现收现付制养老保险对储蓄的影响_基于中国面板数据的实证研究

现收现付制养老保险
对储蓄的影响
———基于中国面板数据的实证研究
石　阳　王满仓
(西北大学经济管理学院)
【摘要】本文计算了我国养老保险现收现付制部分财富价值,并运用中国30个
省份2002～2007年的相关面板数据考察了我国现收现付制养老保险对于储蓄的影响。

研究结果表明,现收现付制养老保险对我国居民消费有显著的正向影响,即存
在对储蓄的“挤出”;养老保险财富对消费的影响小于收入对消费的影响;我国养
老保险对储蓄的“挤出”效应并不小,同时在不断扩大。

因此,针对我国储蓄率过
高的问题,可以通过扩大养老保险覆盖面等方法增加养老保险财富,促进经济的健
康发展。

关键词　现收现付　养老保险　财富价值　储蓄
中图分类号　F840167 文献标识码　A
The E ffect of PAY G Pension Insurance on S avings
Abstract:This paper calculates t he wealt h value of PA YG pension insurance of China,and analyzes t he effect s of PA YG pension insurance on savings using panel data of30Chinese regions from2002to20071The result s show t hat PA YG pension have significant po sitive effect on Chinese consuming,and t hat t he effect of PA YG Pension wealt h value on consuming is smaller t han t hat of income,and t hat t he crowding2out effect of Chinese pension on saving is not small and is increasing1 Therefore,so me measures,such as enlarging t he pension insurance participation rate,which will increase t he social pension wealt h value,could make economy more healt hily according to t he p roblem of too high saving rate in China1 K ey w ords:Pay2as2you2go(PA YG);Pensio n Insurance;Wealt h Value; Saving
引 言
养老保险制度在设立之初主要是从社会保障层面进行考虑的,是为了保障员工退休后的
基本生活,并未过多考虑其对经济的影响。

但随着养老保险制度的不断运行,人们逐渐发现养老保险制度可能改变劳动者所面对的经济约束,进而影响了劳动者的经济选择,最终对经济运行整体产生影响。

而养老保险对经济增长的影响无疑是养老保险的经济功能中具有核心地位的。

1997年《国务院关于建立统一的企业职工基本养老保险制度的规定》基本明确了以部分个人积累制作为我国基本养老保险制度(袁志刚,2001)。

这种部分积累制是基金制养老保险与现收现付制养老保险相结合的产物。

理论界对于基金制养老保险对经济影响的争议较少,因此,本文主要讨论我国养老保险现收现付部分对经济的影响,下文如无特别说明均指现收现付制养老保险。

研究养老保险对储蓄的影响,对于确定养老保险如何影响经济增长是最具理论和现实意义的。

首先,储蓄对于一国的长期经济增长贡献巨大;其次,现收现付制养老保险对于储蓄的影响不论在理论上还是在实证上均存在较大争议,有待于进一步的研究。

而现收现付制养老保险对于储蓄影响的实证研究主要以国外数据为主,国内这方面并不多见的实证研究也极少采用国际上使用最广的养老保险财富价值。

因此,本文从养老保险财富价值角度对中国养老保险如何影响储蓄进行的实证研究,对于检验各种理论是否适合中国实际情况具有一定参考价值。

一、相关研究文献述评
由Samuelso n(1958)提出,Diamond(1965)发展的交替世代模型证明了在不存在资本存量的稳态经济中,现收现付制养老保险是帕累托最优的。

但这一结论立即受到基金制支持者的挑战,基金制支持者认为现实中的经济必然存在资本存量,而从长期看人口增长率与工资增长率之和小于资本报酬率的情况是存在的,因此,基金制养老保险由于不会抑制储蓄而有利于经济长期增长。

在这之后,关于现收现付制与基金制对于经济增长谁优谁劣的争论拉开了序幕,而焦点也集中在了现收现付制是否会抑制储蓄率上,下面进行回顾和梳理。

11国外学者的相关研究
第一,现收现付制养老保险抑制储蓄。

Feldstein(1974)通过将退休年龄内生化而扩展了传统的莫迪利安尼生命周期理论。

其核心观点认为劳动者的工作和退休年龄不是固定的,并且同时做出退休和储蓄决策。

这产生了两方面影响:首先,拥有养老保险的劳动者具有更早的退休激励,因为只有退休,劳动者才能获得养老金;其次,如果劳动者选择提前退休,其必须在退休前积累更多储蓄。

因此,Feldstein将养老保险对储蓄的影响总结为两点:一是“财富替代效应”。

由于养老保险能够替代个人财富,它将导致储蓄的降低;二是“引致退休效应”。

由于养老保险将促进劳动者提早退休,将增加退休时间,需要劳动者增加储蓄。

而Feldstein1974～1996年间进行的一系列实证研究均表明,现收现付制养老保险显著降低了储蓄,即“财富替代效应”大于“引致退休效应”,并说明储蓄降低是美国20世纪六七十年代经济增长缓慢的主要原因,其1996年的文章指出美国养老保险制度导致1992年个人储蓄减少4160亿美元。

K otlikoff(1979)通过一般均衡分析,运用A2K模型也证明了现收现付制养老保险对于储蓄的“财富替代效应”大于“引致退休效应”,导致了储蓄的减少。

Meguire(2003)利用最新数据对Feldstein(1996)的结论进行了重新估计后,进一步证实了养老保险对于储蓄的“挤出”,但在具体“挤出”储蓄的大小上存在不同结论。

第二,现收现付制养老保险对储蓄影响不确定。

生命周期模型难以有效解释私人的代际转移支付问题,Barro(1974)利用无限存活的利他主义家族模型,在考虑父母向子女的单
方向遗赠的情况下分析了养老保险对于家庭储蓄的影响,并对养老保险影响储蓄提出了质疑。

他指出,现收现付制养老保险相当于当期年轻人对当期老年人的转移支付,如果老年人留给年轻人的遗产是由利他因素主导,则老年人对年轻人的自愿遗产转移支付将完全抵消年轻人向老年人进行的法定养老保险转移支付,而这将最终导致养老保险对于储蓄没有影响。

之后,Barro(1978)进行的实证检验也并未发现养老保险对于储蓄有显著影响。

Hubbard 和J udd(1987)从个人面临流动性约束角度进行了分析,并指出养老保险与个人储蓄之间不是完全替代的,这可能导致养老保险对于储蓄“挤出”的降低。

Engen和Gale(1993)的研究发现,由于未来收入的不确定性,年轻人预防性储蓄动机强于老年人,而老年人的生命周期储蓄动机更强。

Philip son和Becker(1998)认为,养老保险可能会对人的寿命产生影响,进而影响人的退休储蓄。

Yakita(2001)则认为,现收现付制养老保险不但延长了人的寿命预期,同时降低了出生率,导致储蓄的提高。

根据Schieber和Shoven(1999)的观点,“虽然目前不能清晰地说明社会保障制度①对储蓄到底有多大影响,但是一个广泛的共识是,基于现收现付制的社会保障对于个人储蓄和国民储蓄产生了负面影响”。

整体来说,现收现付制养老保险对于储蓄应当存在一定程度的“挤出”,但人的遗赠动机、年轻人预防性储蓄、流动性约束以及退休年龄改变等因素会在一定程度上削弱“挤出”效应,导致储蓄的降低小于“财富替代效应”。

而到目前为止,实证检验方面则由于各国差异等原因,并未显现出一致认可的结论,也进一步导致养老保险对储蓄的影响这个问题依然存在较大争议。

21国内学者的相关研究
国内在养老保险对于储蓄影响方面的研究,基本认同现收现付制会对储蓄产生“挤出”效应。

袁志刚(2001)认为养老保险个人账户的引进能够提高国民储蓄,应根据我国经济运行状态确定现收现付制向混合制的转轨时机。

其进一步研究(柯樟勇、袁志刚,2004)表明我国储蓄率过高,从现收现付制向混合制的转轨会增加储蓄,可能不利于经济效率。

蒲晓红(2003)通过理论分析后指出,虽然我国在建立健全社会保障制度的同时,城乡居民储蓄存款并未下降,但并不能以此说明我国养老保险对储蓄没有“挤出”效应。

而从实证方面检验我国养老保险对于储蓄影响的论著则极为鲜见。

彭浩然、申曙光(2007)通过数据分析发现我国现收现付制养老保险降低了居民储蓄率,但其分析并未使用国际上应用最广的养老保险财富价值变量,而使用养老保险平均实际缴费率作为对养老保险财富的替代变量。

综合起来看,国内研究者在做养老保险相关研究时,多数认同现收现付制对于储蓄的“挤出”效应。

但在实际中运用我国数据说明我国养老保险对储蓄确实存在“挤出”的实证研究则显过少,或其研究使用了养老保险财富替代变量,但这种替代可能不能充分解释养老保险财富对人储蓄的影响,导致了实证研究对于理论的支持略显不足。

因此,文本希望通过运用现收现付制养老保险财富价值变量来进行研究,希望能够从实证上发现养老保险对于储蓄的影响。

二、模型构建、样本指标选取以及养老保险财富计算
11模型构建
Ando和Modigliani(1963)在生命周期假说中使用的消费函数为:
①在美国,社会保障制度主要指养老保险。

C t=α+β1×Y t+β2×W t-1(1)
式中,C t是消费者支持,Y t是持久性收入,W t-1是前一年财富存量(排除养老保险财富后)。

而为了估计养老保险对于私人储蓄的影响,Feldstein(1973)对Ando和Modigliani 的消费函数进行了修改,加入了养老保险财富变量(S S W t),得到:
C t=α+β1×Y t+β2×W t-1+β3×S S W t(2)
同时,Feldstein(1974)还认为,由于个人所得税原因公司储存了大量的总收入,而这些收入会对居民储蓄形成替代。

为了反映这方面影响,他在模型中又加入了留存收益(R E),得到最终使用的基本消费函数:
C t=α+β1×Y t+β2×R E+β3×W t-1+β4×S S W t(3)
考虑到公司财富在我国居民家庭财富中所占比例很小,因此本文的分析并不在消费函数中加入留存收益(R E),而使用公式(2)作为基本消费函数。

21样本指标选取
到目前为止,我国基本养老保险也未能达到全国统筹,而正在完善省级统筹,因此本文选择的样本为中国30个省份(西藏除外)2002～2007年的年度数据。

以2002年为基期,所有原始数据均经过各地区CPI调整。

所有原始数据均直接来自相关年份《中国统计年鉴》以及《中国人口统计年鉴》,或通过年鉴数据进行相应计算调整。

考虑到目前中国养老保险主要覆盖城镇人口,因此分析中并未考虑农村人口。

C t选择城镇居民家庭平均每人每年消费性支出;Y t 考虑到我国居民面对的信贷约束等原因,而使用城镇居民平均每人可支配收入较为合适;W t-1使用前一年城镇居民人均储蓄额,其中城镇居民人均储蓄额=城镇居民储蓄总额/城镇居民人数;S S W t为各地区平均城镇居民现收现付制部分养老保险财富价值,其计算过程见下文。

31养老保险财富计算
(1)现行政策。

中国现行的城镇企业职工基本养老保险制度是根据国务院1997年颁布的《关于建立统一的企业职工基本养老保险制度的决定》建立的,实行统账结合的部分积累制度,即社会统筹部分(现收现付制)与个人账户(基金制)部分相结合,其缴费水平、账户规模以及养老保险待遇水平见图1。

图1　我国“统账结合”式基本养老保险示意图
本方案实施后参加工作的职工(“新人”)按照本方案进行养老保险,为20%现收现付养老保险+个人账户。

本方案实施前退休的职工(“老人”)继续参照原方案实施,约为70%～90%现收现付养老保险。

而对于本方案实施前参加工作、实施后退休的职工(“中人”
),为了补偿其由于个人缴费年限过短而造成的转轨损失,施行20%现收现付养老保险+个人账户+过渡性养老金+过渡性调节金的政策。

因为过渡性养老金与过渡性调节金依然由社会统筹支付,因此“中人”过渡性养老金与过渡性调节金可以看作是现收现付制养老金的组成部分。

(2)计算逻辑方法①。

由于理论界对于“基金制养老保险对储蓄基本没有影响”这一论断争议很小,因此,如前所述,这里只考虑现收现付制部分养老保险财富价值。

总养老保险财富是指劳动者未来将会获得的各年退休金现值的和,而净养老保险财富等于总养老保险财富减去现在工作的人所缴纳的相应费用的现值。

Feldstein 认为,由于可支配收入已经减去了相应缴费,因此使用总养老保险财富更合适一些。

考虑到本文使用的收入变量为可支配收入,同时养老保险社会统筹部分由企业出资缴纳,并不需要直接从工资中扣除,因此使用总养老保险财富②较为合适,计算基本逻辑如下:
考虑一个在t 年a 岁的职工,如果他一直工作到58岁退休,他将获得每年b a,t 的养老金。

假定b a,t 是上年该地区平均工资(W t -1)水平的012倍,以及实际持续工资增长率为g ,则其58岁退休时上一年工资平均水平为W t -1+58-a =W t -1(1+g )58-a ,58岁时退休金为
b a,t +58-a =012W t -1(1+g )58-a 。

因此,在年龄n >58岁时,他的年养老金为b a,t +n -a
=
b a,t +58-a (1+g )n -58。

用D 表示预期寿命,d 表示折现率,得到个人养老保险财富价值为
A a,t =
∑D
n =58
b
a,t +58-a
(1+g )
n -58
/(1+d )
n -a
=012
∑D
n =58
W
t
(1+g )n -
a -1
/(1+d )n -a。

“新人”、“中人”均使用上述方法进行计算,“老人”则只考虑其当前年龄至预期寿命之间的养老金。

随后,按照全国人口分布计算“新人”、“中人”、“老人”比例,并参考各地区少年儿童抚养比与老年人口抚养比对各地区“新人”、“中人”、“老人”比例进行调整。

最后,根据各地区参加基本养老保险人数与城镇人口计算得出平均城镇居民养老保险财富。

(3)基本假设。

假设1　不区分男女性别,退休年龄为58岁,预期寿命73岁。

退休年龄按照男60岁退休、女55岁退休的标准,根据职工性别比例加权计算得出。

预期寿命参考《改革开放与人口发展论坛》上李斌(2003)的观点。

假设2　职工23岁参加工作,1998年时24岁～57岁职工为“中人”,年龄大于“中人”的职工为“老人”,年龄小于“中人”并开始参加工作的为“新人”。

由于“新人”、“中人”与“老人”③现收现付养老保险比例不同,因此分成三类职工分
别计算其养老保险财富后,再按职工人口比例加权计算平均城镇职工养老保险财富。

假设3　各省养老保险政策相同。

“新人”退休后可获得上年社会平均工资的20%;“中人”享受20%上年社会平均工资的基础上获得过渡性养老金与过渡性调节金,过渡性养老金为上年社会平均工资的2815%,过渡性调节金为每年140×12=1680元;“老人”享受上年社会平均工资的85%。

全国各省养老保险政策有所不同,但整体较为相似。

假设3是在对比各省养老保险政策的基础上提出的。

①②③参考了费尔德斯坦(Feldstein ,1974)的研究方法。

文中提及的“养老保险财富”均指“总养老保险财富”。

由于人根据预期的养老保险财富做出决策,因此本文计算过程中未考虑年龄超过预期寿命的“老人”。

假设4　长期人均实际工资增长率g=5155%,贴现率d=3%。

长期人均实际工资增长率通过我国长期经济增长率除以人口增长率得到,其中我国长期经济增长率参照李京文(2000)对于我国未来50年平均每年518%的经济增长率预测①,人口增长率根据《国家人口发展战略研究报告》的未来人口预期计算得到。

考虑到随着我国经济的不断发展,金融市场的不断完善,我国未来的实际利率应当保持在正值并适当考虑其他资本报酬,因此贴现率d参照费尔德斯坦(1974)使用的d=3%的贴现率。

(4)计算结果。

养老保险财富作为一种未来预期得到的收入可能会影响到当前人储蓄、消费决策,因此本文同时计算了职工在考虑未来经济增长与贴现情况下的养老保险财富(SSW),以及不考虑经济增长与贴现情况下的养老保险(S S W2),见表1。

表1养老保险财富计算结果(单位:元)
2002年2003年2004年2005年2006年2007年省份
S S W S S W2S S W S S W2S S W S S W2S S W S S W2S S W S S W2S S W S S W2北京77396474428447351957102446628731266587808815646197286189803118494天津65407414596272439685793144990689275562551007696374310804368636河北301582047032653219113334022244364892418440480267344259828000山西280891925329792200743173821124355552333850336326435496435427
内蒙古296472039832712221303636224245416412752148221315615192133870
辽宁509063388756002370176364241830748534905885380559539236560403
吉林307142096735429239503846325895424472849748759325985380035789
黑龙江375492552041313279234562430689511703427857471383166189341188
上海98732601331049906487514165587003164890101863188401117889220241137935
江苏449022907650287324715562135491658374204775135479928431453905
浙江5575534682689244280673617454228199451011929595826310083663603
安徽218521504924562166222499016645276981807831508203773479522289
福建269121727235662227993503622456388902509644454287225078232730
江西237271627225874174552780318542291011910732330209433785624458
山东347652311040360265994074726733464433048652514343185888638267
河南314252163931769215113265421723345362289338511251754226027357
湖北275881872733864228103650224427387942595646730309045006933138
湖南345952310836414240923973626090422082762444854292744736130858
①王小鲁和樊纲(2000)、贺菊煌(2001)、潘文卿和李子奈(2001)以及国务院发展研究中心课题组(2005)均对我国未来经济增长进行了预测,但预测时间多为20年,时间较短。

本文采用李京文(2000)进行的我国未来50年经济增长预测。

(续)
省份2002年2003年2004年2005年2006年2007年S S W
S S W 2
S S W
S S W 2
S S W
S S W 2
S S W
S S W 2
S S W
S S W 2
S S W
S S W 2
广东571683511563021384476041236695715224412977344480388818355133广西206421389922780150492376915563245281587426923173432913918594海南309572103034689232653706824606415082713247628309445043132710重庆257091723626907178273005119577333322161638273246894303527581四川262801743627919183853330321751401322600443957284694837831222贵州192251282718791124702084713638223941443524939158682722117050云南255711666726821172792705017450283021813629521189013125419856陕西316332125733401222203484423028367202419539085256444132027030甘肃312792058932798214423460222489355632304236550236933933325380青海394192476342547266524540728533491193086653109334235808536310宁夏329852139634386221443497522325392722502745575288385277933045新疆
46091
30124
49073
31727
59942
38541
61214
39335
62435
40182
65205
41843
注:计算结果以2002年为基期,均通过各地区CPI 调整至2002年水平。

从各地区城镇人均养老保险财富计算结果来看,可以发现两个特点:
第一是各地区养老保险财富差距明显。

这主要是由于我国地区收入水平存在较大差距引起的,而养老金的发放又与地区工资水平高度相关。

此外,各地区养老保险参保率的不同也影响了城镇人均养老保险财富。

以2002年的养老保险财富为例,上海前一年年人均工资21781元,城镇养老保险参保率为4012%;安徽前一年年人均工资7908元,城镇养老保险参保率为2219%。

第二是养老保险财富随时间而增长。

这主要是由于随着我国经济发展水平的持续高速发展,导致居民能够对于未来的收入以及养老保险发放有较高预期。

此外,地区养老保险参保率的不断提升也对养老保险财富的增长起到了一定影响。

三、计量检验与分析
11方程回归
运用30个省份2002～2007年的面板数据,根据方程(2)进行分析。

经检验发现,自变量居民收入(Y t )、财富变量(W t -1)以及养老保险财富变量(S S W t )两两之间均高度相关(零阶相关系数大于018),这说明因变量之间存在高度的多重共线性。

因此,我们考虑运用差分变量来消除多重共线性。

经过检验,一阶差分变量间的多重共线性大为降低,因此使用计量方程(4)进行估计:
ΔC t =α+β1×ΔY t +β2×ΔW t -1+β3×
ΔS S W t +ε(4)
使用面板数据估计时,必须先进行模型设定检验,以确定模型是变截距模型还是变系数
模型,同时,还要确定是使用固定效应模型还是随机效应模型。

通过对于多种组合的似然比检验、Hausman 检验以及比较调整的R 2大小,发现使用变截距变W t -1系数固定效应模型
最为合适(似然比检验p =010000;调整的R 2=01852)。

这说明财富变量W t -1在各省之间对于消费的影响差异过大,需要根据各省情况进行调整。

我们利用软件E 2views511对所设定的变截距变W t -1系数固定效应模型进行加权最小二乘估计,具体估计结果见表2。

表2
使用SSW t 计算结果
α
Y t
S S W t
R 2调整的R 2D 2W Prob (F 2statistic )
Coefficient
107131015718010068t 11646416123211814p
011032
01000
010731
019125
01852
21373
01000
注:(1)由于本文重点研究养老保险财富对于储蓄的影响,各地区变截距变W t -1系数的不同数值未在此表中给出。

(2)30个省份的W t -1变量系数估计结果较多,且多数不显著,同时考虑到并非本文主要研究对象,因此结果未附文中。

由于养老保险财富并非人们已经确定获得的财富,而是预期未来的财富,因此我们同时计算了人们不考虑增长、不考虑贴现预期下的养老保险财富(S S W 2t ),对其回归使用方程
ΔC t =α+β1×ΔY t +β2×ΔW t -1+β3×
ΔS S W 2t +ε(5)
具体结果见表3。

表3
使用SSW2t 计算结果
α
Y t
S S W 2t
R 2调整的R 2D 2W Prob (F 2statistic )
Coefficient
109127015748010094t 116696161378116092p
010986
01000
011112
01914
01854
21378
01000
注:同表2。

21结果分析
从表2、表3中可以看到,R 2、调整的R 2均较高,并且D 2W 值较接近2,说明方程较
好地拟合了样本数据同时不存在自相关问题,因此结果具有较强的解释力。

我们从回归结果可以发现:第一,养老保险财富对于居民消费存在显著的正向影响。

从表2、表3①中我们可以看到,居民可支配收入与养老保险财富对于居民消费存在显著的正向影响关系。

考虑增长与贴现预期时,居民可支配收入与居民养老保险财富分别增加1元,将导致居民消费增加015718元和010068元,而各省财富变量对于居民消费的影响差别较大且多数不显著。

不考虑增长与贴现预期时,居民可支配收入与居民养老保险财富分别增加1元,将导致居民消费增加015748元和010094元,各省财富变量对于居民消费的影响依然差别较大且多数不显著。

第二,养老保险财富对居民消费的影响小于收入对消费的影响。

居民收入属于流量,养老保险财富属于存量,二者对于居民消费的影响不能直接比较,可根据存量=流量×时间跨
①表3中S S W 2的系数的p 值为011112,略高于011,基本可以认为影响显著。

度,将变量调整后再进行比较。

前文假设职工23岁参加工作,58岁退休,预期寿命73岁,因此职工大约工作35年。

所以对于一个23岁刚参加工作的职工来说,养老保险财富(存量财富)增加35元,近似相当于每年收入(流量)增加1元并持续35年。

根据表2结果,养老保险财富增加35元,近似职工每年消费增加35×010066=01238元,小于年收入增加1元职工每年消费增加015718元。

根据表3结果,养老保险财富增加35元近似职工每年消费增加35×010095=01329元,同样小于年收入增加1元职工每年消费增加015748元。

养老保险财富是人们的预期未来收益,而可支配收入是当期的实际所得,收入对消费的影响大于养老保险财富对消费的影响,这也说明了不确定性较高的收益,对人的消费影响较低。

第三,养老保险财富在不小程度上降低了我国储蓄,并且其影响在不断加强。

我们从全国角度计算了2002～2007年养老保险对于储蓄“挤出”的具体数量,结果如表4和表5,表4使用考虑增长与贴现预期的养老保险财富变量S S W,表5使用不考虑增长与贴现预期的养老保险财富变量S S W2。

表4养老保险(SSW)导致全国储蓄降低程度(单位:亿元)新增国民储蓄S S W消费增加量占比例(%)年份
(1)(2)(3)=(2)×010068(4)=(3)/(1)
2002992812919798610813461311316
200313750150228894142155614841113
20041383210826595019718081471311
20051919910131654415321521501112
20061885710737546314925531151315
20071246715644877617930511682415
注:(1)数据不包括西藏,因主要计算比例数值,所以未根据通货膨胀调整,是名义值;(2)新增国民储蓄=当年居民储蓄余额-上年居民储蓄余额+国家财政收入-国家财政支出,数据来自《中国统计年鉴》各年。

表5养老保险(SSW2)导致全国储蓄降低程度(单位:亿元)新增国民储蓄S S W2消费增加量占比例(%)年份
(1)(2)(3)=(2)×010094(4)=(3)/(1)
200299281312863916212091211212
2003137501514779511113891271011
20041383210817051711616021861116
20051919910120292012719071451010
20061885710724073010922621861210
2007124671562874391927011942117
注:数据不包括西藏,因主要计算比例数值,所以未根据通货膨胀调整,是名义值。

从以上数据可以看出:一方面,2002～2007年我国养老保险现收现付制部分导致居民消费量的持续增加;另一方面,“挤出”的储蓄约为当年新增国民储蓄的10%～20%。

Feldstein(1974)认为,如果没有现收现付制养老保险,美国私人储蓄将高出50%～
100%。

对比我国数据发现,养老保险对我国储蓄的“挤出”较小,这主要有两点原因:一是,我国养老保险现收现付制部分比例较低。

虽然“老人”替代率和“中人”对应替代率①较高,但“新人”只有20%的替代率,并且随着时间的推移,“新人”比例将不断增加,整体替代率将不断降低,最终达到20%。

二是,我国养老保险的覆盖率还较低②,导致了从宏观角度看社会养老保险财富较低。

四、结论与政策建议
通过计算养老保险财富,来分析我国现收现付制养老保险对于居民消费、储蓄影响的研究极为鲜见,本文计算我国各地区2002～2007年城镇平均个人现收现付部分养老保险财富价值,并运用相关面板数据分析了现收现付制养老保险对储蓄的影响,得到如下主要结论:第一,我国现收现付制养老保险财富对于居民消费存在显著的正向影响。

这从实证角度证实了我国现收现付制养老保险对于储蓄存在“挤出效应”。

第二,养老保险财富对消费的影响小于收入对消费的影响。

这表明相对于收入,养老保险这种预期的未来财富仍然存在较大的不确定性,这种不确定性致使居民更多地进行储蓄。

第三,养老保险对我国储蓄的“挤出”规模不小,并在不断扩大。

随着时间的推移,一方面,“中人”、“老人”所占比例将会降低,在一定程度上降低了现收现付制养老保险财富;另一方面,养老保险覆盖面的扩大增强了现收现付制养老保险财富。

从整体来看,现收现付制养老保险“挤出效应”在不断增加,从2002年相当于当期新增国民储蓄的1316%～1212%,增长到2007年的2415%～2117%。

长期以来,我国一直处于储蓄率偏高、消费率偏低的状况,柯樟勇、袁志刚(2004)的研究表明,我国过高的储蓄率已经导致我国经济处于动态无效区域,所以在一定程度上适度降低储蓄,增加消费不但有利于减轻国际金融危机对我国的冲击,也有利于我国经济结构的调整。

我国目前施行的“统账结合”的基本养老保险制度是基金制与现收现付制养老保险的结合,其中的现收现付部分对于储蓄产生了影响,因此在制定相应政策时必须考虑到这方面影响。

为了促进养老保险制度与经济更加健康的发展,应该注意以下几个方面:首先,扩大养老保险覆盖面。

我国目前城镇养老保险的参与率还并不高,大量个体、私营、外资企业职工还没有加入到养老保险制度中,而且广大农村地区的养老保险才刚起步,因此养老保险覆盖面有巨大的提升空间。

扩大养老保险覆盖范围不但能够增加社会的养老保险财富价值,促进储蓄率的降低,同时能够维持养老保险制度内人口年龄结构的年轻化,增强新的缴费来源。

其次,提高统筹层次。

养老保险不但是个人收入跨时期分配的调节工具,也是社会收入分配的调节工具,提高统筹层次能够降低地区差距,促进社会内部财富的合理分配。

而由于人的边际消费倾向小于1,收入差距的降低将促进社会整体消费,降低储蓄。

我国目前的养老保险制度正在完善省级、市级统筹,还无法做到全国统筹,但全国统筹应当是未来的发展方向。

最后,加强对养老保险制度的规范,减轻居民不确定性预期。

人们对于未来不确定预期的增强将导致更低的消费,因此国家应当完善相应的规章制度,确保政策实施的持续性,提高宣传和教育的实际效果,使人们确实了解各项政策,减小不确定性。

①②前文已说明,“中人”过渡性养老金、过渡性调节金相当于现收现付制养老保险。

2007年全国养老保险参加人数占2007年全国城镇人口的3319%。