论文部分内容阅读
[收稿日期]2014-05-16
[作者简介]陈皓（1992—），男，河南省郑州市人，北京外国语大学学生，主要研究方向：金融。
[文章编号]1009-3729（2014）04-0061-05
[摘 要]利用2012年中国综合社会调查数据库的统计数据，选取居民可支配年收入、是否拥有城市/农村基本养老保险、年龄、户口类型、受教育年限、工作单位体制6项指标，定量分析我国社会保障对居民消费支出的影响，结果表明：各因素对居民消费支出的影响不尽相同。其中，居民可支配收入对居民消费支出存在着显著的正向影响，是否有养老保险则对居民消费支出有着显著的正效应，年龄变量与居民消费支出呈现倒U型关系，城市居民较农村居民有着更高的消费意愿，教育年限对居民消费支出的影响显著为正，就业于国有单位的居民较就业于非国有部门的居民有着更高的消费意愿。因此，建议在继续推进国民经济又好又快发展、促进国民整体收入水平提高的同时，加大低收入阶层保障力度，健全社会保障制度；加强社会养老保险资金管理，完善社会保障体系；促进非公有制经济改革与发展，缩小不同群体社会保障的差距，推进社会保障管理服务一体化改革。
[关键词]社会保障；居民消费；非公经济
[中图分类号]F126.1 [文献标志码]A [DOI]10.3969/j.issn.1009-3729.2014.04.012
我国的社会保障相比西方社会而言起步较晚，但随着社会主义市场经济体制改革带来居民风险的持续增加，探究社会保障对居民消费的影响对实现我国经济平衡健康增长意义重大，社会保障对我国居民消费之影响的研究也日益成为研究重点，许多学者从多个角度展开研究，以探求两者之间的相关程度，进而找到提高居民消费水平的途径。这些研究大多为定性研究，并且选取宏观角度研究的较多。其研究大致分为以下3个方面：一是社会保障对消费的积极影响。陈树文[1]从恩格尔系数、居民边际消费倾向和基尼系数的角度研究了社会保障对居民消费的影响，认为社会保障的收入分配作用能够均衡不同个体和同一个体不同时期的消费需求，有助于总需求的增长。尹华北[2]从宏观角度和微观角度分别研究了农村居民社会保障与消费的关系。方匡南等[3]利用2006年的家庭微观调查数据研究了城乡社会保障制度对居民消费的影响及其差异，结果表明，有社会保障家庭的人均消费支出要高于无社会保障家庭的人均消费支出。二是社会保障对消费的消极影响。谢文等[4]研究发现，无论是从长期还是从短期来看，社会保障体系并没有对处于低消费层次的农村居民的消费起到正向效应。三是社会保障对消费的影响不确定。杨志明[5]选取我国各省市自治区的时间序列数据与面板数据，分别采用协整方法和面板数据模型对其进行研究，结果发现，在短期内，社会保障对居民消费产生了挤出效应，而在长期均衡状态下，则会产生促进作用。笔者拟利用2012年中国综合社会调查数据库（CGSS）的相关调查数据进行定量分析，以考察社会保障对居民消费的多种效应，并据此提出促进我国社会保障制度建设、提高居民收入的建议。
一、模型的建立
1.变量选取
根据西方经典消费理论，多种不同的因素共同影响着居民消费支出，本文根据重要性、可得性和简洁性原则，选取以下变量进行研究。
（1）收入因素。影响居民消费支出的因素有很多，其中居民可支配收入具有决定性的作用。西方经济学中的“绝对收入假说”指出：在较短的一段时间内，居民现期收入的多少决定了居民消费支出的多少；收入提高的同时，消费支出也会相应地增加；消费支出的增长率低于收入的增长率，居民的边际消费倾向随着收入的增加而减少。
（2）社会保障因素。社会保障对居民消费有多方面的影响，既有正面的收入增长效应、资产替代效应，也有负面的消费挤出效应和引致退休效应。从我国社会保障发展现状来看，我国初步形成了以社会保险为主、覆盖城乡居民的较为全面的社会保障体系。在各种社会保险福利中，依据其对经济社会影响大小排序，养老保险排在第一位，医疗保险排在第二位。本文选取是否拥有城市/农村基本养老保险这个变量，来分析社会保障对居民消费的作用。
（3）其他因素。除以上因素之外，居民年龄、性别、受教育年限、户口性质也不同程度地影响居民消费支出。其中，根据生命周期理论，青年人和老年人具有比中年人更高的消费倾向；居民的消费支出随着受教育年限的提高而逐步趋于理性，消费支出更加稳定；城乡不同居民消费受收入差距制约，也有着不同的边际消费倾向。
除此之外，本文引入单位体制变量。过去的研究更多的是关注城乡二元经济结构下，社会保障对城乡居民消费的不同作用。随着我国社会保障城乡统筹建设的逐步推进，城乡居民社会保障差距逐步缩小，但不同行业内的人社会保障差距逐步拉大。与在非国有企事业单位工作的人相比，在国有企事业单位工作的人有着更为完善和规范的社会保障体系，其保障水平和保障力度远远高于在非国有企事业单位就业者。因此，研究不同单位体制下社会保障对居民消费的影响十分必要。具体指标及变量说明见表1。
2.数据来源说明及处理
本文数据来源于2012年中国综合社会调查数据库（CGSS）。本文根据研究目的，选取数据库中有关居民消费、收入、性别、年龄、教育、工作单位类型等数据进行分析研究。
关于样本的规模，剔除样本中无回答和不适合考察的被访问者样本，本文共计选取样本5 063个：1 665个在国有企事业单位工作的样本，1 240 人有养老保险，425人无养老保险；3 398个在非国有企事业单位工作的样本，1 142有养老保险，2 256 人无养老保险。样本比例与国家宏观统计数据比例一致，样本代表性较好。
3.社会保障对居民消费的影响分析
为了研究不同类型社会保障对居民消费的影响，首先构建如下居民消费支出模型： lnexp=β0+β1sec+β2lnincome+β3lnage+
β4lnage2+β5lndeu+β6hktype+β7warktype+ε
其中，因变量lnexp表示居民消费支出的对数，lnincome表示居民收入水平的对数；sec是虚拟变量，表示有无养老保险；lnage表示被访者年龄的对数，lnage2表示年龄平方的对数；lnedu表示被访者受教育年限的对数；hktype是虚拟变量，表示户口为城镇或是农村；worktype是虚拟变量，表示被访者工作单位类型。β0为模型的截距项，ε为服从正态分布的随机扰动项。
4.模型的拟合检验
我们使用STATA软件分析，分别估计了4个回归模型，回归结果见表2。
在回归模型1中，我们仅加入了个人可支配收入变量，R2达到了0.714，模型拟合较好，说明个人可支配收入是决定居民消费最为重要的变量。并且，在4个模型中，这个变量的系数值及显著性变化的幅度较小，相当稳健。
在回归模型2中，我们加入另外4个控制变量，
R2值上升到0.722，拟合优度进一步提升，模型拟合度较好。从经济计量上来说，年龄与消费显著负相关，教育水平与消费显著正相关，城市户口、国有单位居民的消费要显著高于农村户口、在非国有部门就业居民的消费水平。
在回归模型3中，在控制了5个显著影响居民消费的变量的基础上，我们重点考察居民有无社会保障（是否有养老保险）对居民消费的影响。结果显示，有养老保险的居民的消费水平要显著高于没有养老保险的居民的消费水平，说明人们在没有养老的后顾之忧后，消费的倾向更加强烈。模型的拟合优度R2值仍是0.722，没有发生变动。
在回归模型4中，我们要检验年龄与消费是否存在倒U型关系。结果显示，年龄的二次项系数为-0.362，显著性水平为1%，这说明倒U型关系存在。具体来说，年轻时随着年龄增长，消费也随之增长；到达一定年龄后，消费会随着年龄增长而下降。
最后，我们选取模型4做为我们最终的分析模型。
二、模型检验
1.经济意义检验
（1）β1=0.038，表示在其他条件不变的情况下，具有养老保险的居民较其他类型居民，消费高出0.038个单位（对数值）。这种结果符合经济现实。
（2）β2=0.812，表示在其他条件不变的情况下，居民可支配收入每增长1个百分点（对数值），居民消费增加0.812个百分点（对数值）。这种结果符合经济现实。
（3）β3=2.595，β4=-0.362，表示在其他条件不变的情况下，年龄与居民消费的关系呈现先增长后下降的态势。这种结果符合经济现实。
（4）β5=0.031，表示在其他条件不变的情况下，教育年限（对数值）每增长1个百分点，居民消费增加0.031个百分点（对数值）；反之，降低0.303 1 个百分点。这种结果符合经济现实。
（5）β6=0.064，表示在其他条件不变的情况下，具有城镇户口的居民较其他类型居民，消费高出0.064个单位（对数值）。这种结果符合经济现实。
（6）β7=0.041，表示在其他条件不变的情况下，在国有单位工作的居民较其他类型居民，消费高出0.041个单位（对数值）。这种结果符合经济现实。
综合以上分析，模型4完全符合经济现实，经济意义检验通过。
2.统计与计量检验
通过上述线性回归得到模型，现在就其具体形式进行检验。
（1）拟合优度检验
R2的值越接近1，说明回归直线对观测值的拟合程度越好；反之，R2的值越接近0，说明回归直线对观测值的拟合程度越差。
由回归参数估计结果可得，样本决定系数R2=0.724，修正的可决系数为0.723，这说明模型对样本的拟合度较好。
（2）F检验——整个回归方程显著性检验
针对H0（所有自变量的系数全等于零）：β1～β7=0，给定显著性水平α=0.05，在F分布表中查出自由度为k=7和n-k-1=5 055的临界值Fα（7，5 056）=2.01。由OLS回归分析表得到F=1 893，由于F=1 893> Fα（7，5 056）=2.01，应拒绝原假设H0，说明回归方程显著，即我们所选取的收入、社保、年龄等7个变量确实对居民消费水平有显著影响。
（3）T检验
分别针对H0：βj=0（j=1，2，3，4，5，6，7），给定显著性水平α=0.05，查t分布表得自由度为n-k-1=5 055的tα/2（n-k-1）=1.96。由OLS回归可得，与β1，β2，β3，…，β7对应的t统计量分别为244、94.52、5.48、-5.87、2.92、3.82、2.37，因而，所有待估计系数的t检验量均大于5%显著性水平（双侧）上的临界值1.96，所有的变量均在5%水平上显著；并且，不难发现大部分系数估计在1%水平上显著。
（4）多重共线性检验
由表3所示相关系数矩阵可以看出，各解释变量相互之间的相关系数较低，说明我们所选取的变量不存在多重共线性。
（5）异方差检验
首先，我们可以在完成回归后，画出残差与拟合值的散点图。从图1大致可以看出，lnexp的拟合值在中等水平时，扰动项的方差较大。
其次，为了得到准确的检验结果，我们可以利用怀特检验，得到图2所示结果。
检验结果显示，P值等于0.000 0，故强烈拒绝同方差的原假设，认为存在异方差，这个检验结果证实了之前根据残差图所做的大致判断。
为了纠正异方差的影响，我们使用加权最小二乘法估计（WLS）和“OLS+稳健标准差”2种办法来重新估计模型4，结果见表4。在WLS估计中，解释变量lnincome可以解释lne2（残差平方的对数值）近62.94%变动，说明残差平方的变动与lnincome高度相关，从而确定了权重变量。
[作者简介]陈皓（1992—），男，河南省郑州市人，北京外国语大学学生，主要研究方向：金融。
[文章编号]1009-3729（2014）04-0061-05
[摘 要]利用2012年中国综合社会调查数据库的统计数据，选取居民可支配年收入、是否拥有城市/农村基本养老保险、年龄、户口类型、受教育年限、工作单位体制6项指标，定量分析我国社会保障对居民消费支出的影响，结果表明：各因素对居民消费支出的影响不尽相同。其中，居民可支配收入对居民消费支出存在着显著的正向影响，是否有养老保险则对居民消费支出有着显著的正效应，年龄变量与居民消费支出呈现倒U型关系，城市居民较农村居民有着更高的消费意愿，教育年限对居民消费支出的影响显著为正，就业于国有单位的居民较就业于非国有部门的居民有着更高的消费意愿。因此，建议在继续推进国民经济又好又快发展、促进国民整体收入水平提高的同时，加大低收入阶层保障力度，健全社会保障制度；加强社会养老保险资金管理，完善社会保障体系；促进非公有制经济改革与发展，缩小不同群体社会保障的差距，推进社会保障管理服务一体化改革。
[关键词]社会保障；居民消费；非公经济
[中图分类号]F126.1 [文献标志码]A [DOI]10.3969/j.issn.1009-3729.2014.04.012
我国的社会保障相比西方社会而言起步较晚，但随着社会主义市场经济体制改革带来居民风险的持续增加，探究社会保障对居民消费的影响对实现我国经济平衡健康增长意义重大，社会保障对我国居民消费之影响的研究也日益成为研究重点，许多学者从多个角度展开研究，以探求两者之间的相关程度，进而找到提高居民消费水平的途径。这些研究大多为定性研究，并且选取宏观角度研究的较多。其研究大致分为以下3个方面：一是社会保障对消费的积极影响。陈树文[1]从恩格尔系数、居民边际消费倾向和基尼系数的角度研究了社会保障对居民消费的影响，认为社会保障的收入分配作用能够均衡不同个体和同一个体不同时期的消费需求，有助于总需求的增长。尹华北[2]从宏观角度和微观角度分别研究了农村居民社会保障与消费的关系。方匡南等[3]利用2006年的家庭微观调查数据研究了城乡社会保障制度对居民消费的影响及其差异，结果表明，有社会保障家庭的人均消费支出要高于无社会保障家庭的人均消费支出。二是社会保障对消费的消极影响。谢文等[4]研究发现，无论是从长期还是从短期来看，社会保障体系并没有对处于低消费层次的农村居民的消费起到正向效应。三是社会保障对消费的影响不确定。杨志明[5]选取我国各省市自治区的时间序列数据与面板数据，分别采用协整方法和面板数据模型对其进行研究，结果发现，在短期内，社会保障对居民消费产生了挤出效应，而在长期均衡状态下，则会产生促进作用。笔者拟利用2012年中国综合社会调查数据库（CGSS）的相关调查数据进行定量分析，以考察社会保障对居民消费的多种效应，并据此提出促进我国社会保障制度建设、提高居民收入的建议。
一、模型的建立
1.变量选取
根据西方经典消费理论，多种不同的因素共同影响着居民消费支出，本文根据重要性、可得性和简洁性原则，选取以下变量进行研究。
（1）收入因素。影响居民消费支出的因素有很多，其中居民可支配收入具有决定性的作用。西方经济学中的“绝对收入假说”指出：在较短的一段时间内，居民现期收入的多少决定了居民消费支出的多少；收入提高的同时，消费支出也会相应地增加；消费支出的增长率低于收入的增长率，居民的边际消费倾向随着收入的增加而减少。
（2）社会保障因素。社会保障对居民消费有多方面的影响，既有正面的收入增长效应、资产替代效应，也有负面的消费挤出效应和引致退休效应。从我国社会保障发展现状来看，我国初步形成了以社会保险为主、覆盖城乡居民的较为全面的社会保障体系。在各种社会保险福利中，依据其对经济社会影响大小排序，养老保险排在第一位，医疗保险排在第二位。本文选取是否拥有城市/农村基本养老保险这个变量，来分析社会保障对居民消费的作用。
（3）其他因素。除以上因素之外，居民年龄、性别、受教育年限、户口性质也不同程度地影响居民消费支出。其中，根据生命周期理论，青年人和老年人具有比中年人更高的消费倾向；居民的消费支出随着受教育年限的提高而逐步趋于理性，消费支出更加稳定；城乡不同居民消费受收入差距制约，也有着不同的边际消费倾向。
除此之外，本文引入单位体制变量。过去的研究更多的是关注城乡二元经济结构下，社会保障对城乡居民消费的不同作用。随着我国社会保障城乡统筹建设的逐步推进，城乡居民社会保障差距逐步缩小，但不同行业内的人社会保障差距逐步拉大。与在非国有企事业单位工作的人相比，在国有企事业单位工作的人有着更为完善和规范的社会保障体系，其保障水平和保障力度远远高于在非国有企事业单位就业者。因此，研究不同单位体制下社会保障对居民消费的影响十分必要。具体指标及变量说明见表1。
2.数据来源说明及处理
本文数据来源于2012年中国综合社会调查数据库（CGSS）。本文根据研究目的，选取数据库中有关居民消费、收入、性别、年龄、教育、工作单位类型等数据进行分析研究。
关于样本的规模，剔除样本中无回答和不适合考察的被访问者样本，本文共计选取样本5 063个：1 665个在国有企事业单位工作的样本，1 240 人有养老保险，425人无养老保险；3 398个在非国有企事业单位工作的样本，1 142有养老保险，2 256 人无养老保险。样本比例与国家宏观统计数据比例一致，样本代表性较好。
3.社会保障对居民消费的影响分析
为了研究不同类型社会保障对居民消费的影响，首先构建如下居民消费支出模型： lnexp=β0+β1sec+β2lnincome+β3lnage+
β4lnage2+β5lndeu+β6hktype+β7warktype+ε
其中，因变量lnexp表示居民消费支出的对数，lnincome表示居民收入水平的对数；sec是虚拟变量，表示有无养老保险；lnage表示被访者年龄的对数，lnage2表示年龄平方的对数；lnedu表示被访者受教育年限的对数；hktype是虚拟变量，表示户口为城镇或是农村；worktype是虚拟变量，表示被访者工作单位类型。β0为模型的截距项，ε为服从正态分布的随机扰动项。
4.模型的拟合检验
我们使用STATA软件分析，分别估计了4个回归模型，回归结果见表2。
在回归模型1中，我们仅加入了个人可支配收入变量，R2达到了0.714，模型拟合较好，说明个人可支配收入是决定居民消费最为重要的变量。并且，在4个模型中，这个变量的系数值及显著性变化的幅度较小，相当稳健。
在回归模型2中，我们加入另外4个控制变量，
R2值上升到0.722，拟合优度进一步提升，模型拟合度较好。从经济计量上来说，年龄与消费显著负相关，教育水平与消费显著正相关，城市户口、国有单位居民的消费要显著高于农村户口、在非国有部门就业居民的消费水平。
在回归模型3中，在控制了5个显著影响居民消费的变量的基础上，我们重点考察居民有无社会保障（是否有养老保险）对居民消费的影响。结果显示，有养老保险的居民的消费水平要显著高于没有养老保险的居民的消费水平，说明人们在没有养老的后顾之忧后，消费的倾向更加强烈。模型的拟合优度R2值仍是0.722，没有发生变动。
在回归模型4中，我们要检验年龄与消费是否存在倒U型关系。结果显示，年龄的二次项系数为-0.362，显著性水平为1%，这说明倒U型关系存在。具体来说，年轻时随着年龄增长，消费也随之增长；到达一定年龄后，消费会随着年龄增长而下降。
最后，我们选取模型4做为我们最终的分析模型。
二、模型检验
1.经济意义检验
（1）β1=0.038，表示在其他条件不变的情况下，具有养老保险的居民较其他类型居民，消费高出0.038个单位（对数值）。这种结果符合经济现实。
（2）β2=0.812，表示在其他条件不变的情况下，居民可支配收入每增长1个百分点（对数值），居民消费增加0.812个百分点（对数值）。这种结果符合经济现实。
（3）β3=2.595，β4=-0.362，表示在其他条件不变的情况下，年龄与居民消费的关系呈现先增长后下降的态势。这种结果符合经济现实。
（4）β5=0.031，表示在其他条件不变的情况下，教育年限（对数值）每增长1个百分点，居民消费增加0.031个百分点（对数值）；反之，降低0.303 1 个百分点。这种结果符合经济现实。
（5）β6=0.064，表示在其他条件不变的情况下，具有城镇户口的居民较其他类型居民，消费高出0.064个单位（对数值）。这种结果符合经济现实。
（6）β7=0.041，表示在其他条件不变的情况下，在国有单位工作的居民较其他类型居民，消费高出0.041个单位（对数值）。这种结果符合经济现实。
综合以上分析，模型4完全符合经济现实，经济意义检验通过。
2.统计与计量检验
通过上述线性回归得到模型，现在就其具体形式进行检验。
（1）拟合优度检验
R2的值越接近1，说明回归直线对观测值的拟合程度越好；反之，R2的值越接近0，说明回归直线对观测值的拟合程度越差。
由回归参数估计结果可得，样本决定系数R2=0.724，修正的可决系数为0.723，这说明模型对样本的拟合度较好。
（2）F检验——整个回归方程显著性检验
针对H0（所有自变量的系数全等于零）：β1～β7=0，给定显著性水平α=0.05，在F分布表中查出自由度为k=7和n-k-1=5 055的临界值Fα（7，5 056）=2.01。由OLS回归分析表得到F=1 893，由于F=1 893> Fα（7，5 056）=2.01，应拒绝原假设H0，说明回归方程显著，即我们所选取的收入、社保、年龄等7个变量确实对居民消费水平有显著影响。
（3）T检验
分别针对H0：βj=0（j=1，2，3，4，5，6，7），给定显著性水平α=0.05，查t分布表得自由度为n-k-1=5 055的tα/2（n-k-1）=1.96。由OLS回归可得，与β1，β2，β3，…，β7对应的t统计量分别为244、94.52、5.48、-5.87、2.92、3.82、2.37，因而，所有待估计系数的t检验量均大于5%显著性水平（双侧）上的临界值1.96，所有的变量均在5%水平上显著；并且，不难发现大部分系数估计在1%水平上显著。
（4）多重共线性检验
由表3所示相关系数矩阵可以看出，各解释变量相互之间的相关系数较低，说明我们所选取的变量不存在多重共线性。
（5）异方差检验
首先，我们可以在完成回归后，画出残差与拟合值的散点图。从图1大致可以看出，lnexp的拟合值在中等水平时，扰动项的方差较大。
其次，为了得到准确的检验结果，我们可以利用怀特检验，得到图2所示结果。
检验结果显示，P值等于0.000 0，故强烈拒绝同方差的原假设，认为存在异方差，这个检验结果证实了之前根据残差图所做的大致判断。
为了纠正异方差的影响，我们使用加权最小二乘法估计（WLS）和“OLS+稳健标准差”2种办法来重新估计模型4，结果见表4。在WLS估计中，解释变量lnincome可以解释lne2（残差平方的对数值）近62.94%变动，说明残差平方的变动与lnincome高度相关，从而确定了权重变量。