消费养老范文

关键词：（中）关键词人口抚养比；居民消费率；生命周期理论

中图分类号：（中）中图分类号C92-05文献标识码：A文章编号：1000-4149（2013）05-0003-07

收稿日期：（中）收稿日期2013-01-27；修订日期：（中）修回日期2013-05-29

基金项目：（中）基金项目教育部人文社会科学基金资助项目（10YJA790129）。

作者简介：（中）作者简介罗光强（1963-），湖南湘乡人，湖南农业大学经济学院副院长，教授，博士生导师，管理学博士。研究方向：产业经济与组织。

正文

一级标题一、引言

中国目前处于人口年龄结构的转型期，社会人口老龄化趋势越来越明显。由图1可以看到，近30年来，0～14岁少儿人口占总人口的比例是逐年下降的，由1982年的336%下降到2011年的165%；与之同时，65岁及以上老年人口占总人口的比例是逐年上升的，由1982年的49%增加到2011年的91%。这种人口年龄结构变化给中国的经济社会发展带来了一系列问题，其中比较突出的问题是社会养老负担加重和人口红利消失。蔡昉认为中国的人口红利将在2013年后迅速消失，今后一段时期内中国将不得不实行经济结构转型，提高社会生产率，以维持经济的持续增长[1]。中国的人口年龄结构变化除了对社会养老和人口红利产生影响外，还可能对居民消费产生影响。按照莫迪利安尼（Modigliani）等人提出的生命周期理论的观点，一个国家的人口年龄结构与该国的居民消费率存在着相关关系，即一国的人口抚养比（包括少儿抚养比和老年抚养比）越高，则该国的消费率越高[2]。本文基于生命周期理论的基本观点，从人口抚养比与居民消费之间的关系入手，探讨人口结构变化对内需增长的影响。

（中）图题图11982～2011年中国人口年龄结构和居民消费率变化

数据来源：国家统计局统计数据库（http：//wwwstatsgovcn/tjsj/），经作者计算整理而得。

一级标题二、文献回顾

在莫迪利安尼等人提出生命周期理论后，人口年龄结构在研究居民消费的文献当中开始受到关注[3]。特别是在20世纪80年代后，不同国家之间居民消费率的巨大差异让人费解，越来越多的学者希望在经验研究中通过加入人口年龄结构变量（比如人口抚养比等）来解释这种差异性。但不同学者的经验研究结果并不一致，有的结果支持人口抚养比与消费率之间的关系，有的结果则不支持。列夫（Leff）利用跨国的宏观时间序列数据做横截面回归分析，结果表明人口抚养比与消费率之间不存在统计上的显著性关系[4]。威尔逊（Wilson）通过对澳大利亚和加拿大的储蓄时间序列数据做协整回归并进行了对比性分析，其结果也不支持人口抚养比与消费之间存在相关关系[5]。迪顿（Deaton）等人利用家庭调查数据对中国台湾、泰国、英国和美国等四个国家和地区的经济和人口增长与储蓄率之间的关系进行了研究，其结果表明人口抚养比并不能解释经济增长与储蓄率之间的联系[6]。德梅瑞（Demery）等人的研究表明，人口年龄结构与消费率之间存在关系，他们对英国的家庭支出数据进行了研究，发现家庭数据夸大了青壮年的储蓄率而低估了中老年人的储蓄率，个人储蓄率与“驼峰状”（humpshape）的生命周期模型更为接近[7]。

随着中国经济发展的加速和影响的扩大，有关中国的抚养比与居民消费率（或储蓄率）之间关系的相关研究越来越多。克雷（Kraay）使用中国30个省份的家庭调查数据的研究表明，人口抚养比对储蓄率（或消费率）的影响系数非常小，并且在统计上不显著[8]。霍瑞尔卡（Horioka）等人运用生命周期模型对1995～2004年的中国分省家庭调查数据进行了动态面板分析，发现中国的消费率主要取决于消费习惯和收入增长率，只有1/4的样本数支持人口抚养比与居民消费率之间存在着统计上的显著性关系[9]。而莫迪利安尼等人的研究表明，儿童抚养比的倒数与中国的高储蓄率呈正相关关系，换言之，儿童抚养比与消费率也会呈正相关关系[10]；保罗·舒尔茨对这一研究结果持怀疑态度，他认为当期消费与人口年龄构成之间不存在依存关系[11]。其后，李文星等人[12]、李魁等人[13]、王霞[14]的研究表明人口抚养比对消费率有一定的影响，但在影响系数的大小方面，他们的研究结论存在较大差异。这可能与他们的模型变量选择、数据处理、估计方法有关：李文星等人、李魁等人都选择GMM估计方法，虽然GMM方法可以解决变量的内生性问题，但不同工具变量的选择会导致不同的估计结果；王霞对变量都进行了对数化处理，使得估计结果很难解释（因为模型中大部分变量的数据单位是百分比）。另外，李春琦等人[15]、陈冲[16]的研究表明人口抚养比对农村居民消费具有显著性的负向影响，但他们的人口抚养比数据是全部人口抚养比而不是农村人口抚养比，因此，其研究结论的可靠性不高。

基于此，本文研究的不同之处在于以下三点。第一，样本期的选择。居民消费率容易受到宏观经济环境的干扰，为了减少这种干扰，本文选择宏观环境相对稳定的时期（2001～2011年）作为样本期。第二，选择生命周期理论作为模型的理论基础。前面大多数文献研究的目的是弄清影响消费率的因素有哪些，其一般选择约简型消费模型（其实是混合消费模型），这种模型的优点是可以摆脱各种消费模型约束条件的限制，缺点是因变量与自变量之间理论联系较弱，研究结果容易受到经验数据和估计方法的影响。本文研究的出发点是考察人口年龄结构变化对消费率的影响，而生命周期理论可以很好地拟合这种想法。第三，在模型中加入人口抚养比与收入的交互变量，以考察人口抚养比对消费率影响的依赖条件。

一级标题三、计量模型和数据

二级标题1计量模型

本文的计量分析以霍尔模型为基础。霍尔（Hall）将理性预期理论和生命周期理论的基本思想结合起来，构建了随机游走模型[17]：

其中，Ct、Ct-1和ε分别表示当期消费、前一期消费和随机扰动项。（1）式说明个人的当期消费主要是受前一期消费的影响，意味着个人的消费行为较为稳定。如果将（1）式中个人消费（C）理解为整个社会的居民消费率（CR），则可以将（1）式改写为：

一个人在生命各阶段的收入是不同的，如果一个人在各生命阶段保持大致相等的消费水平，那么他在非工作年龄阶段（少儿和老年）的消费率比较高（此阶段收入较低），而在工作年龄阶段的消费率较低（此阶段收入较高）。因此，对一个国家或地区而言，人口抚养比的升高会导致居民消费率的增加。可以在（2）式中加入人口抚养比变量（少儿抚养比YD和老年抚养比OD）来考察其对居民消费率的影响程度：

在最近的一项的研究中，莫迪利安尼等人对生命周期理论作了进一步的拓展，认为居民收入增长率会对居民消费率产生重要影响[18]。他们假定国民财富（W）与一国的收入（Y）成正比（即W=αY，α与收入Y无关），由于储蓄可以被认为是财富的增加（即S=ΔY），则居民消费率（CR）与收入增长率（GR）的关系可以表示为：

（4）式表明居民消费率与收入增长率呈负相关关系。另外，莫迪利安尼等人在文献中也论述了通货膨胀率对消费率的影响。通货膨胀率的存在使得收入分离为实际收入和名义收入，从而影响到居民的实际收入及消费和政府的税收及消费；同时通货膨胀率使居民的理性预期发生偏误，干扰了居民的消费行为。至于通货膨胀率对消费率的影响程度如何，则视情况而定。在（3）式中加入居民收入增长率（GR）和通货膨胀率（INF）变量，便得到以下计量模型形式：

考虑到对于不同的居民收入增长率，人口抚养比对消费率的影响大小可能不同，即存在人口抚养比对居民消费率影响的偏效应；也就是说，在居民收入增长率高的地区，人口抚养比对消费率的影响可能更大。为了考察这种影响，在（5）式中加入人口抚养比与居民收入增长率的交互项：

二级标题2变量说明

本文选择中国31个省市自治区2001～2011年的相关统计数据作为研究样本，所有变量的数据来自《中国统计年鉴》（2002～2012）。居民消费率（CR）等于居民消费支出与地区生产总值的比值；少儿抚养比（YD）是指0～14岁人口占15～64岁人口的比例；老年抚养比（OD）是指65岁及以上人口占15～64岁人口的比例。由于各地区的居民收入数据难以获得，所以用实际人均地区GDP增长率作为居民收入增长率（GR）的变量；通货膨胀率（INF）是用各地区CPI同比指数换算而得。各变量的样本数据的统计性描述见表1。

本文采用的是面板数据，在计量模型估计之前，先要对变量进行平稳性检验和内生性检验。由表2可以得知各变量是平稳的。根据经验常识，实际人均地区GDP增长率（GR）可能是内生的，因为实际人均地区GDP增长率（GR）可能与随机误差项（ε）中某些因素有关。对实际人均地区GDP增长率（GR）的内生性检验步骤如下：先将GR对（5）式所有的外生变量（CR（-1）、YD、OD、INF）和工具变量GR（-1）作混合OLS回归，得到残差RESID；接下来，将RESID作为外生变量添加到（5）式中作回归，如果RESID的系数不显著，则说明变量GR是外生的。由表3可以得知，RESID的系数不显著，表明变量GR是外生的。

二级标题2估计结果分析

面板数据模型主要可以分为三类：混合模型、固定效应模型和随机效应模型，根据F检验和Hausman检验结果，本文选择个体固定效应模型。考虑到面板数据容易出现异方差的情况，组内估计法的估计结果会有偏误，本文采用可行广义最小二乘法（FGLS）对估计结果进行了修正。由表4可以看到，与组内估计法相比，可行广义最小二乘法的估计结果有了明显的改善：除了变量GR的统计显著性（t值）有所降低，其他变量的统计显著性明显提高，模型的拟合效果也有所增加。

注：1Levin，Lin&Chu检验的原假设是面板数据中的各截面序列有一个相同的单位根过程，FisherADF和FisherPP检验的原假设是面板数据中的各截面序列有不同的单位根过程；2、、分别表示在显著性水平1%、5%、10%的情况下拒绝原假设；3括号内为P值。

根据表4的估计结果，少儿抚养比（YD）和老年抚养比（OD）都在1%的水平上通过了显著性检验。少儿抚养比对居民消费率（CR）的影响系数为02267，即少儿抚养比每提高1个百分点，居民消费率增加02267个百分点；老年抚养比对居民消费率的影响系数为-04153，即老年抚养比每增加一个百分点，居民消费率下降04153个百分点。这一结果与生命周期理论并不完全一致，按照生命周期理论，少儿抚养比和老年抚养比对居民消费率的影响系数应该都为正。为什么老年抚养比的估计系数为负呢？这可能与中国特定的社会背景有关。本文中的老年抚养比是指65岁及以上人口占15～64岁人口的比例，而65岁及以上的人口是1950年前出生的；在那个年代出生的人，由于经历过十分艰难的社会生活，基本上保持着俭朴节约的生活习惯。老年人口日常消费支出比例较低，但他们有一定的收入，包括劳动收入、养老保险金、子女赠与、其他资产收益，等等，因此，老年抚养比的增加会降低居民消费率也是有可能的。除此之外，老年人口还有可能通过子女的预防性储蓄压低居民消费率：比如当父母逐渐年迈时，子女有可能增加储蓄以应对父母生病时的医疗支出等。由图1可以看出，我国老年抚养比在逐步升高，这在某种程度上解释了中国居民消费率逐步下降的趋势。另外，老年抚养比系数的绝对值大约是少儿抚养比系数的两倍，这似乎违背了经验常识，按理说少儿抚养比系数的绝对值应该更大一些，由图1也可以看到近年来少儿抚养比要明显大于老年抚养比。中国目前实行的是免费的九年义务教育制度，0～14岁人口正处于义务教育阶段，政府的公共教育支出替代了家庭的部分教育支出（比如学杂费等），这可能是少儿抚养比对居民消费率影响系数较小的原因。

少儿抚养比与实际人均地区GDP增长率的交互项（YDGR）在10%的水平上没有通过显著性检验，并且影响系数非常小，只有-00039，表明少儿抚养比对消费率的影响并不存在明显的偏效应。老年抚养比与实际地区GDP增长率的交互项（ODGR）在1%的水平上通过了显著性检验，影响系数为00211，即老年抚养比对消费率的偏效应为00211GR，也就是说在老年抚养比保持不变的情况下，实际地区GDP增长率每增加1%，老年抚养比对居民消费率的影响就增加00211%。这说明在实际地区GDP（或居民收入）增长越快的地区，老年人口的消费率就越高。老年抚养比对消费率影响的总效应为-04153+00211GR，当GR=20时，即实际地区GDP增长率为20%，老年抚养比对消费率的影响将趋于0；不过，在未来几年里实际地区GDP出现20%的增长速度几乎是不太可能的，所以在未来几年里，老年抚养比对消费率的影响总体而言是负向的。但是随着居民收入的提高，老年人生活观念的改变，老年抚养比对消费率的影响将逐步从负向转向正向。

为什么老年抚养比对消费率的影响存在偏效应而少年抚养比不存在呢？如果换一种角度思考，则可以认为老年抚养比对消费率的影响依赖于实际人均地区GDP（或居民收入）增长率，而少儿抚养比并不依赖这样的条件。这影射着中国普遍存在的一种社会现象：赡养老人是有条件的，而爱护幼儿是无条件的。对于一般的家庭而言，只有当青少年的正常消费需求被满足后，老年人的消费需求才会得到满足。这意味着收入水平对青少年的消费影响较小，对老年人的消费影响较大；只有当收入水平较高时，老年人的消费需求才会被逐步满足。这就解释了为什么交互项YDGR不显著而ODGR显著。

滞后一期居民消费率（CR（-1））、实际人均地区GDP增长率（GR）、通货膨胀率（INF）都在1%的水平上通过了显著性检验。滞后一期居民消费率的影响系数比较大（07415），是主要的解释变量，这与生命周期理论的观点相符。实际人均GDP增长率影响系数为-03147，说明经济增长率每增加一个百分点，居民消费率下降03147个百分点。通货膨胀率的影响系数为-01441，表明控制通货膨胀率将有助于增加居民消费率。

一级标题五、结论与讨论

本文基于生命周期理论的基本思想，运用中国2001～2011年的省际面板数据分析了人口抚养比对居民消费率的影响。实证结果表明，居民消费率与少儿抚养比有显著的正相关关系，老年抚养比对居民消费率有显著的负向影响，表明少儿抚养比越低、老年抚养比越高，居民消费率越低；这一结论在一定程度上解释了近年来中国居民消费率逐年下降的现象。少儿抚养比对消费率的影响不存在明显的偏效应，即少儿抚养比对消费率的影响并不依赖于居民收入水平的状况；而老年抚养比对消费率的影响有显著的正偏效应，即老年抚养比对消费率的影响与居民的收入增长率呈正比例关系，说明居民收入水平越高的地区，老年人口的消费率越高。就目前而言，老年抚养比对消费率的影响总的来说是负向的，但随着中国居民收入水平的提高，老年人生活观念的改变，老年抚养比对消费率的影响将逐步由负向转向正向。在未来的十几年里，人口老龄化趋势会越来越明显，对经济社会的影响也会越来越大，因此，促进我国内需的持续增长必须改善人口结构和老年群体消费的供求结构。

由于受统计数据的限制，本文中使用少儿抚养比和老年抚养比作为对劳动人口抚养负担的描述变量，但这两个变量的界定存在一定的缺陷，并没有十分真实地反映中国劳动人口的抚养负担。随着高等教育和职业技术教育的逐渐普及，越来越多的青少年人口（18～22岁）处于受教育阶段，用15岁作为劳动人口（15～64岁）和青少年人口（0～14岁）的分界线已失去现实意义。因此，青少年人口抚养比对居民消费率的影响在本文中被严重低估。

另外，宏观的省际面板数据虽然可以把握变量之间总量的经验关系，但是复杂的宏观坏境会影响到估计结果的稳健性。本文中某些结论及推测由于缺乏微观家庭数据的佐证，难免带有一定的主观性，比如本文认为免费的义务教育导致了少儿抚养比对居民消费率的影响较小、中国老年人口“俭朴节约”的生活习惯导致了老年抚养比对居民消费率的影响系数为负；这种解释表面上并不存在逻辑错误，但是也不能认为它客观地描述了居民的消费行为。因此，如果要进一步研究人口抚养比对居民消费率影响的微观基础，寻求微观家庭调查数据的支持则是十分必要的，这也是笔者进一步研究的方向。

参考文献：

参考文献内容[1]蔡昉中国的人口红利还能持续多久[J]经济学动态，2011，（6）

[2]Modigliani，FandRBrumbergUtilityAnalysisandtheConsumptionFunction：AnInterpretationoftheCrosssectionDataatIntegration[M]//KennethKK.PostKeynesianEconomicsNewBrunswick，NJ：RutgersUniversityPress，1954：388-436

[3]同[2]

[4]Leff，NHDependencyRatesandSavingRates[J]AmericanEconomicReview，1969，59（5）

[5]Wilson，SJTheSavingRateDebate：DoestheDependencyHypothesisHoldforAustraliaandCanada？[J]AustralianEconomicHistoryReview，2000，40（2）

[6]Deaton，ASandHPChristinaTheEffectsofEconomicandPopulationGrowthonNationalSavingandInequality[J]Demography，1997，34（1）

[7]Demery，DandWDNigelSavingsageProfilesintheUK[J]JournalofPopulationEconomics，2006，19（3）

[8]Kraay，AHouseholdSavinginChina[J]WorldBankEconomicReview，2000，14（3）

[9]Horioka，YujiCharlesandJWanTheDeterminantsofHouseholdSavinginChina：ADynamicPanelAnalysisofProvincialData[J]JournalofMoney，CreditandBanking，2007，39（8）

[10]Modigliani，FandSCaoTheChineseSavingPuzzleandtheLifecycleHypothesis[J]JournalofEconomicLiterature，2004，42（1）

[11]保罗·舒尔茨人口结构和储蓄：亚洲的经验证据及其对中国的意义[J]经济学（季刊），2005，（4）

[12]李文星，徐长生，艾春荣中国人口年龄结构与居民消费：1989-2004[J]经济研究，2008，（7）

[13]李魁，钟水映劳动力抚养负担与居民消费率——基于人口红利期的动态面板实证研究[J]经济评论，2010，（6）

[14]王霞人口年龄结构、经济增长与中国居民消费[J]浙江社会科学，2011，（10）

[15]李春琦，张杰平中国人口结构变动对农村居民消费的影响研究[J]中国人口科学，2009，（4）

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地处江汉平原的洪湖市，冬冷夏热。一间破旧的活动室，夏天依靠轰鸣作响的电风扇输送凉风。冬天，这间没空调没暖气的屋子只能依靠人的体温维持温暖。然而，这里每天都有地方戏咿咿呀呀的婉转唱腔。老人们坐在长椅上，一台56寸的液晶电视、一台DVD播放机给他们带来不少欢乐。旁边四张牌桌上，玩纸牌或玩麻将的老人也个个神情投入……

不足50平米的活动室略显拥挤，条件也十分简陋，但老人们似乎很享受在这里的时光。“我每天都来这里‘上班’，上午十点报到，下午四点离开，几乎没有迟到早退过。”77岁的洪湖渔场村民刘贻耀说，这个习惯他保持了十年。

洪湖渔场老年人协会就依靠这样一个由村部会议室改造的简陋活动室和一些简单的音响设备、娱乐设施，悄然改变着老年人的生活方式。

和洪湖渔场老年人协会一样，位于湖北荆门市沙洋县高阳镇的新贺、贺集、官桥三个村的老年人协会也平稳走过了近十年。

“边缘化群体”的自我救赎

洪湖渔场、新贺、贺集、官桥四个村均属中部地区的普通村庄，老年人人口比例都超过了老龄化标准。

2003年开始，华中师范大学教授贺雪峰（现为华中科技大学特聘教授）在这四个村调研并发起建立了老年人协会。此后每年，他都会向每个协会捐助5000元活动经费。

洪湖渔场支部书记胡学桂介绍说，老年人协会已经做到了“制度上墙”，每一笔开支都有细账，管理班子也是民主选举。

据介绍，老年人协会以村为基本单位进行活动管理，由民主选举的理事会作为日常管理机构，理事会由会长、副会长、财务、出纳及理事会委员（监视委员）等组成，理事委员一般一个村民小组安排一个。

“除制度之外，协会领导成员具备较好的管理经验和较高的威信也至关重要。”胡学桂说，洪湖渔场老年人协会会长肖心广就曾是该村的老书记，对渔场情况熟悉，并且威信高，自协会成立起他就一直担任会长一职，而这也是协会平稳运行的重要原因之一。

官桥老年人协会副会长杨化武今年73岁，他曾在当地镇政府企业管理委员会担任过副主任。文化较高、表达能力较强的他担起了协会的外联外宣工作，与工作细致、负责的会长王明早形成了“一内一外”的分工。

“除了每年送一笔5000元的经费，协会的运转我基本不插手。”贺雪峰说，“但十年来，这四个老年人协会运行得都比较平稳。”在他看来，老年人协会以老年人的自我组织、自我服务来实现“老有所乐、老有所为”，这是中国养老体系非常有益的补充。他同时强调，从根本上说，这只是“老年人作为农村边缘化群体的一种自我救赎”。

胡学桂也对这种“边缘性”感受颇深。老年人协会是独立于村“两委”之外的民间组织。村委会为老年人协会提供活动场地、水电费用，但“上级没给过一句肯定的话”。

在官桥村，当记者向支部书记杨必清询问老年人协会的工作情况时，他并不愿意多谈。他反复强调，老年人协会独立运行，他并不了解详情。

“老伙伴们”的所乐与所为

据肖心广介绍，洪湖渔场老年人活动中心每天有四五十位老年人在活动。如遇下雨天，老年人数量甚至超过100人。官桥老年人协会在农闲季节也会迎来上百个会员参加活动。

老人们每天主要的娱乐项目就是看电视、打纸牌和聊天。肖心广说：“春节期间，我们的会员还组队进行龙灯表演，大家精神头可足了。”

官桥老年人协会的节目也是丰富多彩，该协会老年人组成的腰鼓队、歌唱队、舞蹈队还曾在沙洋县全县巡演。

“老年人协会给村里的老人解决了大问题。”说起老年人协会带来的变化，杨化武眉开眼笑。“有了一个活动空间，老伙伴们就可以经常在一起聊聊天，心情好了，身体也好了。”

“老年人协会不仅能让老人‘老有所乐’，也能让他们‘老有所为’。”贺雪峰教授说。

“在以前，子女不孝、婆媳不和的事情时有发生，现在几乎没有了。”胡学桂说，这是老年人协会给当地社会风气带来最直接的变化。

据介绍，洪湖渔场的芦三伢以前经常与母亲吵架，村干部也无法介入。老年协会成立后担起了调停人的角色，会长肖心广亲自登门对其进行批评教育。“之后，芦三伢再也没跟母亲吵过架，变得很孝顺。”肖心广对此颇为满意。

除了直接出面维护老年人的权益外，老年人协会的存在逐渐形成一种持久的“舆论震慑力”。胡学桂解释说，在共同的活动空间里，老年人互诉烦恼。如果有子女不孝，协会马上介入调停。这里的村民好面子，不孝的子女经老年人协会传开就会遭人议论，久而久之，子女都开始尊重老人。

除了日常活动外，老年人协会还形成一套重大活动制度。其中包括，每年召开重阳节大会、给过寿的老人送贺礼、吊唁过世的老人、看望重病和生活困难的老人。

“老年人协会不仅极大地丰富了老年人的生活，增加了老年人的精神福利，也有效维护了老年人的合法权益，抑制了农村老年人非正常死亡现象的发生。”杨化武说，“这是我们老年人的‘春天’。”

在贺集老年人协会成立时，时任会长韩承贵就曾无奈地说：“很多老年人的非正常死亡，没有引起任何人的关注。”如今，新贺、贺集、官桥等村的老人说，有了老年协会，老人不会再喝农药、上吊、投湖自杀了。

“低消费、高福利”的养老试验

老年人协会的创办并非贺雪峰的凭空设想。他的团队成员说，这是借鉴“温州经验”后的成果。

2000年前后，贺雪峰率队在温州调研时发现，那里几乎村村都有老人协会。老人协会不仅从事经营性的行业，而且为老年人提供了交往空间，维护了老年人的正当权益，从而提高了老年人在农村社会中的地位。

受此启发，贺雪峰便思索着是否可以将东部发达地区的老年人协会移植到中部经济欠发达的农村。

2002年，湖北省新闻出版局驻点负责洪湖渔场的小康建设工作。他们邀请贺雪峰及其团队参与这项工作，贺雪峰即提出建设老年人协会的建议。

此后，贺雪峰所在的华中师范大学中国农村问题研究中心与湖北省新闻出版局共同出资，为洪湖渔场老年人协会购买了彩电、影碟机及其他一些娱乐设施。2003年5月24日，洪湖渔场老年人协会正式开张运营。“受到洪湖实验成功的鼓舞，2003年年底，我们到湖北荆门三个村调研建设老年人协会的可能性。”贺雪峰说，“相对洪湖渔场来说，荆门农村老年人的地位更低，相对处境更为恶劣。在这三个村，几乎每年都有数位老年人非正常死亡。”

结合当地实际情况，该中心协调在这三个村成立老年人协会，选举了理事会及会长、副会长，并多方筹资为每个村各补助4万元用于修建老年人活动中心。2004年年初，荆门沙洋县高阳镇三个村活动中心全部建成，老年人协会正式运作。

“老年人协会不仅为全村老年人提供了活动场所和空间，使他们的生活有了意义，而且对村中中青年人产生了良好的示范作用，使中青年感到未来有预期，生活有奔头。”贺雪峰教授说。

“老年人协会的投入很低，但却给老年人增加了许多的生活意义和福利。我每年给每个老年人协会的标准是5000元，平均每个老人每天不过0.1元钱。”贺雪峰教授认为，这种转移支付是最有效率的投资。在他看来，全国有2亿老人，全部集中供养并不现实，而保障性的体系需要随着国家实力的提升而逐步实现。在不改变现有社会保障体系的情况下，如果国家财政愿意出这样一笔钱，即为全国70万个村，每个村投入5000元，每年35亿元，就可以让全国所有农村老人享受这个虽然品位可能不高，艺术价值也不高，但却是非常实在的福利。

“这四个协会十年的平稳运行和所收到的成效证明，老年人的这种自我组织、自我服务的模式是具有生命力的。”贺雪峰对记者说。

“运动式的推广是不行的”

用杨化武的话来说，老年人协会其实就是一个“孤儿”。十年运作最主要的经费都是来自贺雪峰教授，“如果哪一天贺教授不给钱了，我们就彻底‘断奶’了”。

杨化武显得忧心忡忡。随着物价不断上涨，老年人协会的经费越发捉襟见肘。而这种情况在其他三个协会也同样存在。

杨化武给记者算了这样一笔账：协会一年的房屋维修费大约1000元；电费600元；给干部的值班费，每天4元，一年大约1500元；夜班每年固定支付800元；重阳节大会给老人发放礼品，大约1700元；给老人过生日，一次110元左右；老人去世要买花圈鞭炮，大约36元，最多的一年有18个老人去世，2013年上半年也有8位老人过世；此外协会娱乐设施，如腰鼓、碟片等需要经常更换。

这笔数字已经远远超出了5000元。为了筹资，协会的舞蹈队、腰鼓队到全县巡演，可以赚到一两千元。“其他的办公和交通费用，我们只能自掏腰包。”杨化武说。

由于资金陷入紧张，四个村的老年人协会都表达了“希望政府部门关注和资助”的愿望。

这种“孤岛式”的运行到2013年5月份有了一些变化。一直默默运行的官桥老年人协会陆续接待了好几批来自省市县政府部门的领导。

2013年8月底，记者走访官桥老年人协会时发现，各活动室的门口都挂上了一个很新的牌子，上面带有“沙洋农村老年人互助照料服务”的统一标志。

“这是镇民政办来人挂上的，具体情况我也不了解。”官桥老年人协会会长王明早说。

其实，2011年开始，湖北省就已经在鄂州、仙桃、潜江、枝江和钟祥五个市展开农村互助式养老服务的试点工作。2012年年初，湖北省民政厅正式下发《关于开展农村互助式养老服务工作试点的指导意见》，决定在全省开展农村互助式养老服务工作试点。

据湖北省民政厅社会福利和慈善事业促进处处长彭文洁介绍，经过两年多的探索，湖北省已经建立起850多个农村互助养老服务中心，建立9000多个老年人协会。彭文洁说，湖北省民政厅推行农村老人互助养老服务，一方面是吸收了贺雪峰教授等学者的理论和实验成果，另一方面则是落实湖北省委书记李鸿忠“要像对待自己的父亲母亲、爷爷奶奶一样关心农村空巢老人”的指示精神、结合湖北省情解决农村老年人养老问题的创新之举。

按照湖北省民政厅的要求，互助式养老要完成“五个一”建设：建设一个老年人互助照料活动中心、成立一个养老服务互助协会、配置一套满足基本服务需求的设施设备、建立一套日常活动管理制度、形成一个正常运行的长效机制。

对于政府部门正式推广的“互助养老模式”，贺雪峰认为，“政府的重视当然是好事”。但他有一个顾虑，“互助养老”更多关注的是老年人的精神层面，还必须在实践中逐步完成功能，增加投入，解决老年人多方面的养老服务需求。

消费养老范文篇3

关键词：养老保险制度；居民消费；行为生命周期模型

中图分类号：F220文献标识码：A文章编号：1003-9031（2012）10-0043-04DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2012.10.12

一、引言

行为生命周期模型是结合行为经济学理论与生命周期模型而形成的。由于行为经济学理论的引入，使得行为生命周期模型的行为人有很多非理性限制，进而该模型特别适用于描述实际行为，而非如同生命周期模型般仅总结行为人理特征。同时，由于行为人的非理性限制，使得行为生命周期模型对一些经济现象的预测可能将完全不同于生命周期模型。其中，养老保险制度对居民消费的影响恰为其中之一。根据生命周期模型可以预测：当养老金增加时，储蓄则会相应减少、消费增加①。而根据行为生命周期模型做出的预测则恰恰相反：养老金的增加会使储蓄增加、消费减少。那么，究竟哪种模型的预测结果会符合我国实际？根据我国政府近年来一直致力于建立健全社会养老保险制度，而我国居民储蓄率却没有下降趋势[1]，我们可做出初步判断，即行为生命周期模型的预测结果会与中国实际较为符合。

二、行为生命周期模型

（一）自我控制模型

基于消费者的感性和理性冲突，行为生命周期模型假设个人作出两组共存却不一致的偏好：一个关注长期（称作计划者），另一个关注短期（称作执行者）。假设一个人的生命周期延续至T期，则生命周期收入流：y=（y1，…，yT）。总财富为LW=∑Tt=1Yt。消费流用c=（c1，…，cT）表示。且生命周期预算约束为∑ct=LW。

又由于计划者利用意志力减少消费，会对其正面效用（快乐效用）产生负面影响，即痛苦效用。因此以Zt表示消费者总效用，其为快乐效用和痛苦效用的加总。并令意志力努力变量为？兹t，表示t期运用的意志力数量。并假设消费减少导致的边际效用递减比运用意志力时相应的效用损失要小，可得到：

D=*->0（1）

其中，在？兹=0时求值。差分D可看作运用意志力的净边际成本。

因此，由于意志力成本高昂，计划者需要采取一些诸如强制性定期储蓄等技巧以获得自我控制。

（二）心智账户模型

一个简单的公式化的心智账户体系把财富分为三个组成部分：现有可支配收入（I）、现有资产（A）和未来收入（F）。且在一个给定的时期，可支配收入的边际消费倾向最高，未来收入（F）边际消费倾向最低，现有资产（A）的边际消费倾向居中，即：

1≈？坠C/？坠I>？坠C/？坠A>？坠C/？坠F（2）

且行为生命周期总消费函数对于三类账户有不同的衡量标准，即：

C=f（I，A，F）（3）

对于短期收入账户（I），用符号mt表示其在第t期开始的余额。假定诱惑越大，选择任何给出的消费水平ct

？坠/？坠mt（*）

综上，结合上述两个模型，笔者可对养老金对居民消费的影响做出预测，而这个预测将在下文阐述。

三、模型分析

设想一个人为了应对日后的退休而储蓄他或她10%的年收入。假设总储蓄部分由以下部分构成：6%作为养老金计划；4%作为自由处置储蓄。若他或她被迫把养老金的比例从6%提高到7%，总储蓄、总消费会发生何种变化？（撇开以下因素：捐赠所得、流动性约束、税率、保留退休金权利的收益，以及被劝诱退休）生命周期模型的预测是：总储蓄、消费不会受影响。即令PS为养老储蓄金，DS为自由处置储蓄，则生命周期模型预测是dDS/dPS=-1.0。然而实际上，通过格林（Green，1981）以及库尔兹（Kurz，1981）等人的实证分析表明，dDS/dPS的数值与-1.0相距甚远，甚至有些测算为正值[2]。

而通过行为生命周期模型则可做出如下预测：随着养老金储蓄的改变，自由处置储蓄发生相应变化的程度（在绝对价值意义上）小于1.0。

这意味着当强制性质的养老金增加时，自由储蓄的减少额会小于相应的养老金增加的数值。通过不等式（4）可以推出结论：养老保险会抑制消费。即增加养老金的提取（s），则财富从I账户转移到F账户，并假设Ct（s）

同时，通过简单的理论分析也可以得出此结论。对于行为经济学理论中的典型家庭来说，短期收入账户的边际消费倾向接近于1，但是远期财富账户的边际消费倾向为0。首先是由于自我控制成本高昂。当人们面临即期消费或远期消费时，很难抵制当前消费冲动的诱惑。其次是大多数家庭在进行消费决策时，是按照一整套心智账户体系做出判断的。比如，虽然房子和养老金账户对于人们来说是财富，但人们在决定即期消费时很少考虑到这些账户的实际价值，而是以当前手中的短期收入或流动性资产做决策。当然，对于当前大额消费和日常消费，我们在做出决策时所判断的标准也是不同的，即通过不同的心智账户进行判断。

因此，当养老金计划从短期收入账户向远期财富账户转移1元时，人们容易忽略这部分资产的当前效用，而是作为财富储蓄起来，即总储蓄几乎也增加1元。又由于支出通常调整到与可支配收入一致的水平，所以工资的扣除额度减少了用于支付的货币。因此，一旦养老金缴费变成养老金财富，就会相应地抑制消费。

四、数据说明与实证分析

（一）时间序列数据模型

1.数据来源

本文的数据都来源于国家统计局网站中国统计年鉴，最终选取了1989—2010年的基本养老保险基金（P）作为养老保险的量化指标，国民总收入GDP（Y）作为收入的量化指标，居民消费额（PC）作为消费的量化指标。在这里做一点说明，我们本来准备选取居民的收入作为收入的指标，但是没有搜集到关于居民收入或者居民储蓄的相关数据，而国民总收入是包括居民收入在内的，对养老保险基金和居民消费都有一定程度的影响，并且国民总收入还包含其它的因素，这些因素也会影响养老保险基金和居民消费。最后笔者选择以国民总收入替代居民收入作为收入的指标。所有的统计分析均在Eviews5.0软件上完成。

2.回归分析

（1）平稳性检验

在对时间序列数据进行分析之前，需要先进行平稳性检验，首先采用ADF方法对P、Y、PC三个样本数据进行检验，经检验三列数据都是非平稳的，检验结果如下：

考虑搜集到的是年度数据，数据间隔很大，误差相应偏大，不利于建立模型分析。所以对三列数据进行对数处理，得到新的三列数据样本，再次进行ADF检验后，显示新的三列数据都是平稳的，检验结果如下（下文的模型分析讨论都建立在新的三列数据之上）：

（2）协整检验

进行平稳性检验后，还需要检验数据之间的长期均衡关系，即进行协整检验，直接对新的三列平稳数据LOGP、LOGPC、LOGY进行回归后得到残差序列resid，对残差序列做单位根检验结果如下：

残差序列resid无单位根，t统计量小于各显著水平下的临界值，所以新的三列平稳数据之间是协整的，它们之间存在稳定的均衡关系。

（3）格兰杰因果关系检验

最后还需要进行格兰杰因果关系检验，从统计的角度确定数据之间的因果关系，在Eviews5.0上进行滞后两期的格兰杰因果关系检验，显示结果如下：

经查表得，在5%的显著水平下，F0.05（2，20）=3.10的临界值，根据表中的F统计量大于该值的项，表明LOGP、LOGPC、LOGY之间存在因果关系，并且LOGP、LOGY是LOGPC的格兰杰原因，因而最终选择LOGP、LOGY作为解释变量，LOGPC作为因变量。

（4）建立回归方程

准备工作已经完成，下面进行回归分析，在Eviews5.0中回归得到的结果为：

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=6127.260，DW=1.214117

结果中拟合优度达到了0.998452，但是DW统计量为1.214117，这时的样本量为22，解释变量有2个，在5%的显著水平下，查DW统计表得：dL=1.147，dU=1.541？圯dL？刍DW？刍dU，无法判断是否存在自相关性，还需进行进一步检验。

（5）检验异方差性与自相关性

对方程进行怀特检验结果如下：

nR2=2.605989？刍？字20.05（2）=5.991，不能拒绝原假设，结果显示不存在异方差性。

用拉格朗日乘数法（LM法）对方程进行滞后一阶的检验结果如下：

LM（1）=（n-1）R2=2.250969？刍？字20.05（1）=3.841，无法拒绝原假设，结果显示也不存在自相关性。综上所述，最终的回归方程为：

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=6127.260，DW=1.214117

此时t检验与F检验都很显著，拟合优度也高达0.998452，且不存在异方差性和自相关性，说明模型拟合效果很好。根据方程结果显示，养老保险基金平均每增加一元，居民的消费就会减少0.2元，表明养老保险对消费的抑制作用。

（二）截面数据模型

1.数据来源

数据也来源于《中国统计年鉴2011》，笔者搜集了全国31个地区（北京、天津、河北、山西、内蒙古、辽宁、吉林、黑龙江、上海、江苏、浙江、安徽、福建、江西、山东、河南、湖北、湖南、广东、广西、海南、重庆、四川、贵州、云南、、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆等）的总消费支出和收入金额，二者之比为最终消费率（FCR），还有各地年末参加城镇企业职工基本养老保险人数和总人数，定义二者之比为养老保险覆盖率（COVER）。

2.回归分析

由于这部分统计数据属于截面数据，不需要进行平稳性检验、协整检验等，所以可以直接进行回归，得到的结果为：

FCRi=0.5141004915-0.1557488609*COVERi

（0.026077）（0.117266）

t=（19.71460）（-1.328167）

R2=0.057341，R2=0.024835，F=1.764027，DW=1.291555

可以看出拟合系数R2=0.057341很低，说明结果很不理想，于是本文采用怀特检验来检验异方差性，得出的结果：

由上可知，nR2=16.71744>？字20.05（2）=5.9915，式中有两项含有解释变量，因而自由度为2，所以拒绝原假设，表明模型存在异方差性。

笔者采取加权最小二乘法（WLS法）对异方差进行修正，选取的权数为1/COVER，再次回归得到的结果为：

R2=0.984656，R2=0.984127，F=58.70096，DW=1.559097

最终R2=0.984656，F检验与t检验也都非常显著。对样本量为31，有一个解释变量的模型，在5%的显著水平下，查DW统计表得，dL=1.363，dU=1.496，模型中dU？刍DW？刍4-dU=2.504，因而不存在自相关性，模型拟合效果很好。结果说明了各地养老保险与消费呈负相关关系，也即养老保险对消费有抑制作用。

五、结论及政策建议

通过对我国养老保险制度与居民消费关系的实证分析，发现养老金对居民私人消费的抑制作用及养老保险覆盖率高的城市消费低的现象，验证了行为生命周期模型的相关理论，并得出：养老金的增加会抑制居民消费。这意味着如果我国政府以提高居民消费率为最终政策目标，那么通过建立广覆盖的居民养老保险制度的方式是行不通的。

因此，根据行为生命周期模型理论，笔者建议一方面改变养老保险金的筹资方式、降低居民的缴费率并提高居民收入，使居民的现有可支配收入账户的数值增加进而增加居民消费率，同时以其他资金来补充养老保险基金。至于其他资金的来源，可通过国企分红来补充[3]。另一方面，由于短期收入账户的消费倾向高，如若政府想提高居民消费率、降低储蓄率，可从改变现行的工资制度着手，如降低年终奖金额度（减少现有资产账户收入）或将年终奖改为季度奖励（使得奖金数额不足够大以被居民编入现有资产账户）等方式。

需要补充的是，笔者在对不同城市间的养老保险覆盖率和消费率做实证分析时，发现北京和上海与其他城市差异较大，即养老金对消费的影响不明显。究其原因，本文推测为北京和上海的经济水平发达，居民生活水平较高，养老金的扣除额度对居民的可支配收入账户影响不大。如果此推测正确，也可验证笔者在上文提出建议的合理性。

参考文献：

[1]Peter·Diamond，Hannu·Vartiainen.行为经济学及其应用[M].北京：中国人民大学出版社，2011.