孟　醒， 申曙光

基本養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)居民消費(fèi)的激勵(lì)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(xiǎn)與居民消費(fèi)一直是學(xué)術(shù)界關(guān)心的熱點(diǎn)話(huà)題。完善的養(yǎng)老保險(xiǎn)制度能否降低儲(chǔ)蓄、激勵(lì)居民消費(fèi)？采用中國(guó)綜合社會(huì)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(cè)算出不同戶(hù)主、不同政策參數(shù)下的養(yǎng)老金財(cái)富，并采用分位數(shù)回歸模型驗(yàn)證了養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)居民消費(fèi)的激勵(lì)效應(yīng)；接著，根據(jù)2005年養(yǎng)老保險(xiǎn)政策改革的規(guī)定，研究發(fā)現(xiàn)，男性戶(hù)主家庭消費(fèi)的財(cái)富激勵(lì)效應(yīng)在改革后顯著增強(qiáng)，而改革對(duì)女性戶(hù)主家庭的影響并不顯著。建議我國(guó)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革應(yīng)在合理化政策參數(shù)的基礎(chǔ)上，加強(qiáng)對(duì)低收入群體的保障。

關(guān)鍵詞：養(yǎng)老保險(xiǎn)制度； 養(yǎng)老金財(cái)富； 居民消費(fèi)； 激勵(lì)效應(yīng)

一、引言

依靠人口紅利所帶來(lái)的低勞動(dòng)力成本優(yōu)勢(shì)，我國(guó)實(shí)現(xiàn)了多年來(lái)的貿(mào)易順差，形成了“高儲(chǔ)蓄、高投資、高出口”推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期態(tài)勢(shì)。與此同時(shí)，我國(guó)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)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(wèn)題，于2005年改革了制度參數(shù)，強(qiáng)調(diào)了個(gè)人貢獻(xiàn)與養(yǎng)老金收益之間的聯(lián)系，凸顯制度設(shè)計(jì)中的激勵(lì)機(jī)制?？梢哉f(shuō)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革相互促進(jìn)，動(dòng)態(tài)平衡。然而，一方面，受計(jì)劃生育國(guó)策的影響，我國(guó)的人口紅利逐漸消失，隨之而來(lái)的是人口老齡化所引致的養(yǎng)老金支付危機(jī)；另一方面，依靠高投資、高出口推動(dòng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不具備可持續(xù)性，一旦投資過(guò)度，產(chǎn)能過(guò)剩，將出現(xiàn)通貨緊縮和經(jīng)濟(jì)衰退。在這一背景下，如何優(yōu)化我國(guó)的養(yǎng)老保險(xiǎn)制度模式，以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期穩(wěn)定的增長(zhǎng)，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(gè)問(wèn)題，應(yīng)首先找到轉(zhuǎn)型期我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的驅(qū)動(dòng)力。羅斯托(Rostow，1960)對(duì)美國(guó)等發(fā)達(dá)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展歷程進(jìn)行研究，得出的結(jié)論是：不同經(jīng)濟(jì)體的增長(zhǎng)驅(qū)動(dòng)力均會(huì)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(dòng)型轉(zhuǎn)向消費(fèi)驅(qū)動(dòng)型；王小魯?shù)?2009)認(rèn)為內(nèi)需不足是制約我國(guó)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長(zhǎng)的一大重要因素。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局與商務(wù)部近期公布的2014年我國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行數(shù)據(jù)，去年我國(guó)最終消費(fèi)對(duì)GDP增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率達(dá)到51.2%，比上年提高3個(gè)百分點(diǎn)①中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局新聞發(fā)布會(huì),http://www.stats.gov.cn/tjsj/sjjd/201501/t20150120_671388.html?，F(xiàn)實(shí)情況與理論依據(jù)均將未來(lái)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的驅(qū)動(dòng)力指向消費(fèi)水平的提升。那么，剩下的問(wèn)題是，何種養(yǎng)老保險(xiǎn)制度模式能夠有效促進(jìn)總消費(fèi)的增長(zhǎng)？以往的研究表明，不同的制度模式對(duì)消費(fèi)水平的激勵(lì)作用有所不同。費(fèi)爾德斯坦(Feldstein，1974)開(kāi)創(chuàng)式地以養(yǎng)老金財(cái)富(SSW)作為重要橋梁，研究養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)儲(chǔ)蓄、消費(fèi)的影響，結(jié)果表明：現(xiàn)收現(xiàn)付制可以顯著地促進(jìn)消費(fèi)；而巴柳和雷塞(Baillu and Reisen，1997)通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)積累制對(duì)消費(fèi)的影響不顯著；何立新等(2008)針對(duì)我國(guó)的情況，考察了1997年我國(guó)養(yǎng)老保險(xiǎn)“統(tǒng)賬結(jié)合”的改革對(duì)家庭儲(chǔ)蓄、消費(fèi)的影響，研究結(jié)果認(rèn)為“統(tǒng)賬結(jié)合”下的養(yǎng)老金財(cái)富會(huì)抑制儲(chǔ)蓄，提高消費(fèi)水平，但其并未考察2005年養(yǎng)老保險(xiǎn)激勵(lì)機(jī)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(qiáng)調(diào)個(gè)人繳費(fèi)與收益掛鉤，可謂我國(guó)養(yǎng)老保險(xiǎn)激勵(lì)機(jī)制的初建期；在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的新常態(tài)時(shí)期，對(duì)這次改革的考察顯得尤為重要，因?yàn)槿绻@次改革對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生的激勵(lì)作用有所增強(qiáng)，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(guò)改革養(yǎng)老保險(xiǎn)制度參數(shù)，加入激勵(lì)因素來(lái)調(diào)整養(yǎng)老金財(cái)富，從而激勵(lì)消費(fèi)水平提高。

在現(xiàn)有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，本文采用中國(guó)綜合社會(huì)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(diǎn)關(guān)注2005年養(yǎng)老保險(xiǎn)激勵(lì)機(jī)制對(duì)消費(fèi)的影響。在步驟上，我們首先測(cè)算出不同戶(hù)主、不同制度模式下的養(yǎng)老金財(cái)富；接著，采用分位數(shù)回歸模型驗(yàn)證養(yǎng)老金財(cái)富與居民消費(fèi)的關(guān)系，考察以下幾個(gè)問(wèn)題：(1)養(yǎng)老金財(cái)富會(huì)否對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生激勵(lì)效應(yīng)？(2)不同性別職工的養(yǎng)老金財(cái)富會(huì)否對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生不同的激勵(lì)效應(yīng)？(3)2005年激勵(lì)機(jī)制的改革對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生了怎樣的財(cái)富效應(yīng)？

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

二、文獻(xiàn)綜述

從微觀視角考察家庭消費(fèi)與養(yǎng)老保險(xiǎn)關(guān)系的文獻(xiàn)大致可分為兩類(lèi)：

第一類(lèi)是計(jì)算個(gè)人的養(yǎng)老金財(cái)富，并實(shí)證檢驗(yàn)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(cái)富每增加一美元，家庭的金融資產(chǎn)便會(huì)減少25美分；派利(Tullio Jappelli, 1995)得出了相類(lèi)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(cái)富與儲(chǔ)蓄的替代關(guān)系，研究認(rèn)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(jì)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(gè)人退休的財(cái)富激勵(lì)考慮進(jìn)去，考察壽命延長(zhǎng)是否影響儲(chǔ)蓄與消費(fèi)行為。研究發(fā)現(xiàn)：當(dāng)不存在個(gè)人退休行為的負(fù)向激勵(lì)時(shí)，預(yù)期壽命的延長(zhǎng)不會(huì)增加儲(chǔ)蓄率；而在養(yǎng)老保險(xiǎn)全覆蓋并且存在個(gè)人退休行為的負(fù)向激勵(lì)的情況下，預(yù)期壽命的延長(zhǎng)將導(dǎo)致儲(chǔ)蓄率的升高，但這種影響在養(yǎng)老保險(xiǎn)替代率較高的現(xiàn)收現(xiàn)付制下并不強(qiáng)烈。然而，上述研究均忽略了養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)消費(fèi)影響的內(nèi)生性問(wèn)題，基于此，各國(guó)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(xiàng)政策實(shí)驗(yàn)，考察養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)消費(fèi)行為的影響。阿塔納西奧和羅威德(O.P. Attanasio and S. Rohwedder, 2003)以英國(guó)三次養(yǎng)老金制度改革作為自然實(shí)驗(yàn)，使用1970—2000年的家庭面板微觀數(shù)據(jù)，研究養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)家庭儲(chǔ)蓄行為的影響。研究結(jié)果表明，養(yǎng)老金制度改革對(duì)家庭儲(chǔ)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(cái)富與其他財(cái)富的替代關(guān)系。研究表明，養(yǎng)老金財(cái)富可以替代私人儲(chǔ)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(huì)表現(xiàn)得更加強(qiáng)烈，最高達(dá)到0.71。何立新等(2008)利用1995年和1999年城鎮(zhèn)住戶(hù)的橫截面調(diào)查數(shù)據(jù)(CHIPS)，探究我國(guó)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響。該研究利用養(yǎng)老金財(cái)富變化的外生性，識(shí)別養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響，結(jié)果顯示：養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)于家庭儲(chǔ)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(jì)調(diào)查數(shù)據(jù)，首先估算居民的養(yǎng)老金財(cái)富，在此基礎(chǔ)上，實(shí)證檢驗(yàn)了養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)居民消費(fèi)支出的影響。研究結(jié)論表明：養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)遼寧城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出有顯著的正效應(yīng)。

第二類(lèi)則考察養(yǎng)老保險(xiǎn)參與率、繳費(fèi)率對(duì)家庭消費(fèi)的影響。方匡南和章紫藝(2013)采用中國(guó)社會(huì)綜合調(diào)查開(kāi)放數(shù)據(jù)庫(kù)(CGSS)2006年家庭橫截面數(shù)據(jù)，針對(duì)參加社會(huì)保障與否，研究了社會(huì)保障和家庭消費(fèi)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(fèi)水平之間社會(huì)保障對(duì)于城鄉(xiāng)消費(fèi)支出影響的差異。研究結(jié)果表明：有社會(huì)保障的家庭人均消費(fèi)要高于無(wú)社會(huì)保障家庭的人均消費(fèi)。白重恩等(2012)則關(guān)注養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)對(duì)消費(fèi)和儲(chǔ)蓄的影響，使用2002—2009年9個(gè)省市的城鎮(zhèn)住戶(hù)調(diào)查數(shù)據(jù)，方法上利用養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)率和參與率的城市差別，隨時(shí)間的變化構(gòu)建家庭養(yǎng)老金繳費(fèi)的工具變量。研究發(fā)現(xiàn)：改革前，盡管增加養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率有助于刺激消費(fèi)，但提高養(yǎng)老金繳費(fèi)率會(huì)顯著抑制繳費(fèi)家庭的消費(fèi)；同時(shí)，改革后尚未得出明確結(jié)論。鄒紅等(2013)的研究對(duì)消費(fèi)項(xiàng)目進(jìn)行細(xì)分，利用2002—2009年廣東省城鎮(zhèn)住戶(hù)調(diào)查數(shù)據(jù)(UHS)，分析了社會(huì)保險(xiǎn)參與率和繳費(fèi)率對(duì)城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)的影響。研究發(fā)現(xiàn)：與未參保家庭相比，參保家庭的消費(fèi)支出將增加0.61%；從支出類(lèi)型看，養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)率對(duì)食品、衣服、教育、娛樂(lè)和交通等支出大類(lèi)均具有顯著抑制作用，但養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)率對(duì)子女培訓(xùn)班、煙酒和在外就餐等支出細(xì)項(xiàng)卻具有顯著促進(jìn)作用。

綜上所述，從微觀視角出發(fā)，考察養(yǎng)老保險(xiǎn)與消費(fèi)關(guān)系的研究主要集中在討論養(yǎng)老金財(cái)富與其他家庭金融資產(chǎn)的可替代性，或參保率、繳費(fèi)率對(duì)消費(fèi)行為的影響。這些文獻(xiàn)均對(duì)我國(guó)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度與居民消費(fèi)的研究做出了重要貢獻(xiàn)，但值得一提的是，國(guó)內(nèi)現(xiàn)有文獻(xiàn)忽略了一個(gè)重要研究視角，即2005年養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)與待遇掛鉤的激勵(lì)機(jī)制會(huì)否對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生新的影響？何立新等(2008)考察了1997年養(yǎng)老保險(xiǎn)“統(tǒng)賬結(jié)合”的改革對(duì)家庭儲(chǔ)蓄、消費(fèi)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(duì)消費(fèi)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(xiàn)較少考察不同消費(fèi)層次受養(yǎng)老金財(cái)富的影響程度會(huì)否不同。我國(guó)是人口大國(guó)，貧富差距十分明顯，如果政策制定者想要通過(guò)改革制度參數(shù)，以達(dá)到激勵(lì)消費(fèi)增長(zhǎng)的目的，那么對(duì)不同消費(fèi)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(jìn)：第一，以2005年繳費(fèi)與待遇掛鉤的激勵(lì)機(jī)制改革作為研究視角，將養(yǎng)老金財(cái)富作為核心解釋變量放入模型，考察不同制度模式對(duì)消費(fèi)的激勵(lì)效應(yīng)；第二，方法上，為避免忽略對(duì)極端值處的考察，采用分位數(shù)回歸模型，檢驗(yàn)不同消費(fèi)層次的激勵(lì)效應(yīng)會(huì)否不同，以期對(duì)我國(guó)養(yǎng)老保險(xiǎn)的制度改革提供參考。

三、理論假說(shuō)

(一)基本模型

本文考慮一個(gè)包含個(gè)人、企業(yè)和政府的世代交疊模型(OLG)。假設(shè)每個(gè)代表性個(gè)體都經(jīng)歷兩期：工作期和退休期。在工作期，個(gè)人需按照制度規(guī)定繳納一定比例的養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)，同時(shí)，進(jìn)行當(dāng)期的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄決策。

個(gè)人決策函數(shù)如下：

(1)

s.t.

(2)

(3)

(4)

其中μ表示養(yǎng)老金對(duì)工作時(shí)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(chǔ)蓄決定。商品市場(chǎng)處于均衡狀態(tài)時(shí)，有：

(6)

求解個(gè)人決策函數(shù)的一階條件可得：

(7)

進(jìn)一步求解以上最優(yōu)化問(wèn)題可以得到儲(chǔ)蓄和消費(fèi)的表達(dá)式：

(8)

由(8)可以看出，居民工作時(shí)期的儲(chǔ)蓄與消費(fèi)的穩(wěn)態(tài)是時(shí)間偏好系數(shù)、資本產(chǎn)出彈性、社會(huì)統(tǒng)籌賬戶(hù)與個(gè)人賬戶(hù)的繳費(fèi)率、替代率以及全要素生產(chǎn)率的函數(shù)。

(二)假說(shuō)設(shè)定

如(8)所示，本文證明了居民的消費(fèi)水平由替代率、繳費(fèi)率等養(yǎng)老保險(xiǎn)制度參數(shù)決定；同時(shí)，這些參數(shù)的設(shè)定共同決定了特定的養(yǎng)老保險(xiǎn)制度模式，從而產(chǎn)生該模式下參保人的養(yǎng)老金財(cái)富(Samwick, 1998; Coile and Gruber, 2000)。因此，若要全面地考察養(yǎng)老保險(xiǎn)與居民消費(fèi)的關(guān)系，就不能單一地采用繳費(fèi)率或是替代率，而是采用養(yǎng)老金財(cái)富這一衡量參保人一生繳費(fèi)、待遇凈現(xiàn)值的變量。本文的關(guān)注點(diǎn)正在于此，即我國(guó)部分積累制下的養(yǎng)老金財(cái)富能否激勵(lì)居民消費(fèi)水平的增加？為回答好這個(gè)問(wèn)題，本文將在Feldstein(1974)研究的基礎(chǔ)上，提出如下假設(shè)，并通過(guò)實(shí)證分析對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn)。假說(shuō)一：

其中，SSW為養(yǎng)老金凈財(cái)富，X為控制變量。如果假設(shè)成立，本文即可認(rèn)為特定模式下的養(yǎng)老金財(cái)富可以激勵(lì)消費(fèi)水平增長(zhǎng)，并可以此為手段推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

如果以上假設(shè)成立，即養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)消費(fèi)水平的提高存在激勵(lì)效應(yīng)，本文將在此基礎(chǔ)上驗(yàn)證這種激勵(lì)效應(yīng)在2005年的制度改革后會(huì)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(gè)假說(shuō)：

如果假設(shè)成立，這種激勵(lì)效應(yīng)在改革后更強(qiáng)。那么，要使我國(guó)經(jīng)濟(jì)從出口驅(qū)動(dòng)型轉(zhuǎn)型為消費(fèi)驅(qū)動(dòng)型，在養(yǎng)老保險(xiǎn)制度設(shè)計(jì)的過(guò)程中，就可以采取一種更加靈活的做法，即通過(guò)改變制度參數(shù)，凸顯制度的激勵(lì)機(jī)制，激勵(lì)居民消費(fèi)，以達(dá)到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的最終目的。

四、數(shù)據(jù)介紹與養(yǎng)老金財(cái)富測(cè)算

(一)數(shù)據(jù)介紹

本文采用中國(guó)綜合社會(huì)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(jìn)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(shí)間、個(gè)人身份、工作單位性質(zhì)、價(jià)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(guó)(含22個(gè)省、4個(gè)自治區(qū)、4個(gè)直轄市；不含西藏自治區(qū)、港、澳、臺(tái))多個(gè)地區(qū)。該數(shù)據(jù)由專(zhuān)業(yè)人員現(xiàn)場(chǎng)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(cè)值達(dá)10372個(gè)家庭單位，應(yīng)答率為62.1%；2009年的數(shù)據(jù)樣本觀測(cè)值達(dá)11783個(gè)家庭單位，應(yīng)答率為74.32%。

本文主要從微觀個(gè)體、家庭的層面上考察養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)消費(fèi)的激勵(lì)效應(yīng)。在消費(fèi)這一變量的選取上，我們以家庭人均消費(fèi)，即家庭消費(fèi)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(fèi)總支出包括食品、服裝、住房、交通、教育、娛樂(lè)、醫(yī)療等項(xiàng)目。在進(jìn)行養(yǎng)老金財(cái)富變量的測(cè)算時(shí)，我們只關(guān)注城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)，因此刪除了農(nóng)村戶(hù)口以及沒(méi)有參加基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的觀測(cè)值。同時(shí)，我們將2004年與2009年的調(diào)查數(shù)據(jù)按性別分成兩個(gè)樣本，考察養(yǎng)老金財(cái)富與消費(fèi)的關(guān)系。由于退休之后的儲(chǔ)蓄消費(fèi)行為與工作時(shí)期有很大不同，因此排除了戶(hù)主超過(guò)退休年齡的樣本。我們提取60歲以下的男性戶(hù)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(cè)值。根據(jù)本文研究對(duì)象的需要，我們對(duì)該數(shù)據(jù)進(jìn)一步篩選，標(biāo)準(zhǔn)為：(1)參加了城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的企業(yè)職工，包括60歲以下的男性戶(hù)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(fèi)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(wú)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(cái)富測(cè)算

要計(jì)算個(gè)體退休時(shí)的養(yǎng)老金財(cái)富，首先要知道其終身的養(yǎng)老金收益以及所繳保費(fèi)。而我國(guó)“統(tǒng)賬結(jié)合”的養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革始于1997年,至今還不足以反映個(gè)人一生的繳費(fèi)和收益關(guān)系，必須在一定假設(shè)條件下進(jìn)行估計(jì)。在本文的估計(jì)中，將未來(lái)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(cái)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(jì)步驟如下: 以2000年的物價(jià)水平為基準(zhǔn)，首先根據(jù)2000—2009年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》,計(jì)算出各省在崗職工年實(shí)際平均工資增長(zhǎng)率，并在一定的貼現(xiàn)率以及個(gè)人賬戶(hù)投資回報(bào)率的假設(shè)條件下，估計(jì)出每個(gè)職工自參加工作到退休前的實(shí)際繳費(fèi)工資分布；再根據(jù)2005年改革前后的養(yǎng)老保險(xiǎn)政策規(guī)定，分別計(jì)算出樣本觀測(cè)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(jì)算出調(diào)查年份的養(yǎng)老金凈財(cái)富，并以此討論不同時(shí)期的養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)家庭消費(fèi)水平的激勵(lì)效應(yīng)。

具體養(yǎng)老金財(cái)富測(cè)算步驟如下：

在連續(xù)情況下：

將其轉(zhuǎn)化為便于計(jì)算的離散情形：

五、方法設(shè)計(jì)、統(tǒng)計(jì)量描述與實(shí)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(jì)

本文將家庭人均消費(fèi)的對(duì)數(shù)作為被解釋變量，將影響家庭消費(fèi)支出的因素分為五類(lèi)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(duì)不同解釋變量進(jìn)行回歸的第α分位數(shù)的回歸參數(shù)。對(duì)于R2分位數(shù)回歸，一般使用準(zhǔn)R2度量其擬合優(yōu)度，其定義為：

本文所考察的第一類(lèi)核心的解釋變量lpw，即養(yǎng)老金凈財(cái)富的對(duì)數(shù)值。目前國(guó)內(nèi)外主流的觀點(diǎn)是，任何養(yǎng)老保險(xiǎn)模式的改變都將通過(guò)養(yǎng)老金財(cái)富變化來(lái)影響個(gè)體行為(Samwick, 1998; Coile and Gruber, 2000)，因此，以養(yǎng)老金財(cái)富為核心的解釋變量更能準(zhǔn)確地反映出本文所關(guān)注的消費(fèi)激勵(lì)效應(yīng)。從投資組合理論的角度來(lái)說(shuō)，養(yǎng)老金財(cái)富實(shí)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(cái)富的增加將會(huì)帶來(lái)當(dāng)期消費(fèi)的增加，那么β1α理論上為正。

第三類(lèi)為家庭總收入。理論上，在邊際消費(fèi)傾向?yàn)檎那闆r下，當(dāng)期收入的增加都會(huì)激勵(lì)消費(fèi)，因此，我們預(yù)測(cè)β3α為正。

(二)統(tǒng)計(jì)量描述

以2005—2007年的改革時(shí)間為分界點(diǎn)，表1列示了男性戶(hù)主改革前后模型中的被解釋變量、解釋變量的統(tǒng)計(jì)描述，表2則為女性戶(hù)主的統(tǒng)計(jì)量描述。按照本文的篩選原則，刪除無(wú)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(lái)看，男性戶(hù)主改革前后的消費(fèi)呈現(xiàn)出平均數(shù)值大于中位數(shù)值的情形，即證明整個(gè)分布中存在少數(shù)極大的突出數(shù)據(jù)，表2中女性戶(hù)主也存在相類(lèi)似的情況。

表1　男性戶(hù)主統(tǒng)計(jì)量描述

另外，如表1所示，與被解釋變量一樣，養(yǎng)老金財(cái)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(gè)分布中存在少數(shù)極大的突出數(shù)據(jù)。 從簡(jiǎn)單的統(tǒng)計(jì)量描述來(lái)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(shì)。這一發(fā)現(xiàn)，進(jìn)一步說(shuō)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(guó)國(guó)情，又符合樣本特征的做法。

表2　女性戶(hù)主統(tǒng)計(jì)量描述

2009年統(tǒng)計(jì)量描述變量平均數(shù)p10p25p50p75p90標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值樣本量消費(fèi)3300065331000017000330006000072000491130000761養(yǎng)老金凈財(cái)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(duì)兩個(gè)虛擬變量的統(tǒng)計(jì)量描述。如表1所示的學(xué)歷解釋變量，2004年男性戶(hù)主樣本數(shù)據(jù)中擁有大專(zhuān)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(lèi)似地，女性戶(hù)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(píng)健康水平在改革后有所下降。

(三)實(shí)證結(jié)果

我們將對(duì)本文所關(guān)注的三個(gè)核心問(wèn)題進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，并對(duì)其進(jìn)行經(jīng)濟(jì)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(guó)國(guó)情及樣本特征，采用分位數(shù)回歸，重點(diǎn)關(guān)注10%、25%、50%、75%以及90%處的參數(shù)計(jì)量結(jié)果。這里，我們首先對(duì)男性戶(hù)主的計(jì)量結(jié)果進(jìn)行經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋?zhuān)缓髮?duì)比男女戶(hù)主的不同之處，并對(duì)其進(jìn)行解釋。表3、表4分別為男性及女性戶(hù)主的分位數(shù)回歸結(jié)果。

表3　男性戶(hù)主分位數(shù)回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)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(jì)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(lái)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(duì)于男性戶(hù)主而言，養(yǎng)老金凈財(cái)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(cái)富的增加會(huì)激勵(lì)消費(fèi)，表現(xiàn)出一種正向的消費(fèi)激勵(lì)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?xún)?chǔ)蓄理論來(lái)看，隨著城鎮(zhèn)化、工業(yè)化進(jìn)程的不斷加速，居民面臨的風(fēng)險(xiǎn)急劇增加，從而不得不增加儲(chǔ)蓄以備未來(lái)不時(shí)之需；如果居民預(yù)期未來(lái)會(huì)得到一筆養(yǎng)老金財(cái)富，將降低居民對(duì)未來(lái)收入與支出的不確定性，從而減少預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄，增加消費(fèi)；從目標(biāo)性?xún)?chǔ)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(jìn)行目標(biāo)性?xún)?chǔ)蓄；如果居民預(yù)期未來(lái)獲得一筆養(yǎng)老金財(cái)富，則會(huì)減少當(dāng)期的儲(chǔ)蓄，增加消費(fèi)。

表4　女性戶(hù)主分位數(shù)回歸結(jié)果

分位數(shù)回歸得出了與OLS相類(lèi)似的結(jié)果，即養(yǎng)老金財(cái)富的增加會(huì)激勵(lì)居民消費(fèi)，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(fèi)人群的回歸系數(shù)要略高于低消費(fèi)人群，這與傳統(tǒng)消費(fèi)理論中低消費(fèi)群體的收入彈性要大于高消費(fèi)群體大相徑庭。一方面，我們從國(guó)際比較的角度來(lái)解釋?zhuān)c國(guó)外發(fā)達(dá)國(guó)家不同的是，我國(guó)貧富差距現(xiàn)象嚴(yán)重，低收入勞動(dòng)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(jì)，預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄的意愿比高收入人群更高，因此養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)其消費(fèi)意愿的激勵(lì)效應(yīng)不如高收入群體。另一方面，由于本文的研究對(duì)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(jì)60—70年代，經(jīng)歷過(guò)三年自然災(zāi)害，從心理學(xué)的角度來(lái)看，有過(guò)大饑荒經(jīng)歷的群體，非理性的預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄動(dòng)機(jī)會(huì)被激發(fā)，從而偏好儲(chǔ)蓄，以增強(qiáng)心理安慰(楊繼軍和張二震，2013)。

我們?cè)俜治鲳B(yǎng)老金財(cái)富的改革效應(yīng)，即養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革后，養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)消費(fèi)的激勵(lì)作用會(huì)否發(fā)生改變。如表3(1)列所示的OLS回歸結(jié)果，男性戶(hù)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(xiǎn)制度改革后，養(yǎng)老金凈財(cái)富對(duì)消費(fèi)的激勵(lì)效應(yīng)有所增強(qiáng)。與此同時(shí)，分位數(shù)回歸表現(xiàn)出相類(lèi)似的正向激勵(lì)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(cè)相一致，2005年的改革將職工養(yǎng)老金待遇與繳費(fèi)工資、繳費(fèi)年限掛鉤，強(qiáng)調(diào)多繳多得的激勵(lì)機(jī)制，增強(qiáng)了職工參保繳費(fèi)的積極性，隨之而來(lái)的是養(yǎng)老金財(cái)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(shuō)的框架下，養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)家庭消費(fèi)的激勵(lì)效應(yīng)即會(huì)隨著改革的深化而有所增強(qiáng)。另外，從心理學(xué)的角度來(lái)看，繳費(fèi)的積極性增強(qiáng)后，個(gè)體對(duì)未來(lái)養(yǎng)老金可獲得性的信心也會(huì)有所增強(qiáng)，從而會(huì)增加當(dāng)期消費(fèi)(Gale，1998)

然后，我們分析重要控制變量對(duì)消費(fèi)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(duì)家庭消費(fèi)產(chǎn)生顯著的正向激勵(lì)作用，這一結(jié)果符合本文的理論預(yù)期。收入是消費(fèi)的重要影響因素，在邊際消費(fèi)傾向?yàn)檎那闆r下，收入的增加會(huì)激勵(lì)消費(fèi)。

最后，本文考察了學(xué)歷與健康兩個(gè)虛擬變量對(duì)當(dāng)期消費(fèi)的影響。OLS均值回歸的結(jié)論是，學(xué)歷的提高會(huì)顯著地激勵(lì)消費(fèi)，同時(shí)健康水平的下降會(huì)顯著地增加消費(fèi)。學(xué)歷的提高將帶來(lái)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?xún)?chǔ)蓄，同時(shí)增強(qiáng)心理預(yù)期，從而刺激消費(fèi)；而健康水平的下降會(huì)顯著的增加醫(yī)療支出，因而也會(huì)刺激消費(fèi)。另外，表3分位數(shù)回歸的結(jié)果顯示，高消費(fèi)家庭中，男性戶(hù)主的學(xué)歷對(duì)消費(fèi)的激勵(lì)效應(yīng)較低消費(fèi)家庭更強(qiáng)。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?zhuān)ǔ?，家庭的主要收入?lái)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(huì)更加容易激勵(lì)消費(fèi)。與此同時(shí)，高消費(fèi)家庭中，男性戶(hù)主健康水平下降對(duì)消費(fèi)的刺激遠(yuǎn)強(qiáng)于低消費(fèi)家庭，可能的原因是，高消費(fèi)家庭的生活質(zhì)量較高，對(duì)自身健康具有更強(qiáng)的敏感性，健康水平的下降會(huì)使得高消費(fèi)家庭花費(fèi)更多的成本在健康維護(hù)上(Andrade et al., 2015)。

2.分性別的計(jì)量結(jié)果對(duì)比

表4是女性戶(hù)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(hù)主相類(lèi)似的是，OLS的結(jié)果顯示，女性戶(hù)主養(yǎng)老金凈財(cái)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(cái)富的增加會(huì)激勵(lì)消費(fèi)，表現(xiàn)出一種正向的消費(fèi)激勵(lì)效應(yīng)。不同的是，女性養(yǎng)老金凈財(cái)富的激勵(lì)效應(yīng)較男性更強(qiáng)。本文對(duì)這一結(jié)果的解釋是，女性退休年齡較早，繳費(fèi)年限少，因而所獲得的養(yǎng)老金凈財(cái)富較男性更多(申曙光和孟醒，2014)，如果把養(yǎng)老金財(cái)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(qiáng)，對(duì)家庭消費(fèi)的影響也將越大。分位數(shù)回歸的結(jié)論與男性相類(lèi)似，即高消費(fèi)人群的回歸系數(shù)要略高于低消費(fèi)人群。

我們?cè)俜治雠詰?hù)主收入、學(xué)歷及其養(yǎng)老金財(cái)富的改革效應(yīng)。從表4中，我們發(fā)現(xiàn)，不同于男性戶(hù)主，女性戶(hù)主收入對(duì)家庭消費(fèi)并不能產(chǎn)生顯著的正向激勵(lì)，女性學(xué)歷的增加也不會(huì)激勵(lì)家庭消費(fèi)。此外，女性戶(hù)主養(yǎng)老金財(cái)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(hù)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(lèi)似的結(jié)果，改革的正向激勵(lì)效應(yīng)不顯著。這一結(jié)論與男性戶(hù)主樣本明顯不同。本文認(rèn)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(huì)承擔(dān)主要的家庭支出，那么女性的收入、學(xué)歷并不會(huì)對(duì)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(fèi)工資、繳費(fèi)年限的掛鉤的激勵(lì)機(jī)制對(duì)女性戶(hù)主的作用效果也不會(huì)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(huì)顯著地增加消費(fèi)，這與男性戶(hù)主的回歸結(jié)果相類(lèi)似。

六、結(jié)語(yǔ)

基于2004年與2009年中國(guó)22個(gè)省、4個(gè)自治區(qū)、4個(gè)直轄市的截面數(shù)據(jù)，本文利用2005年基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的制度改革機(jī)會(huì)，測(cè)算出不同制度模式下個(gè)人的養(yǎng)老金財(cái)富，同時(shí)采用Koenker and Bassett(1978)提出的“分位數(shù)回歸”，避免了對(duì)極端值處的忽略，檢驗(yàn)了不同制度參數(shù)設(shè)定下的養(yǎng)老金財(cái)富與消費(fèi)的關(guān)系，并回答了本文開(kāi)篇所提出的三個(gè)問(wèn)題：第一，我國(guó)“統(tǒng)賬結(jié)合”的養(yǎng)老保險(xiǎn)制度對(duì)居民消費(fèi)存在正向的激勵(lì)效應(yīng)；第二，改革前，女性戶(hù)主養(yǎng)老金凈財(cái)富的激勵(lì)效應(yīng)較男性更強(qiáng)；第三，2005年養(yǎng)老保險(xiǎn)激勵(lì)機(jī)制的改革對(duì)男性戶(hù)主消費(fèi)的激勵(lì)效應(yīng)顯著增強(qiáng)，對(duì)女性戶(hù)主的改革效應(yīng)則不顯著。

現(xiàn)階段，我國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)，須實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，從投資、出口驅(qū)動(dòng)型向消費(fèi)驅(qū)動(dòng)型轉(zhuǎn)變，我國(guó)的社會(huì)保障體系能否在轉(zhuǎn)型過(guò)程中發(fā)揮作用？上世紀(jì)初，凱恩斯(J.M. Keynes 1936)的絕對(duì)收入假說(shuō)認(rèn)為，社會(huì)保障體系本身可以作為一種促進(jìn)國(guó)家社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要手段，可以將收入由邊際消費(fèi)傾向低的群體轉(zhuǎn)向邊際消費(fèi)傾向高的群體，從而促進(jìn)總消費(fèi)的增加。Leland(1968)提出了預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄理論，認(rèn)為社會(huì)保障可降低居民對(duì)未來(lái)收入和支出的不確定性，增強(qiáng)消費(fèi)信心，減少預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄。莫迪利亞尼(F. Modigliani,1975)的生命周期假說(shuō)認(rèn)為，居民在一生平滑消費(fèi)，完善的社會(huì)保障體系可以減少居民的儲(chǔ)蓄意愿，促進(jìn)消費(fèi)。本文的發(fā)現(xiàn)切實(shí)證明了上述理論，與此同時(shí)，我們甚至找到了一種更加靈活的方式來(lái)促進(jìn)轉(zhuǎn)型期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，即利用養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)居民消費(fèi)的激勵(lì)效應(yīng)，來(lái)促進(jìn)居民消費(fèi)，從而提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。

針對(duì)以上結(jié)論，本文提出三點(diǎn)建議：第一，養(yǎng)老保險(xiǎn)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(lì)居民消費(fèi)水平的提升。養(yǎng)老保險(xiǎn)制度參數(shù)的改變必然會(huì)對(duì)消費(fèi)水平產(chǎn)生影響，而這種影響則是通過(guò)制度本身隱含的養(yǎng)老金財(cái)富來(lái)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(fèi)年限?，F(xiàn)行制度規(guī)定，只要累計(jì)繳費(fèi)達(dá)15年，便可以領(lǐng)取養(yǎng)老金，而大多數(shù)發(fā)達(dá)國(guó)家對(duì)繳費(fèi)年限的規(guī)定均高于30年，瑞典更是高達(dá)35年。繳費(fèi)年限過(guò)短，將造成養(yǎng)老保險(xiǎn)激勵(lì)機(jī)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(dá)國(guó)家相近。我們還建議，實(shí)施延遲退休政策，延遲個(gè)人領(lǐng)取養(yǎng)老金的時(shí)間，減少對(duì)退休的預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄，從而促進(jìn)當(dāng)期消費(fèi)的增加。

第二，我們的研究結(jié)果顯示：女性戶(hù)主養(yǎng)老金凈財(cái)富的激勵(lì)效應(yīng)較男性更強(qiáng)，但其改革效應(yīng)卻不顯著。對(duì)此，我們認(rèn)為，應(yīng)當(dāng)盡快推進(jìn)女性漸進(jìn)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(lái)，由于工作時(shí)間過(guò)短，即便存在養(yǎng)老金待遇與繳費(fèi)掛鉤的政策規(guī)定，對(duì)女性職工的激勵(lì)深度也不夠，不足以促進(jìn)其當(dāng)期消費(fèi)。因此，筆者的建議是盡快采取女性漸進(jìn)式延遲退休的政策。對(duì)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(bǔ)貼；隨后，再根據(jù)實(shí)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(lái)看，養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)消費(fèi)的激勵(lì)效應(yīng)在低收入群體中并不明顯，這是因?yàn)榈褪杖雱趧?dòng)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(jì)，預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄的意愿比高收入人群更高。因此，要想提高居民的總消費(fèi)，在促進(jìn)養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)效應(yīng)的同時(shí)，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(duì)：許玉蘭，楊海文】

DOI：10.13471/j.cnki.jsysusse.2016.01.016

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

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重大項(xiàng)目“新時(shí)期中國(guó)民生保障體系建設(shè)研究”(10zd & 038)

*收稿日期：2015—10—12