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摘 要：引入行为经济学的相关概念,使得行为生命周期模型较为适用于实际经济行为,相对于生命周期模型而言会出现不同的预测结果.其中,养老保险制度对居民消费的影响恰为其一.因此,本文基于上述理论对我国实际经济情况进行探讨分析,以验证行为生命周期模型的合理性.结果表明,养老保险制度会抑制居民消费,与生命周期模型预测结果相反.最后,给出相应的政策建议,包括改变养老保险金筹资模式和改变现行工资制度,以提高我国居民消费率.
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）10-0043-04 DOI：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性行为特征.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等于（y1,等,yT）.总财富为LW等于∑Tt等于1Yt.消费流用c等于（c1,等,cT）表示.且生命周期预算约束为∑ct等于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等于*->0 （1）
其中,在?兹等于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等于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（*）<0 （4） 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. 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等于-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. 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）等于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等于-0.1919606174*LOGPt+1.193600559*LOGYt （0.030700） （0.051600） t等于（-6.252704） （23.13173） -1.699886597 （0.378567） （-4.490318） R2等于0.998452,R2等于0.998289,F等于6127.260,DW等于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等于1.147,dU等于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等于2.605989?刍?字20.05（2）等于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）等于（n-1）R2等于2.250969?刍?字20.05（1）等于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等于-0.1919606174*LOGPt+1.193600559*LOGYt （0.030700） （0.051600） t等于（-6.252704） （23.13173） -1.699886597 （0.378567） （-4.490318） R2等于0.998452,R2等于0.998289,F等于6127.260,DW等于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. 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、西藏、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等于0.5141004915-0.1557488609*COVERi （0.026077） （0.117266） t等于（19.71460） （-1.328167） R2等于0.057341,R2等于0.024835,F等于1.764027,DW等于1.291555 可以看出拟合系数R2等于0.0 由上可知,nR2等于16.71744>?字20.05（2）等于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等于0.984656,R2等于0.984127,F等于58.70096,DW等于1.559097 最终R2等于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等于1.363,dU等于1.496,模型中dU?刍DW?刍4-dU等于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. 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. （责任编辑：张恩娟） 参考文献： [1]Pe 相关参考资料：三、模型分析
四、数据说明与实证分析
(一)时间序列数据模型
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