)證分析

（一）時(shí)間序列數(shù)據(jù)模型

1.數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)都來源于國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站中國統(tǒng)計(jì)年鑒，最終選取了1989—2010年的基本養(yǎng)老保險(xiǎn)基金（P）作為養(yǎng)老保險(xiǎn)的量化指標(biāo)，國民總收入GDP（Y）作為收入的量化指標(biāo)，居民消費(fèi)額（PC）作為消費(fèi)的量化指標(biāo)。在這里做一點(diǎn)說明，我們本來準(zhǔn)備選取居民的收入作為收入的指標(biāo)，但是沒有搜集到關(guān)于居民收入或者居民儲(chǔ)蓄的相關(guān)數(shù)據(jù)，而國民總收入是包括居民收入在內(nèi)的，對養(yǎng)老保險(xiǎn)基金和居民消費(fèi)都有一定程度的影響，并且國民總收入還包含其它的因素，這些因素也會(huì)影響?zhàn)B老保險(xiǎn)基金和居民消費(fèi)。最后筆者選擇以國民總收入替代居民收入作為收入的指標(biāo)。 所有的統(tǒng)計(jì)分析均在Eviews5.0軟件上完成。

2.回歸分析

（1）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在對時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行分析之前，需要先進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，首先采用ADF方法對P、Y、PC三個(gè)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，經(jīng)檢驗(yàn)三列數(shù)據(jù)都是非平穩(wěn)的，檢驗(yàn)結(jié)果如下：

考慮搜集到的是年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)間隔很大，誤差相應(yīng)偏大，不利于建立模型分析。所以對三列數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)處理，得到新的三列數(shù)據(jù)樣本，再次進(jìn)行ADF檢驗(yàn)后，顯示新的三列數(shù)據(jù)都是平穩(wěn)的，檢驗(yàn)結(jié)果如下（下文的模型分析討論都建立在新的三列數(shù)據(jù)之上）：

（2）協(xié)整檢驗(yàn)

進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)后，還需要檢驗(yàn)數(shù)據(jù)之間的長期均衡關(guān)系，即進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，直接對新的三列平穩(wěn)數(shù)據(jù)LOGP、LOGPC、LOGY進(jìn)行回歸后得到殘差序列resid，對殘差序列做單位根檢驗(yàn)結(jié)果如下：

殘差序列resid無單位根，t統(tǒng)計(jì)量小于各顯著水平下的臨界值，所以新的三列平穩(wěn)數(shù)據(jù)之間是協(xié)整的，它們之間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

（3）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

最后還需要進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，從統(tǒng)計(jì)的角度確定數(shù)據(jù)之間的因果關(guān)系，在Eviews5.0上進(jìn)行滯后兩期的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，顯示結(jié)果如下：

經(jīng)查表得，在5%的顯著水平下，F(xiàn)0.05（2，20）=3.10的臨界值，根據(jù)表中的F統(tǒng)計(jì)量大于該值的項(xiàng)，表明LOGP、LOGPC、LOGY之間存在因果關(guān)系，并且LOGP、LOGY是LOGPC的格蘭杰原因，因而最終選擇LOGP、LOGY作為解釋變量，LOGPC作為因變量。

（4）建立回歸方程

準(zhǔn)備工作已經(jīng)完成，下面進(jìn)行回歸分析，在Eviews5.0中回歸得到的結(jié)果為：

LOGPCt=-0.1919606174*LOGPt+1.193600559*LOGYt

（0.030700） （0.051600）

t=（-6.252704） （23.13173）

-1.699886597

（0.378567）

（-4.490318）

R2=0.998452，R2=0.998289，F(xiàn)=6127.260，DW=1.214117

結(jié)果中擬合優(yōu)度達(dá)到了0.998452，但是DW統(tǒng)計(jì)量為1.214117，這時(shí)的樣本量為22，解釋變量有2個(gè)，在5%的顯著水平下，查DW統(tǒng)計(jì)表得：dL=1.147，dU=1.541？圯dL？芻DW？芻dU，無法判斷是否存在自相關(guān)性，還需進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。

（5）檢驗(yàn)異方差性與自相關(guān)性

對方程進(jìn)行懷特檢驗(yàn)結(jié)果如下：

nR2=2.605989？芻？字20.05（2）=5.991，不能拒絕原假設(shè)，結(jié)果顯示不存在異方差性。

用拉格朗日乘數(shù)法（LM法）對方程進(jìn)行滯后一階的檢驗(yàn)結(jié)果如下：

LM（1）=（n-1）R2=2.250969？芻？字20.05（1）=3.841，無法拒絕原假設(shè)，結(jié)果顯示也不存在自相關(guān)性。綜上所述，最終的回歸方程為：

LOGPCt=-0.1919606174*LOGPt+1.193600559*LOGYt

（0.030700） （0.051600）

t=（-6.252704） （23.13173）

-1.699886597

（0.378567）

（-4.490318）

R2=0.998452，R2=0.998289，F(xiàn)=6127.260，DW=1.214117

此時(shí)t檢驗(yàn)與F檢驗(yàn)都很顯著，擬合優(yōu)度也高達(dá)0.998452，且不存在異方差性和自相關(guān)性，說明模型擬合效果很好。根據(jù)方程結(jié)果顯示，養(yǎng)老保險(xiǎn)基金平均每增加一元，居民的消費(fèi)就會(huì)減少0.2元，表明養(yǎng)老保險(xiǎn)對消費(fèi)的抑制作用。

（二）截面數(shù)據(jù)模型

1.數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)也來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2011》，筆者搜集了全國31個(gè)地區(qū)（北京、天津、河北、山西、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、山東、河南、湖北、湖南、廣東、廣西、海南、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆等）的總消費(fèi)支出和收入金額，二者之比為最終消費(fèi)率（FCR），還有各地年末參加城鎮(zhèn)企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)人數(shù)和總?cè)藬?shù)，定義二者之比為養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率（COVER）。

2.回歸分析

由于這部分統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)屬于截面數(shù)據(jù)，不需要進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)等，所以可以直接進(jìn)行回歸，得到的結(jié)果為：

FCRi=0.5141004915-0.1557488609*COVERi

（0.026077） （0.117266）

t=（19.71460） （-1.328167）

R2=0.057341，R2=0.024835，F(xiàn)=1.764027，DW=1.291555

可以看出擬合系數(shù)R2=0.057341很低，說明結(jié)果很不理想，于是本文采用懷特檢驗(yàn)來檢驗(yàn)異方差性，得出的結(jié)果：

由上可知，nR2=16.71744>？字20.05（2）=5.9915，式中有兩項(xiàng)含有解釋變量，因而自由度為2，所以拒絕原假設(shè)，表明模型存在異方差性。

筆者采取加權(quán)最小二乘法（WLS法）對異方差進(jìn)行修正，選取的權(quán)數(shù)為1/COVER，再次回歸得到的結(jié)果為：

R2=0.984656，R2=0.984127，F(xiàn)=58.70096，DW=1.559097

最終R2=0.984656，F(xiàn)檢驗(yàn)與t檢驗(yàn)也都非常顯著。對樣本量為31，有一個(gè)解釋變量的模型，在5%的顯著水平下，查DW統(tǒng)計(jì)表得，dL=1.363，dU=1.496，模型中dU？芻DW？芻4-dU=2.504，因而不存在自相關(guān)性，模型擬合效果很好。結(jié)果說明了各地養(yǎng)老保險(xiǎn)與消費(fèi)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，也即養(yǎng)老保險(xiǎn)對消費(fèi)有抑制作用。

五、結(jié)論及政策建議

通過對我國養(yǎng)老保險(xiǎn)制度與居民消費(fèi)關(guān)系的實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老金對居民私人消費(fèi)的抑制作用及養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率高的城市消費(fèi)低的現(xiàn)象，驗(yàn)證了行為生命周期模型的相關(guān)理論，并得出：養(yǎng)老金的增加會(huì)抑制居民消費(fèi)。這意味著如果我國政府以提高居民消費(fèi)率為最終政策目標(biāo)，那么通過建立廣覆蓋的居民養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的方式是行不通的。

因此，根據(jù)行為生命周期模型理論，筆者建議一方面改變養(yǎng)老保險(xiǎn)金的籌資方式、降低居民的繳費(fèi)率并提高居民收入，使居民的現(xiàn)有可支配收入賬戶的數(shù)值增加進(jìn)而增加居民消費(fèi)率，同時(shí)以其他資金來補(bǔ)充養(yǎng)老保險(xiǎn)基金。至于其他資金的來源，可通過國企分紅來補(bǔ)充[3]。另一方面，由于短期收入賬戶的消費(fèi)傾向高，如若政府想提高居民消費(fèi)率、降低儲(chǔ)蓄率，可從改變現(xiàn)行的工資制度著手，如降低年終獎(jiǎng)金額度（減少現(xiàn)有資產(chǎn)賬戶收入）或?qū)⒛杲K獎(jiǎng)改為季度獎(jiǎng)勵(lì)（使得獎(jiǎng)金數(shù)額不足夠大以被居民編入現(xiàn)有資產(chǎn)賬戶）等方式。

需要補(bǔ)充的是，筆者在對不同城市間的養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率和消費(fèi)率做實(shí)證分析時(shí)，發(fā)現(xiàn)北京和上海與其他城市差異較大，即養(yǎng)老金對消費(fèi)的影響不明顯。究其原因，本文推測為北京和上海的經(jīng)濟(jì)水平發(fā)達(dá)，居民生活水平較高，養(yǎng)老金的扣除額度對居民的可支配收入賬戶影響不大。如果此推測正確，也可驗(yàn)證筆者在上文提出建議的合理性。

（責(zé)任編輯：張恩娟）

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