陳夢(mèng)穎

(浙江工商大學(xué) 浙江杭州 310018)

本文深入研究養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)中國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響。研究養(yǎng)老保險(xiǎn)與中國(guó)居民消費(fèi)的一般關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上具體分析養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)與鄉(xiāng)村居民消費(fèi)影響的差異性，利用實(shí)證分析厘清養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)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(xiàn)綜述

Keynes (1936)認(rèn)為在短期內(nèi)，收入決定消費(fèi)，隨著人們收入的增加消費(fèi)也將增加，但消費(fèi)增量在收入增量中所占的比重是遞減的。消費(fèi)者的消費(fèi)主要取決于即期收入。Ando與Modigliani等在凱恩斯的絕對(duì)收入假說(shuō)上進(jìn)行拓展，提出了消費(fèi)-儲(chǔ)蓄的生命周期理論。該理論的核心觀(guān)點(diǎn)是每個(gè)人根據(jù)一生的全部收入進(jìn)行消費(fèi)的。在這一理論中，養(yǎng)老保險(xiǎn)金被認(rèn)為是家庭的變相儲(chǔ)蓄。

譚珊珊(2014)對(duì)社會(huì)保障對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的影響機(jī)制做了規(guī)范性分析，發(fā)現(xiàn)單純依靠社會(huì)保障收入的提升來(lái)促進(jìn)消費(fèi)難以收到良好的效果，我國(guó)社會(huì)保障制度對(duì)不同消費(fèi)層次的居民消費(fèi)支出均有不同程度的抑制作用，實(shí)際社會(huì)保障收入越低的社會(huì)保障制度對(duì)其的抑制作用越大。但是社會(huì)保障的存在緩解了城鄉(xiāng)居民消費(fèi)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(huì)保障支出對(duì)居民消費(fèi)支出均表現(xiàn)出顯著正向影響，因此提高城鄉(xiāng)社會(huì)保障支出水平是促進(jìn)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)需求增長(zhǎng)的重要途徑。但是城鄉(xiāng)居民消費(fèi)影響程度存在差異，收入仍是影響消費(fèi)最為重要的原因之一。尹華北(2011)基于宏觀(guān)數(shù)據(jù)的總體研究發(fā)現(xiàn)，增加養(yǎng)老保險(xiǎn)的覆蓋率會(huì)導(dǎo)致農(nóng)村居民主動(dòng)性收入的邊際消費(fèi)傾向和相對(duì)影響力都大為增長(zhǎng)?；诩矣?jì)調(diào)查數(shù)據(jù)的微觀(guān)研究表明，對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)行為影響最大的是教育與基礎(chǔ)設(shè)施方面。黃東陽(yáng)(2014)采用2001—2012年的省際面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用宏觀(guān)數(shù)據(jù)與微觀(guān)數(shù)據(jù)聯(lián)合探討出養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)有促進(jìn)作用，促進(jìn)了居民的食品消費(fèi)支出。鄒紅，喻開(kāi)志，李?yuàn)W蕾(2013)三人利用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)(醫(yī)療與養(yǎng)老兩方面)的參與率、繳費(fèi)率對(duì)城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)的影響，分別從家庭、社保、支出類(lèi)型方向著手，得出養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)率對(duì)于食品、衣飾、交通出行等基本生活消費(fèi)方面有著顯著的抑制作用，卻對(duì)外出就餐、煙酒等消費(fèi)細(xì)項(xiàng)促進(jìn)作用不明顯。李珍與趙青(2015)等通過(guò)研究全國(guó)時(shí)序與面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)2012年以前的養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)于居民消費(fèi)的擠出效應(yīng)不顯著，而在2012年改革養(yǎng)老保險(xiǎn)之后，養(yǎng)老金的覆蓋率對(duì)于城鎮(zhèn)居民消費(fèi)來(lái)說(shuō)有著明顯的擠出效應(yīng)。他們認(rèn)為養(yǎng)老保險(xiǎn)作為一種有效的控制消費(fèi)的工具需謹(jǐn)慎使用。朱波(2006)認(rèn)為養(yǎng)老保險(xiǎn)的覆蓋率以及替代率反向發(fā)展抵消了一定程度對(duì)居民消費(fèi)的拉動(dòng)率，且人口老齡化對(duì)居民的消費(fèi)產(chǎn)生了雙向作用，一方面增加了居民的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)，另一方面促進(jìn)了居民贍養(yǎng)老人等消費(fèi)上的支出。

2 實(shí)證分析

本文主要分析養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)居民消費(fèi)的差異性影響，被解釋變量是消費(fèi)支出，為了更好地驗(yàn)證養(yǎng)老保險(xiǎn)與居民消費(fèi)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(gè)變量之間是線(xiàn)性關(guān)系，都是連續(xù)數(shù)據(jù)；兩個(gè)變量的總體是正態(tài)分布，或接近正態(tài)的單峰分布；兩個(gè)變量的觀(guān)測(cè)值是成對(duì)的，每對(duì)觀(guān)測(cè)值之間相互獨(dú)立。

模型的計(jì)算公式可以寫(xiě)成：

Cov(X，Y)Cov(X，Y)為隨機(jī)變量XX、YY的協(xié)方差，(σX，σY)(σX，σY)分別表示隨機(jī)變量XX、YY的標(biāo)準(zhǔn)差，ρX，Y∈[0，1]，ρX，Y∈[0，1]越大，代表隨機(jī)相關(guān)性越強(qiáng)。

皮爾遜相關(guān)系數(shù)的值介于-1～1，表示兩個(gè)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(wú)關(guān)，-1表示完全負(fù)相關(guān)。

對(duì)于皮爾遜相關(guān)系數(shù)的可靠性來(lái)說(shuō)，變量的取值區(qū)間越大，觀(guān)測(cè)值的個(gè)數(shù)越多，代表性越強(qiáng)，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(gè)變量，計(jì)算結(jié)果也可能相關(guān)。

2.1 數(shù)據(jù)解釋說(shuō)明

本文搜集了2015—2020年我國(guó)家庭金融調(diào)查的具體數(shù)據(jù)結(jié)果以及全國(guó)居民消費(fèi)性支出情況，具有較強(qiáng)的代表性。數(shù)據(jù)樣本選取了全國(guó)31個(gè)省份的養(yǎng)老保險(xiǎn)、居民消費(fèi)及家庭特征數(shù)據(jù)。其中，養(yǎng)老保險(xiǎn)分為商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)和社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)；居民消費(fèi)分為城鎮(zhèn)消費(fèi)和農(nóng)村消費(fèi)，并將消費(fèi)類(lèi)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(lè)、醫(yī)療保健和其他用品及服務(wù)8類(lèi)；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(hù)主年齡、戶(hù)主性別、婚姻狀況、受教育程度、健康狀況、是否無(wú)職業(yè)、是否為農(nóng)村戶(hù)口11類(lèi)。在取得上述養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)居民消費(fèi)的相關(guān)數(shù)據(jù)后，對(duì)變量進(jìn)行賦值，利用異方差分析和多重線(xiàn)性分析進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，并做差異性分析。

本文使用的所有數(shù)據(jù)均進(jìn)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(shí)證結(jié)果

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

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

表3報(bào)告了主要變量的皮爾遜線(xiàn)性相關(guān)性分析，皮爾遜線(xiàn)性相關(guān)性分析是度量?jī)蓚€(gè)定量變量相關(guān)程度的分析方法。一般認(rèn)為，線(xiàn)性相關(guān)系數(shù)越大，則兩個(gè)定量變量的相關(guān)程度越大，線(xiàn)性相關(guān)系數(shù)越小，則兩個(gè)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(xiǎn)和城鎮(zhèn)消費(fèi)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(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)和城鎮(zhèn)消費(fèi)具有負(fù)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(xiǎn)和農(nóng)村消費(fèi)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(fèi)的相關(guān)系數(shù)，而與農(nóng)村消費(fèi)具有負(fù)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(duì)值小于與城鎮(zhèn)消費(fèi)。說(shuō)明商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響程度大于城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響程度，而社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響程度大于對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響程度。

表3 主要變量的相關(guān)性分析

表4報(bào)告了以城鎮(zhèn)居民消費(fèi)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(fèi)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(shí)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(lái)看，商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)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(shuō)明商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)具有正向影響。而社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)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(shuō)明社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)具有負(fù)向影響。對(duì)比來(lái)看，商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響程度較大(線(xiàn)性相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值較大)。從其余變量來(lái)看，幼兒撫養(yǎng)比、戶(hù)主年齡平方/100，受教育程度的偏回歸系數(shù)為負(fù)，其中幼兒撫養(yǎng)比、戶(hù)主年齡平方/100通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)(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(hù)主年齡、戶(hù)主性別、婚姻狀況、是否無(wú)職、健康狀況和是否為農(nóng)村戶(hù)口的偏回歸系數(shù)為負(fù)，但只有變量是否無(wú)職通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)(P＜0.05)。

表4 養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)影響的回歸結(jié)果

表5報(bào)告了以農(nóng)村居民消費(fèi)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(shí)，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(xiǎn)來(lái)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(xiǎn)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)有正向影響，而從社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)來(lái)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(shuō)明社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)有正向影響。從對(duì)比來(lái)看，商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響程度大于社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)(線(xiàn)性相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值較大)。同樣增加1單位的商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)和社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)，商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)帶來(lái)農(nóng)村居民消費(fèi)的增加量大于社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)帶來(lái)農(nóng)村居民消費(fèi)的增加量。

表5 養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)影響的回歸結(jié)果

表6報(bào)告了農(nóng)村和城鎮(zhèn)消費(fèi)影響的結(jié)果匯總，其中(1)列為以城鎮(zhèn)居民消費(fèi)作為被解釋變量的回歸結(jié)果，(2)列為以農(nóng)村居民消費(fèi)為被解釋變量的回歸結(jié)果，(1)和(2)對(duì)比，作為農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的差異分析。結(jié)果顯示，(1)列中，商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的偏回歸系數(shù)為5875.1，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的偏回歸系數(shù)為-3119.1，(2)列中，商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的偏回歸系數(shù)為1472.9，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的偏回歸系數(shù)為549.9。通過(guò)對(duì)比分析不難看出，商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響程度較大，而對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響程度較小，且都具有正向影響。同時(shí)，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)具有負(fù)向影響，而對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)具有正向影響，從影響程度來(lái)看，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)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(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)具有負(fù)向影響；而社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)具有正向影響。但結(jié)果不顯著，從影響程度上來(lái)看，東部地區(qū)的商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)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(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響程度最大，而西部地區(qū)的社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響程度最小。

表7 城鎮(zhèn)居民消費(fèi)

表8結(jié)果顯示，東部、中部和西部的商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)均有負(fù)向影響；而社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)具有正向影響。其中，中部地區(qū)的商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)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(lái)看，中部地區(qū)的商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響程度最大，而對(duì)西部地區(qū)的影響程度最小。同樣，西部地區(qū)的社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響程度最大，而東部地區(qū)的社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響程度最小。

表8 農(nóng)村居民消費(fèi)

3 結(jié)論與政策性建議

對(duì)城鎮(zhèn)居民而言，商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)居民消費(fèi)具有正向影響，且影響程度較大；社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)居民消費(fèi)具有負(fù)向影響，影響程度較大。從地區(qū)分布來(lái)看，東部地區(qū)的商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)和社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響程度最大，而西部地區(qū)的影響程度最小。

對(duì)農(nóng)村居民而言，商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)居民消費(fèi)具有正向影響，影響程度較??；社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)居民消費(fèi)具有正向影響，影響程度較小。從地區(qū)分布來(lái)看，中部地區(qū)的商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響程度最大，而西部地區(qū)的影響程度最??；西部地區(qū)的社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響程度最大，東部地區(qū)的社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響程度最小。

對(duì)其他變量而言，家庭收入對(duì)居民消費(fèi)有促進(jìn)作用，家庭規(guī)模大的家庭消費(fèi)更多，幼兒撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)有抑制作用，老人贍養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)有促進(jìn)作用，對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)有抑制作用；已婚家庭的消費(fèi)支出更多，有職業(yè)的家庭消費(fèi)更高；城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)高于農(nóng)村家庭。

（1）進(jìn)一步提高農(nóng)村居民養(yǎng)老保險(xiǎn)水平，縮小城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險(xiǎn)差距。從實(shí)證分析結(jié)果看，不管是商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)還是社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)，對(duì)農(nóng)村居民的消費(fèi)影響程度都很小，這主要是農(nóng)村居民長(zhǎng)期以來(lái)的收入水平較低導(dǎo)致的，養(yǎng)老保險(xiǎn)并沒(méi)有顯著提升農(nóng)村居民的消費(fèi)水平，沒(méi)有明顯改善農(nóng)村居民的生活質(zhì)量。養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響程度較大，對(duì)城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)有顯著影響。要想增強(qiáng)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)居民消費(fèi)的促進(jìn)作用，應(yīng)進(jìn)一步提升農(nóng)村居民的養(yǎng)老保險(xiǎn)水平，縮小城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)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(xiǎn)制度，滿(mǎn)足不同類(lèi)型居民的需求。從東、中、西部養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)居民消費(fèi)的實(shí)證分析來(lái)看，不同地區(qū)的養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)居民消費(fèi)的影響差距較大，這主要是由于各地的經(jīng)濟(jì)水平、消費(fèi)環(huán)境不同，同樣的養(yǎng)老保險(xiǎn)制度在不同地區(qū)會(huì)產(chǎn)生較為明顯的差異，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)和商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)在同一個(gè)地方的影響力也不一樣。要切實(shí)提高養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)不同地區(qū)居民消費(fèi)的作用，應(yīng)結(jié)合地區(qū)居民消費(fèi)水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展實(shí)際，建立豐富多樣的養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，滿(mǎn)足不同類(lèi)型居民的需求，使養(yǎng)老保險(xiǎn)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(xiǎn)資源，實(shí)現(xiàn)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度協(xié)同發(fā)展。從實(shí)證分析結(jié)果來(lái)看，商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)和社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)居民消費(fèi)的影響程度不同，對(duì)于家庭收入高的居民來(lái)說(shuō)，商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)不會(huì)增加生活壓力，還能作為老年生活保障的補(bǔ)充，是很好的選擇；對(duì)于農(nóng)村居民家庭收入低的居民來(lái)說(shuō)，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)是主要的養(yǎng)老保險(xiǎn)選擇，很少會(huì)在此基礎(chǔ)上增加商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)。為充分發(fā)揮養(yǎng)老保險(xiǎn)的保障作用，應(yīng)鼓勵(lì)保險(xiǎn)公司創(chuàng)新商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的種類(lèi)，開(kāi)發(fā)不同的保費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)、不同保障類(lèi)型的養(yǎng)老保險(xiǎn)品種，滿(mǎn)足農(nóng)村地區(qū)或低收入家庭的養(yǎng)老保險(xiǎn)需求。