养老金融影响消费支出的区域差异性研究.pdf 10页

'中国科技论文在线http://www.paper.edu.cn养老金融影响消费支出的区域差异性研究**肖宏洲，龙海明（湖南大学金融与统计学院，长沙410079）5摘要：本文基于生命周期理论模型拓展，引人基本养老保险基金、企业年金和商业养老保险等指标及地区虚拟变量，利用2013-2015年我国31个省份的面板数据进行实证，深入研究养老金融影响消费支出的区域差异性。研究发现，在全国范围内养老金融通过三大功能支柱显著的影响当期居民消费。但存在明显的区域差异，东部地区企业年金对居民消费产生显著的促进作用；中部地区基本养老保险对居民消费有显著促进作用，而中部商业养老保险对居10民消费有较小的抑制作用；西部地区商业养老保险对居民消费有较小的促进作用。地区的养老金融体系建设应当突出特色化和功能性，进而促进居民消费。关键词：区域金融；养老金融；企业年金；区域差异中图分类号：F832.115ResearchonRegionalDifferencesofConsumerExpenditureonPensionXIAOHongzhou,LONGHaiming(FinanceandStatisticsSchool,HunanUniversity,Changsha410079)Abstract:Basedontheexpansionoflifecycletheorymodel,inductivebasicEndowmentInsurance20Fund,EnterpriseannuityandCommercialEndowmentInsuranceindexandregionalvirtualvariables,usingpaneldatain31provincesofChina2013-2015,thispaperempiricallystudiestheregionaldifferencesofthepensionfinancialimpactonconsumptionexpenditure.Thestudyfoundthatinthecountry,thepensionfinancehassignificantlyinfluencedtheconsumptionoftheresidentsthroughthethreemainfunctionalpillars.However,thereareobviousregionaldifferences,andtheenterprise25annuityintheeasternregionhasaremarkablepromotioneffectonresidentconsumption;ThebasicEndowmentinsuranceinthecentralregionhasaremarkableeffectontheresidentconsumption,whilethecentralcommercialEndowmentInsurancehasasmallinhibitoryeffectonresidentconsumption;theWesternareaofcommercialendowmentinsurancehasasmallboosttoresidentconsumption.Theconstructionoftheendowmentfinancialsystemintheregionshouldhighlightthecharacteristicsand30function,andpromotetheconsumptionofresidents.Keywords:Reginoalfinance;PensionFinance;EnterpriseAnnuity;RegionalDifferences0引言352016年人民银行、银监局等五部委发布的《关于金融支持养老服务业加快发展的指导意见》（银发〔2016〕65号）中明确提出，到2025年，基本建成覆盖广泛、种类齐全、功能完备、服务高效、安全稳健，与我国人口老龄化进程相适应,符合小康社会要求的金融服务体系。我国老龄化日益加剧，经济潜在增长率不断下降、银发贫困广泛存在、养老金存在巨大缺口等诸多问题接踵而至，这些问题也使养老金融的发展面临了更高的要求。从各国经40济发展的实践来看，消费需求的持续稳定增长是维持一国经济健康发展的重要因素。但我国国民储蓄率居高不下，最终消费率由2000年的62.3%下降到2015年的51.6%。国家在“十二五”规划纲要中提出扩大消费、建立提高消费水平的长效机制等来解决我国最终消费率偏作者简介：肖宏洲（1991-），男，硕士研究生，金融管理，养老金融通信联系人：龙海明（1962-），男，教授，金融管理与金融工程、金融统计、信用管理.E-mail:lhm8684859@126.com-1- 中国科技论文在线http://www.paper.edu.cn低对经济增长可持续性造成的不良影响。养老金融被认为具有稳定的长效增收的能力，能够缓解未来的不确定性，减少家庭的预45防性储蓄，显著的影响当期消费。与此同时，随着预期生命的增加和老龄社会的凸现，居民的养老金融方式越发成为人们关注的焦点，未来收入的可预见性增加又会对家庭消费产生怎样的影响呢？现阶段的养老金融无疑为居民老年时期提供了收入保障，他们又将通过怎样的途径影响家庭的消费决策呢？Feldstein(1974)认为养老金融对国民消费有两种不同的效应：[1]财富替代效应和退休效应。如果我们假设养老金选择的类型不同对家庭消费的影响表现出50差异，那差异的进一步分析又表现在哪里呢？这些问题的回答都有很重要的现实意义。1文献综述1.1国外研究现状个人对养老问题的金融安排始于Modigliani（1963）提出的生命周期理论，认为理性消[2]费者追求的是生命周期内平滑跨时期消费的效用最大化，工作时进行投资为老年时所用。55Deaton（1991）认为实现跨时平滑消费，家庭需选择合适的资产作为收入波动的减震器。而这些资产需要具备缓解流动性约束及未来的收入不确认定性，消费在不同时期间的转换能力[3]受流动性约束的影响。Carroll（1992）认为消费者面临未来收入较大不确定性时，当前消[4]费将受到负向影响。其中Feldstein（1974）指出养老金融中的养老金对居民储蓄有两种效[1]应，即替代效应和引致退休效应。他运用扩展的生命周期假说模型，表明养老金融资产对60个人的储蓄具有替代效应，会通过降低储蓄，影响居民消费支出。WouterZant（1988）以扩展的生命周期模型为基础，并修正Feldstein（1974）的模型，认为养老金通过影响居民的[5]消费倾向，进而对消费产生正向影响。1.2国内研究现状[6]贺强（2011）认为养老金融是由基本养老保险、企业年金、商业养老保险等组成的，65陈艺（2013）认为养老金融是与养老有关联的储蓄投资机制，泛指与居民终身理财和退休后[7]收入保障相关的金融服务，党俊武（2013）和余全强（2014）指出养老金融泛指居民终身理财和与退休后收入保障相关的金融服务，是个体在年轻时期所做的资产准备，在进入老年[8][9]期后将其置换为可供享用的产品或服务的金融运作机制。姚余栋、王庚宇（2016）将养[10]老金融定义为以养老为根本目的的金融活动的总和。70由于养老金融对消费的影响机理较为复杂，早期文献研究将养老金融视作社会保障进行考虑，并且通过地域的差距分析来探析内在影响机理。张伟（2005）认为保险业与社会保障在三大区域间发展不均衡，东部地区社会保障福利费的作用较显著，而中部和西部的社会保[11]障福利费、保费收入无替代关系。杨志明（2011）在探索农村社会保障与农村居民消费关系的过程中，利用动态回归模型讨论农村居民的社会保障弹性与居民消费的均衡弹性，其75结论是从整体上农村的社会保障在短期内对居民消费具有局部差异的挤出效应。从长远来[12]看，农村社会保障无论从整体还是局部上都对居民消费的提高起到了积极的促进作用。蒋南平和王向南（2012）研究认为通过提高社会保障水平促进居民消费的效果来说，在欠发[13]达城市更为显著。刘苓玲和徐雷（2012）居民消费水平与社会保障支出呈显著正相关，[14]西部地区社会保障支出对居民消费的拉动作用最大，中部次之，东部最小。纪江明（2012）80研究表明：转型期农村社会保障对居民消费支出的影响程度存在明显的地区差异，东部地区-2- 中国科技论文在线http://www.paper.edu.cn[15]受影响程度最大，西部地区最小，但影响效应都是正向的。封福育（2016）不同收入组城镇居民的边际消费倾向大致呈“几”字形，即高收入组居民和低收入组居民的边际消费倾[16]向较低，而中等收入居民的边际消费倾向较高。徐夏静和王慧芸（2016）社保支出与收入增加对消费的促进作用，越是贫穷的中西部农村地区越显著，而发达的东部城镇地区反而[17]85抑制消费，从东到西其影响的大小及方向呈梯度不均衡状况。总体来看，国内外文献对于养老金融影响消费的区域差异的研究比较全面，但也存在一些不足：一是在研究养老金融大多数文献侧重于宏观归纳，深入研究对消费的影响文章较少；二是大多数对于养老金融的研究都是分析社会养老保险与居民消费的影响，并没有将企业年金及商业寿险纳入研究范围；三是未考虑在不同区域下养老金融对消费影响程度的差异。902模型构建由于本文数据是2013—2015年的12个季度的31个省、自治区和直辖市的横截面数据，将它们看作面板数据结构。混合数据假设各横截面之间相互独立但分布不同，而面板数据是指在一定时间跨度内对相同的个体每年进行重复测量得到的数据，它允许各横截面之间存在一定的相关性。由于中国各省、自治区和直辖市之间的消费、收入等数据不可能相互独立，95所以决定建立面板数据模型。2.1基本模型设定生命周期理论是研究养老金融影响消费支出的主要理论基础，居民消费水平不受当期收入影响，而取决于生命周期内的总收入，即当期收入、未来收入和财富存量。理性的消费者会依据整个生命周期效用最大化原则配置一生的收入与消费，使得一生中预期消费支100出的现值等于各期期望收入的现值。生命周期理论的消费表达：C=βy·Y+βw·W(βy＜1,0＜βw)（1）其中，W表示居民当期财富存量，养老金融资产是财富重要组成部分；βw表示财富的边际消费倾向，Y表示居民当期可支配收入，βy表示收入的边际消费倾向。目前居民的养老金融资产种类可分为三大支柱，包括社会养老保险基金、企业年金、105商业养老寿险等金融资产。为突出养老金融的影响，本文对式（1）进行修正：Coni,t=c+β1DPIi,t+β2BAi,t+β3PAi,t+β4Insi,t+β5Indi,t+εi,t（2）其中，Con表示被解释变量居民人均消费支出，DPI表示为居民人均可支配收入，BA表示社会养老保险基金人均资产、PA表示为企业年金资产、Ins表示为商业养老寿险人均保费收入、Ind表示商业养老寿险人均赔付支出，以上皆是K维的解释变量向量，数据都表110示为自然对数值，i代表省份，t代表时间（在本文中i=1，2，…，31，t=2013q1，2013q2，…，2015q3，2005q4），β为回归系数向量；截距项c的估计值为全国范围内居民的平均自发消费，εi,t随机误差项代表模型中被忽略的随横截面和时间而变化的因素的影响。2.2指标的选取及数据检验115根据上文所总结分析的，现阶段养老金融进行分析的时候，主要考虑从社会养老保险基金、企业年金和商业养老寿险，这养老金融三大功能支柱来进行分析的。本文探讨我国养老金融影响消费支出的区域差异性，主要也是探究我国各区域的养老金融体系是如何影响了消费支出情况，主要选取的指标也是从居民消费支出和居民可支配收入，养老金融资-3- 中国科技论文在线http://www.paper.edu.cn产的三个方面，包括社会养老保险基金资产、企业年金资产和商业养老寿险。其次，还要120从指标数据的可得性来进行选择，有的指标可能会更加优越能够更好地反映出所要表达的因素，但是由于数据缺失或者是不可得，利用它来进行分析也是行不通的，所以本文在对三个解释因素选择指标时，会兼顾科学性、合理性以及数据可得性。本文模型的被解释变量是居民的人均消费支出，解释变量有5个：1.社会养老保险基金人均资产；2.企业年金人均资产；3.商业养老寿险保费收入；4.商业养老寿险赔付支出；5.居民人均可支配收入。125面板数据的单位根检验，LLC方法是对面板数据进行单位根检验的早期版本。但在时间跨度较小时，LLC方法的检验能力较差，对LLC法进行改进，并建立Harris-Tzavalis检验法。2001年Choi的Fisher-ADF检验基于逆正态检验、logit检验，提出了异质面板数据的组合式单位根检验。2003年Im、Pesaran和Shin在考虑异方差和残差自相关后，建立了面板数据单位根检验的W检验。本研究的数据年份较短，为了避免单一方法可能存在的缺130陷，因此选择Fisher-ADF检验、LLC检验、Harris—Tzavalis检验和W检验三种方法来进行面板数据单位根检验。以下指标选取人均数据，避免大城市人口效应，同时为消除经济时间序列中的异方差性影响，均以对数形式导入模型。结果表明这些时间序列的原序列都是平稳的，均在1%水平上序列平稳。因此所有变量序列都是I（0）。表1各变量的单位根检验结果检验统计量值变量Fisher-ADFLevin,HarrisW-stat结论Lin&Chu&TzavalisCon121.019-10.005-9.817-4.663平稳************BA187.161-20.349-5.724-9.901平稳************PA103.242-6.0606-6.801-3.357平稳************Ins162.755-13.271-13.149-7.757平稳************Ind103.978-8.961-10.777-3.676平稳************DPI144.915-10.907-11.948-6.157平稳************135注意:***、**、*分别表示在1%、5%、10%的显著水平上拒绝单位根假设。本文的所有指标均选取了2013年至2015年的数据，一共是31个省市的样本，因为数据可得性，选取样本为12个季度的数据。数据来源于历年中国统计年鉴、全国企业年金基金业务数据摘要、保险年鉴、国家统计局数据库和保监局数据公报。本文之所以选择2013-2015年的12个季度的分省的面板数据，是出于两个原因。其一，为了观察养老金融140格局在社会保险基金、企业年金和商业养老寿险三者之间的变化，以及这种变化对居民消费支出的影响，我们必须使用《全国企业年金基金业务数据》中的分地区企业年金数据；但是，到目前为止，基金监督司编制了2012-2015年的各季度企业年金情况表。也就是说，要研究中国各地区养老金融格局的变化，现在可以使用的数据只有2012-2015年的年金资产累计值。其二，中国城乡住户收支与生活状况调查从2012年才开始，因而居民消费支出145数据采用了新的统计口径，统一了城乡居民收入指标名称、分类和统计标准，所以我们必须使用从2013年起，才能才能获得同一口径的居民消费支出数据。我们选择的数据完全覆盖了这个时间段。研究我国养老金融影响消费支出的区域差异性，应对研究样本进行区域-4- 中国科技论文在线http://www.paper.edu.cn划分，主要是按照东部、中部、西部的划分方法。2.3经济地带划分150我国对于东部、中部和西部的划分是依照三大经济地区为依据而来的。本文对东中西部的划分如表2，东部是指商品经济发达，并且经济发展水平较高的省市；中部是指我国经济发展水平较东部省市次发达的地区，是经济发展水平中等的地区；西部则是指我国经济发展水平欠发达的西部地区。表2我国三大经济区域划分地区具体省市省市数量北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东部地区11东、海南中部地区山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8四川、贵州、云南、西藏、陕西、内蒙古、广西、甘肃、青海、宁西部地区12夏、新疆、重庆1553实证分析3.1模型设定形式的检验面板数据根据截距项和系数项是否为常数分为三类，包括混合回归模型（同时不变系数和截距、变截距模型（不变系数）和变系数（同时变截距，这三种模型的选择釆用检验。由于本文主要研究我国东、中、西部三大区域在结构方面的不同，而其内部个体结构差异不160是研究重点，因此本文不采用变系数模型。本文研究的数据样本截面较多而时间不是很长，可以认为个体差异主要表现在截面成员上，忽略时间差异。综上所述，在变系数模型和时间差异忽略的基础上，对于模型的选择主要集中由省份差异造成的截距项上的设定，即在混合估计模型、固定效应的变截距模型和随机效应的变截距这三种模型中进行选择。（1）采用Hausman检验，对固定效应模型和随机效应模型进行选择。面板数据由于个165体对象的存在，个体之间可能存在差异。如果个体间不存在差异（即不存在个体效应），则可以建立固定效应模型；如果个体间存在差异，则应建立随机效应模型。估计面板数据的一种方法是先假设为随机效应模型进行估计，若估计结果通过则认定为应建立随机效应模型；如果未通过，则进而选择固定效应模型进行估计。但是究竟该哪类模型，则可以通过Hausman（豪斯曼）检验进行判断。170Hausman检验的原假设和备择假设为：H0：随机效应模型为正确模型（即个体影响和解释变量不相关）H1：固定效应模型为正确模型（即个体影响和解释变量相关）豪斯曼检验其实是随机效应估计的一个核心的假设，因此可以将其检验假设定义为：H0：βFE=βRE175其中，βRE为估计的随机效应系数；而βFE为估计的固定效应系数。若随机效应和解释变量不相关，则二者应相等，那么这时应使用的统计量为：2"-12χ=(βFE-βRE)V(βFE-βRE)(βFE-βRE)→χ(k)（3）式中，k表示自变量的数量，且有V(βFE-βRE)=V(βFE)-V(βRE)具体地，本部分的Hausman检验如表3所示。-5- 中国科技论文在线http://www.paper.edu.cn180表3豪斯曼检验结果TestSummaryChi-sq.StatisticChi-sq.d.f.Prob.Cross-sectionrandom20.59550.0010***注：***表示在1%的水平下显著。（2）釆用F检验，在混合估计模型和固定效应的变截距模型中进行选择。首先对模型进行协方差分析检验，主要检验如下两个假设：H1：α1=α2=α3=⋯=αn（4）185H2：β1=β2=β3=⋯=βn（5）α1=α2=α3=⋯=αn其中，如果接受假设H2，则可以认为样本数据符合混合回归模型，且无需进行进一步的检验，如果拒绝假H2，则需检验假设H1。如果接受H1，则认为样本数据符合变截距模型，反之拒绝H1，则认为样本数据符合变系数模型。190通过构建的F统计量检验原假设是否成立，F统计量如下：F1={(SSE1-SSE2)/[(N-1)k]}/{SSE1/[NT-N(k+1)]}~F[(N-1)k,N(T-k-1)]（6）F2=((SSE3-SSE1)/[(N-1)(k+1)])/{SSE1/[NT-N(k+1)]}~F[(N-1)(k+1),N(T-k-1)]（7）假设检验的F统计量的计算方法为：计算变系数模型的残差平方和，记为SSE1；变截距模型的残差平方和记为SSE2；混合回归模型的残差平方和记SSE3。计算F2统计量：在假195设H2下检验统计量F2服从相应自由度下的F分布。若计算所得到的统计量F2的值不小于给定置信度下的相应临界值，则拒绝假设H2，继续检验假设H1。反之，接受H2则认为样本数据符合混合回归模型。在假设H1下检验统计量F1也服从相应自由度下的F分布，若计算所得到的统计量F1的值不小于给定置信度下的相应临界值，则拒绝假设H1。如果拒绝H1，则认为样本数据符合变系数模型，反之接受H1，则认为样本数据符合变截距模型。200对于东部地区，最终计算出的值F2=3.47，在0.01水平下F2临界值为1.80，则拒绝假设H2。继续检验F1=1.57，在0.01水平下F1临界值为1.84，可见F1小于给定置信度下的相应临界值，则接受H1：认为样本数据符合变截距模型，即东部地区应该选择固定效应变截距模型。对于中部地区，最终计算出的值F2=2.74，在0.01水平下F2临界值为2.01，则拒绝假205设H2。继续检验F1=0.93，在0.01水平下F1临界值为2.06，可见F1小于给定置信度下的相应临界值，则接受H1，中部地区应该选择固定效应变截距模型。对于西部地区，最终计算出的值F2=2.55，在0.01水平下F2临界值为1.75，则拒绝假设H2。继续检验F1=1.53，在0.01水平下F1临界值为1.79，可见F1小于给定置信度下的相应临界值，则接受H1，西部地区应该选择固定效应变截距模型。2103.2面板数据的回归结果在进行全国整体回归的时候，考虑到各样本城市的居民收入、消费可能存在截面异相关，以及社保基金、企业年金可能存在的同期相关，普通OLS估计虽是无偏和一致的，但并非最有效估计，故使用EGLS估计方法。同时对横截面个数大于时序个数的情况，权数选择按截面加权（cross-sectionweights）的方式。修正模型并且得到估计结果如下，其中Ci215表示第i个地区的居民消费对平均自发消费的偏离，度量个体间的差异。Coni,t=1.6440+0.6372DPIi,t+0.0925BAi,t+0.1070PAi,t-0.1044Insi,t+0.0668Indi,t+εi,t（8）t=(2.1948)(7.2237)(1.6927)(2.8814)(-3.5227)(2.2911)P=(0.0289)(0.0000)(0.0914)(0.0042)(0.0005)(0.0226)-6- 中国科技论文在线http://www.paper.edu.cn2R=0.9544，F统计量=201.3035，DW统计量=2.17（无自相关）220另外，Ci的估计结果见表4。表4各地区居民消费对平均自发消费的偏离的估计结果东部地区ci中部地区ci西部地区ci天津0.1940湖南0.0580内蒙古0.1133福建0.1361吉林0.0139重庆0.0608广东0.1077黑龙江0.0128青海0.0541浙江0.1007湖北0.0046四川0.0186北京0.1000河南-0.014宁夏0.0058上海0.0879江西-0.0609陕西-0.0093江苏0.0825安徽-0.0797新疆-0.0237海南0.0067山西-0.2458甘肃-0.0558河北0.0050广西-0.0640辽宁-0.0136贵州-0.0936山东-0.0890云南-0.1044西藏-0.3081从式（8）可以看出，模型的整体可决系数高达0.9544，拟合程度非常高。以社会养老保险基金资产作为自变量，其对全国整体居民消费支出具有显著的正向系数0.0925，表明居民每增持社会养老保险基金1%的资产，城镇居民消费支出将增加约0.09%，企业年金资225产每增持1%能促进消费支出增加0.1%。商业养老寿险资产每增持1%将消费将减少0.1%，即当期购买养老寿险资产抑制了消费支出，而当期的寿险赔付的正效应0.06%有助于平滑消费支出，第一支柱和第二支柱对居民的当期消费支出形成了促进作用，三者共同保障居民消费水平的稳步提升。同时，也应看到，决定居民消费支出的主要因素来自于收入，其系数达到0.6372。2303.3地区虚拟变量的引入在具体实证过程中，首先对全国的基本模型进行回归，考虑到我国各省市和地区间的养老金统筹水平不同，各省的消费、收入和养老金融水平存在较大差异。为了比较东中西部的养老金融的影响作用，其次在全国模型的基础上加入地区虚拟变量，以研究各省养老金融对其消费支出影响的异同。235结合上一节中对理论及其模型的描述，可将生命周期模型转化为基本模型来分析我国养老金融与消费支出的关系。为分析区域差异性，在回归模型中引入地区虚拟变量Dum（DumE、DumE、DumW）来探究养老金融影响消费支出的区域性差异，分别用虚拟变量对我国东、中、西部地区的省份赋值为1、对其他省份赋值为0，这样，东、中、西部省份对应的地区位置差异虚拟变量向量为（1，0，0）、（0，1，0）、（0，0，1）。240具体的计量模型为：Coni,t=c+ci+(α"DPIi,t+β"BAi,t+δ"PAi,t+ϕ"Insi,t+γ"Indi,t)(Dum)+εi,t（9）其中：下标i代表省份，τ代表时间，α"，β"，δ"，ϕ"，γ"包含了系数的维向量，为常数项，εi,t为随机误差项。αβδϕλDumEEEEEEConi,t=c+ci+（αMDPIi,t+βMBAi,t+δMPAi,t+ϕMInsi,t+λMIndi,t）DumM+εi,t(10)αβδϕλDumWWWWWW-7- 中国科技论文在线http://www.paper.edu.cn245由以上模型设定形式确定，以上方程采用固定效应模型估计式。3.4计量回归分析从上述修正模型计量回归结果如表5所示，其中带有地区虚拟变量的面板数据模型进行回归后结果整体较显著，东、中、西部地区修正后的可决系数（分别为0.95、0.86、0.86，且F值都为显著，这说明三个地区模型的拟合优度较好，三大区域模型回归的可靠性250较好。表5模型回归自变量东部中部西部全国0.52320.79470.61070.6372Dum*DPI(4.1370)***(14.3711)***(4.7834)***(7.223)***0.07690.07410.12490.0925Dum*BA(0.9066)(1.6733)*(0.7950)(1.6927)*0.18800.05840.075550.1070Dum*PA(2.8932)***(1.0258)(1.1099)(2.8814)***-0.0670-0.1253-0.0996-0.0670Dum*Ins(-0.9433)(-3.2271)***(-2.4738)**(-3.5227)***-0.01310.11060.1013-0.0131Dum*Ind(-0.3121)(3.0453)**(1.6935)*(2.2911)**值0.95710.88230.88040.9544A值0.95150.86520.86520.9497F值172.659651.848158.4069201.3035Prob(F)0.00000.00000.00000.0000注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著。东部地区的实证结果分析。1.养老金融中企业年金对居民人均消费支出的影响非常显著，显著水平为1%，而商业寿险的影响为不显著。其中企业年金对居民人均消费的影响为2550.1880，即每增持年金资产1个百分点，消费支出增加0.188个百分点。2．商业寿险保费与赔付对消费支出的影响同为负向效应但不显著，商业寿险对消费支出有一定的抑制作用。3.东部的边际消费倾向为0.5232，东部地区的边际倾向地域中西部，这与现实考察的结果相同。中部地区的实证结果分析。1.社会养老保险基金对居民人均消费支出影响非常显著，260显著水平为10%，但存在着较小的正向效应，社保资产每增持1个百分点，消费支出提高0.0741个百分点。2．企业年金对居民人均消费的影响统计上不显著，而且对消费支出的影响都不太明显，系数0.0584。3.商业寿险资产对居民消费支出存在负向效应为-0.1253，而寿险赔付影响系数为0.1106，但其系数在统计上显著。4.中部的边际消费倾向为0.7947，显著高于其他地区，265西部地区的实证结果分析。1.西部商业寿险两方面对居民人均消费支出的影响在统计上是非常显著的。赔付支出的正向效应，系数为0.1013。而商业寿险的保费支出对居民人均消费的影响仍然为负向效应，系数为-0.0996，而这对消费支出的抑制作用比中部更小，商业寿险获得了正向的综合效应。2.社会养老保险基金与企业年金一样对居民人均消费的影响不显著，即西部的促进作用不明显，每增持社会养老保险基金资产1个百分点会增加270消费支出0.1249个百分点。3.西部的边际消费倾向为0.6107，在三地区中处在中间地位。-8- 中国科技论文在线http://www.paper.edu.cn东部地区的实证结果分析。1.养老金融中企业年金对居民人均消费支出的影响非常显著，显著水平为1%，而商业寿险的影响为不显著。其中企业年金对居民人均消费的影响为0.1880，即每增持年金资产1个百分点，消费支出增加0.188个百分点。2．商业寿险保费与赔付对消费支出的影响同为负向效应但不显著，商业寿险对消费支出有一定的抑制作用。3.275东部的边际消费倾向为0.5232，东部地区的边际倾向地域中西部，这与现实考察的结果相同。中部地区的实证结果分析。1.社会养老保险基金对居民人均消费支出影响非常显著，显著水平为10%，但存在着较小的正向效应，社保资产每增持1个百分点，消费支出提高0.0741个百分点。2．企业年金对居民人均消费的影响统计上不显著，而且对消费支出的影280响都不太明显，系数0.0584。3.商业寿险资产对居民消费支出存在负向效应为-0.1253，而寿险赔付影响系数为0.1106，但其系数在统计上显著。4.中部的边际消费倾向为0.7947，显著高于其他地区，西部地区的实证结果分析。1.西部商业寿险两方面对居民人均消费支出的影响在统计上是非常显著的。赔付支出的正向效应，系数为0.1013。而商业寿险的保费支出对居民人285均消费的影响仍然为负向效应，系数为-0.0996，而这对消费支出的抑制作用比中部更小，商业寿险获得了正向的综合效应。2.社会养老保险基金与企业年金一样对居民人均消费的影响不显著，即西部的促进作用不明显，每增持社会养老保险基金资产1个百分点会增加消费支出0.1249个百分点。3.西部的边际消费倾向为0.6107，在三地区中处在中间地位。4结论290我国养老金融对三大地区的居民消费支出的影响程度大不相同，不具有全国的统一性质。综合三大地区的上述实证研究结果，结论如下：1．社会养老保险对中部地区居民消费支出具有显著的正向影响，这表明中部地区居民持有社会养老保险资产产生了增加居民消费的效应。随着“中部崛起”的提出，中部地区的经济发展增快，社会养老保险的城乡并轨和省级统筹初步完成，中央财政给基础养老金的全额补贴，中部地区的养老金融能够有效地促295进居民消费支出的增长。2．企业年金对东部地区居民消费具有较强且显著的正向影响，这由于东部拥有全国多数的国有企业支持，特别是企业年金接入资本市场具有较大的成本优势。3．商业养老寿险对中、西部地区的居民消费支出都具有显著的影响作用。商业养老寿险在参保阶段支付确定数量的“保费”所产生的“挤压”效应下，并未能够促进居民消费支出水平的提升；而其赔付阶段的“弥补”效应已足以平衡消费的波动。这凸显了商业养老寿300险对于中、西部地区居民消费的保险性，购买寿险的终身寿险、养老储蓄资产会对当期的消费支出有抑制作用，但养老寿险保单具有长期的风险规避作用，能够在更长一段时间内稳定居民消费支出的波动。4．东、中部地区可支配收入对居民消费支出的正向影响程度较大，这说明了中、西部地区消费支出的增加很大一部分原因是收入的增加造成的，而东部地区收入对消费影响相对较小，东部地区的收入中不再像中、西部地区那样要先满足日常的消费，305因而边际消费倾向低于其他两个地区。5政策建议基于上述分析，本文对于我国发展养老金融促进消费支出增长，发挥地区养老金融优势-9- 中国科技论文在线http://www.paper.edu.cn提出以下建议：（1）提高企业年金给付水平。东部地区的养老金融资产体量领先其他地区，并且东部310企业年金覆盖率达到中、西部的两部，众多企业集中在东部地区使得企业年金对促进消费有着稳定的作用。因此，要不断扩大企业年金覆盖面，东部国有企业参保积极性高，因此将非公有制企业职工作为扩面工作的重点，养老保险覆盖面扩大到各类所有制企业。同时拓展企业年金基金运营，稳定基金的保值增值，控制投资风险的前提下，应积极拓宽企业年金基金的筹资和投资渠道，最大化地提高资金的使用效率，提高年金的给付水平为居民增收。315（2）促进社会保险与商业寿险共同发展。中部地区的养老金融市场缺乏成熟的资本市场，中部城市养老资产增速快，人均消费倾向高，人们更易于接受新的养老思想，商业寿险市场化程度高和灵活性利于在中部可以得到快速发展。要在政府加大对基本养老保险的资金扶持力度，使中部地区在保持财政资金有效配置的基础上充分利用资源；同时商业寿险与政府寻求联合发展，以目前国家针对商业寿险的发展的统一政策导向，以商业寿险公司提供的320团体保险组合，弥补政府及企业员工福利对寿险、养老金的需求。（3）加强养老金融政策扶持。西部地区的养老金融需要面对这些挑战，如养老金融覆盖面、养老金水平是否充分、财政可持续性、个人承受的风险及不确定性等等。在西部发展商业寿险的产品应突出经济保障功能，能够解决西部人民出现经济能力不能支付起生活所需的风险时，寿险保险实施经济“援助”。同时突出长期寿险的储蓄功能，实现养老金的持续325性，以有效抵御通货膨胀。西部地区养老金融的推进面临的最严峻的问题就是资金缺乏。政府提供财政支持在西部地区是最好的途径。在政府财政的有力支持下，积极探索有西部地方特色的养老金融发展模式。[参考文献](References)[1]Feldstein,M.SocialSecurity,InducedRetirement,andAggregateCapitalAccumulation[J].JournalofPolitical330Economy,1974,82(5);905-926.[2]AndoA,ModiglianiF.The"LifeCycle"HypothesisofSaving:AggregateImplicationsandTests[J].AmericanEconomicReview,1963,53(1):55-84.[3]DeatonA.SavingandLiquidityConstraints[J].Econometrica,1991,59(5):1221-1248.[4]CarrollCD,HallRE,ZeldesSP.TheBuffer-StockTheoryofSaving:SomeMacroeconomicEvidence[J].335BrookingsPapersonEconomicActivity,1992,1992(2):61-156.[5]ZantW.Socialsecuritywealthandaggregateconsumption:Anextendedlife-cyclemodelestimatedforTheNetherlands[J].DeEconomist,1988,136(1):136-153.[6]贺强.建立中国养老金融体系势在必行[J].国际融资，2011（04）：35.[7]陈艺.中国养老金融业发展现状分析[J].经济研究导刊,2013(4):83-84.340[8]党俊武.老龄金融是应对人口老龄化的战略制高点[J].老龄科学研究，2013，1（5）：3-10.[9]余全强.人口老龄化背景下发展养老金融的必要性及对策分析[J].金融经济：理论版，2014(14):3-7.[10]姚余栋.王庚宇.发展养老金融与落实供给侧结构性改革[J].金融论坛，2016（05）：13-17.[11]张伟,郭金龙,张许颖,等.中国保险业发展的影响因素及地区差异分析[J].数量经济技术经济研究,2005,22(7):108-117.345[12]杨志明.农村社会保障与农村居民消费的关系--基于中国数据的经验分析[J].经济与管理,2011,25(6):28-34.[13]蒋南平,王向楠,朱琛.中国社会保障与居民消费相关性的动态研究--基于地级城市数据的实证[J].消费经济,2012(4):40-43.[14]刘苓玲,徐雷.社会保障支出、经济增长与居民消费的区域差异研究[J].人口与经济,2012(3):70-76.350[15]纪江明.中国农村社会保障对居民消费影响的地区差异研究[J].统计与信息论坛,2012,27(4):50-59.[16]封福育.社会保障对城镇居民消费的影响研究--来自CGSS2010的经验分析[J].云南财经大学学报,2016(5):62-71.[17]徐夏静,王慧芸.城乡社会保障支出对居民消费影响的地区差异研究[J].呼伦贝尔学院学报,2016,24(5):58-64.355-10-'