城乡居民基本养老保险对家庭储蓄率的影响——基于CFPS数据的研究

李加明,李娟娟

(安徽财经大学 金融学院,安徽 蚌埠 233030)

2018年,我国居民储蓄率为44.91%,相较于2014年的48.02%,居民储蓄率下降幅度约为6.5%。2021年,在新冠疫情的影响下,我国居民储蓄率短时间内得到小幅提升,保持在46%左右①。我国居民储蓄率呈现下降的趋势,学者从预防性储蓄角度作出相应的解释:当社会保障制度不完善不健全以及人口老龄化加重的情况下,一部分居民的储蓄被用于保险和投资领域[1-2]。但目前已有文献关于2014年统筹后的城乡居民基本养老保险制度对我国居民家庭储蓄率的影响研究有限,在考虑家庭消费习惯以及不确定性风险因素带来的影响方面尚不够充分和全面。

一、文献综述与研究假设

国内外研究居民储蓄的文献很多,但对于我国城乡居民基本养老保险与居民家庭储蓄率的关系研究还不是很成熟。以养老保险制度对居民家庭储蓄率的影响为逻辑主线,主要有以下三种观点。

(一)养老保险制度的改革显著降低了居民家庭储蓄率

学界以生命周期假说作为理论基础,通过实证来检验养老保险对居民家庭储蓄率的影响。依据我国养老保险制度方面的规定,钟诚等通过建立修正的世代交叠模型[3],根据研究分析提出养老保险保障水平的提升降低了居民家庭储蓄率。马光荣和周广肃基于CFPS(中国家庭追踪调查)数据[4],研究新农保与家庭储蓄之间的联系,提出新农保降低了居民家庭储蓄率的观点。

(二)养老保险制度的改革显著提高了居民家庭储蓄率

根据养老保险制度改革前后的两组截面数据,有研究者认为养老金替代率的降低会提高我国居民家庭储蓄率。在现收现付制向基金制转轨的过程中,如果转轨成本是通过税收而不是债务方式实现的,则稳态下储蓄率可能会提高。

(三)养老保险制度对居民家庭储蓄率的影响不确定或者无显著影响

文章对跨国数据进行研究,分析发现绝大部分国家,其养老保险制度对居民家庭储蓄率无显著影响。随淑敏等采用计算机动态模拟方法分析得出结论:经济增长率为零时,养老保险制度对居民家庭储蓄率无显著影响[5]。

基于此,本研究假设参加城乡居民基本养老保险,会使居民家庭预期性收入增加;不确定因素也会影响家庭的收入分配,这些都是导致我国居民家庭储蓄率不断攀升的原因。

二、数据、模型与变量设置

(一)数据来源与变量说明

由于CFPS2020数据没有更新完备,我国城乡居民基本养老保险于2014年由新农保与城居保统筹合并而成,考察分析政策实施一段时间后的效果,因此本研究使用的数据为CFPS2018。

(二)模型构建和设置变量

为考察参与城乡居民基本养老保险对居民家庭储蓄率的影响,本研究构建如下计量模型:

1.居民储蓄率

savingi为因变量,表示第i个家庭的储蓄率。文章构建了3个居民储蓄率指标,即居民储蓄率1=(家庭总收入-家庭消费支出)/家庭总收入,以及不将教育和医疗支出考虑在内的居民储蓄率2=(家庭总收入-家庭消费支出+教育支出+医疗保健支出)/家庭总收入,同时还将居民储蓄率3=Ln(家庭总收入/家庭消费支出)作为储蓄率3 纳入稳健性检验中。

2.解释变量

pensioni为核心解释变量,表示家庭是否参与城乡居保。参与则赋值为1;反之,则赋值为0。

3.控制变量

controli表示个体和家庭层面影响储蓄率的控制变量。δs表示省份虚拟变量,εi为随机扰动项。

(三)描述性统计分析

结果(表1)显示,不论储蓄1,还是储蓄2和储蓄3,参保组居民的储蓄率均显著高于未参保组居民的储蓄率,且都通过了1%的显著性检验。

表1 各变量的描述性统计

三、实证结果分析

(一)基准回归

文章使用普通最小二乘法来研究城乡居民基本养老保险对家庭储蓄率的影响。为对比研究结果的稳健性,将考察居民储蓄率的3个指标分别纳入模型,并控制了个体和家庭层面的所有控制变量以及省份虚拟变量,结果如表2所示。其中,(1)(3)(5)列为加入控制变量,(2)(4)(6)列为不加入控制变量时,其结果依然显著。OLS回归结果表明,居民参与城乡居保显著提高了居民家庭储蓄率。加入控制变量后,回归结果方向与回归系数一致,说明研究结果具有一定的稳健性,城乡居保显著提高了家庭储蓄率。个体受教育年限越低,越倾向增加家庭储蓄率,可能是因为较低的教育资本制约了家庭获得财富的机会,只能依靠自我储蓄。个体健康状况越差,家庭用于医疗方面的支出越多,家庭储蓄率越低。家庭人数较多的,其家庭储蓄率显著为负,这应该与家庭的各项消费支出有关。有未婚男孩家庭其家庭储蓄率显著为正,说明家庭为男孩成家而提前储蓄。研究发现,商业保险与家庭储蓄显著负相关,商业保险对促进居民消费有重要作用。

表2 城乡居民基本养老保险对居民家庭储蓄率的影响

(二)内生性问题

文章考察城乡居民基本养老保险对家庭储蓄率的影响时,可能忽略了部分不可观测的因素,即遗漏变量引起的内生性问题。鉴于此,本研究对关键解释变量滞后一期以消除内生性问题,保证研究结果的稳健性。表3中的数据显示,滞后一期的自变量对其当期的家庭居民储蓄率影响同样显著,且显著性及影响系数与基准回归接近,这表明基准回归结果在一定程度上具有稳健性。

表3 内生性问题处理结果

(三)城乡居民基本养老保险对家庭收入以及消费的影响

城乡居民基本养老保险通过影响家庭收入及消费最终对家庭储蓄率产生影响。表4显示,在5%的显著性水平下,城乡居民基本养老保险增加了家庭的总收入。城乡居民基本养老保险不但没有促进家庭的总消费,反而减少了食品消费、衣着消费、交通消费等家庭基本消费支出。但是,城乡基本养老保险在5%的显著性水平下,增加了家庭医疗保健消费支出(医保消费),其原因在于城乡居民基本养老保险主要的受益群体为老年人。

表4 城乡居保对家庭消费及收入的影响

四、异质性检验——分样本回归

参与城乡居保对目标群体的改善功能已初见成效,但对不同群体的影响还存在异质性差异,本部分将分样本讨论城乡居保对不同年龄段和不同户籍等居民储蓄率的影响。此外,城乡居保虽然实现了形式上的统筹,但在基本养老保障和激励机制上,“新农保”基础养老金依然显著低于“城居保”,为此本部分还分析了只参加新农保的情况。研究结果(表5)显示,城乡居保对45～55岁的缴费群体以及55岁以上(即将)领保居民储蓄率的提高产生显著的正向促进作用,而对45岁以下参保群体的居民储蓄率则没有显著性影响。城乡居保对农村和城市居民储蓄率影响的回归结果表明,城乡居保显著提高了农村家庭的储蓄率,而对城市家庭则没有产生显著影响。这应该和现阶段我国“新农保”的基础养老金和收入替代率较低有关,另外统筹之后的城乡居保保费可能进一步缩紧了他们的借贷约束,加之农村家庭应对不确定性的能力远低于城镇,农村家庭更倾向于增加储蓄。

表5 年龄的异质性分析

五、结论与政策启示

(一)结 论

综上所述,本研究得出三点结论:第一,目前养老金替代率水平较低;第二,城乡居民基本养老保险对45岁以上的参保居民、农村低收入家庭的储蓄率产生了显著的正向影响,对45岁以下的参保居民家庭储蓄率没有显著性影响;第三,我国城乡居民基本养老保险统筹后,在考虑城镇家庭借贷约束以及不确定性因素的影响下,养老保险对储蓄有替代效应,进一步降低居民家庭储蓄率。

(二)对 策

1.促进城乡居民基本养老保险与相关政策制度高度衔接

根据回归分析结果可知,养老保险对储蓄有替代效应,并进一步降低居民家庭储蓄率,导致家庭预防性储蓄增加的重要原因是不确定性因素,在医疗方面需要加大大病医保的保障水平,进一步减少家庭健康不确定性带来的风险;教育方面提高经费补贴额度,进一步减少家庭教育不确定性带来的风险;婚姻宣传教育工作需要加强,树立正确的婚姻观,进一步减轻家庭婚姻不确定性因素带来的负担。

2.促进城乡居民基本养老保险与新型农村社会养老保险有效衔接

城乡居保在45岁以上参保居民、低收入以及农村家庭中,对储蓄率提升效果更好,因此可以制定不同缴费标准下的梯度化补贴。与此同时,政府可以委托第三方,分享成熟的企业年金投资管理经验,将农村人均收入水平纳入养老金计算因素当中,制定更合理完善的养老金,促进养老保险可持续发展。

3.促进城乡居民基本养老保险+商业保险高效衔接

实证分析发现,城乡居民基本养老保险并不能发挥“风险分担效应”。相较于城市,农村的家庭因大病致贫风险分担更重。随着农村老龄化程度的进一步加深,仅依靠社会保险是不够的。因此,我国的商业保险要面向失能老人、重疾家庭开发新的产品,如不同的居民家庭群体,有失能老人的家庭更侧重于长期护理与城乡居民基本养老保险相协调等。与此同时,医疗、养老等方面提供政策优惠补贴,积极提倡鼓励商业保险,发挥商业保险机构对我国居民家庭医疗、养老等不确定性风险分担的分解作用。

注 释:

① 居民储蓄率可以通过可支配收入与消费性支出之差除以家庭可支配收入计算得到。