社会保障制度
SOCIAL SECURITY SYSTEM
1997年， 中国确立了部分积累的养老保险制
度，这一制度遵循了世界银行的三支柱模式。 世界
银行确立这一模式的理论依据在于，现收现付的养
老金制度会挤出居民储蓄，从而减少一国的资本积
累，而基金积累制会增加一国的国民储蓄，有利于
资本积累，促进经济增长。 [1]但在经验研究方面，现
收现付制和基金积累制的储蓄效应依然是不确定
的，其结论存在很大差异。 总的来看，现收现付制储
蓄效应的结论较为一致，即它会对一国储蓄产生挤
出效应，尽管挤出效应的大小并不一致；但对基金
积累制的储蓄效应还没有取得一致的结论。
费尔德斯坦在研究中国养老保险制度改革时
指出，现收现付的养老保险制度会导致居民家庭减
少私人储蓄，但在中国的经济环境下，养老金收入
究竟会对私人储蓄产生多大的替代率仍是不确定
的。 [2]理论本身并不能说明养老保险体制对私人储
蓄的替代效应为多大，在某个国家具体的经济环境
下， 对这一效应的检验仍依赖于经验分析。 [3]在中
国，由于数据和研究方法的限制，学术界尚未涉足
中国养老保险制度储蓄效应的经验研究。本文利用
中国社会科学院经济研究所收入分配课题组 2002
年城镇居民调查数据，对中国养老保险体制改革的
储蓄效应进行经验分析，以期得出一些有意义的结
论和启示。
一、文献回顾
根据所用数据不同，现有文献所采用的分析方
法主要有三类：横截面数据分析、时间序列数据分
析和跨国分析。 对时间序列分析而言，由于现有文
献结论存在巨大差异，而且其理论本身也存在诸多
问题，所以，它似乎并不能提供有效的信息。 另外，
由于跨国分析的方法存在内生性的问题，这类分析
对养老保障制度储蓄效应估计的符号和大小具有
更大的分歧。 与此相比较，利用微观住户调查数据
进行的横截面分析得出的结论较为统一。
对于不同国家而言，除了所用数据和方法等因
素，养老金制度储蓄效应的定量结果还依赖于一国
的经济条件、制度环境以及人们的储蓄行为和偏好
等。因此，在不同的研究中，对各国养老金制度储蓄
效应的估计结果也有所不同。 从发达国家有关微观
调查数据的研究文献来看，大部分验证替代效应的
经验分析利用的是美国的相关数据。 由于所用数
据、估计方法和估计时期等方面的不同，各类研究
所得出的结果也有所差异，故我们无法准确判定这
一替代效应为多大，但大多数研究支持了替代效应
的存在。
Feldstein and Pellechio最早利用美国的数据进
行经验分析，他们设立了简单的线性估计方程进行
回归，其估计结果证实了现收现付的养老保险制度
对居民私人储蓄存在很大的替代效应，其替代率为
70％左右。 [4]之后，大量文献沿用或改善其方法，进
一步研究了美国养老金财产的替代效应。 King and
Dicks-Mireaux[5]、Dicks-Mireaux and King[6]利用加拿
大的住户调查数据进行了相关研究。他们的分析认
为，现收现付的公共养老金对家庭财产的替代率在
中国养老保险制度的储蓄效应
王亚柯
摘 要：1997年，中国确立了部分积累的养老保险制度。 利用中国社会科学院经济研究所收入分配
课题组 2002年城镇居民调查数据，对中国养老保险制度的储蓄效应进行的经验分析表明：现收现付的养
老金会在很大程度上减少居民储蓄，其替代率在 70％～80％之间，而个人账户养老金对居民家庭储蓄并不
存在替代效应，反而会增加居民家庭储蓄。 因此，就中国目前的实际情况看，养老保险的基金积累制比现
收现付制更有利于增加国民储蓄。
关键词：养老金财产/现收现付制/基金积累制/储蓄效应
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17％～21％之间，而完全积累的职业养老金的替代效
应相对较高， 在 28％～51％之间。 在欧盟国家中，
Takayama 利用日本的数据 [7]，Jappelli [8] 和 Attanasio
and Brugiavini[9] 利用意大利的数据，Alessie, Kapteyn
and Klijn[10] 和 Euwals[11] 利用荷兰的数据，以及 At－
tanasio and Rohwedder [12] 利用英国的调查数据相继
进行了养老金财产储蓄效应的经验分析。 从这些研
究来看，现收现付的公共养老金财产对家庭财产的
替代率在 20％～100％之间变动，而且大多数研究都
在 60％左右， 但对基金积累的职业养老金而言，不
同研究的估计结果具有相当大的差别。
二、数据、变量设定和估计模型
本文所用数据来自中国社会科学院经济研究
所收入分配课题组 2002年城镇居民调查数据。 这
次调查的取样来自国家统计局常规住户调查的样
本框， 从而使得调查数据具有代表性。 ①这一数据
的住户数为 6835户，样本数为 20632个。 根据研究
的需要，我们对这一样本进行处理，仅选取在企业
单位就业的职工，并根据问卷中“所交纳的养老基
金”来确定职工是否参加养老保险制度。 此外，我们
还根据法定退休年龄， 截取 20～59岁男性和 20～54
岁女性， 且在 2002年底的状况与身份是工作或就
业。 最后，本文计算所用数据的住户数为 2266户，
样本数为 4213个。
本文利用线性模型来估计养老金财产对家庭
储蓄的经济效应，估计方程如下：
Wi＝α0＋β1SSWi＋β2PWi＋α1f（Ai）＋α2f（Yi）＋α3Zi＋ui
式中，Wi是家庭 i的财产。 SSWi代表家庭 i的基
础养老金财产，被定义为夫妻基础养老金财产之和。
PWi指的是家庭 i夫妻的个人账户养老金财产之和。
要指出的是，PWi是过渡性养老金和个人账户养老
金的总和。 ② f（Ai）表示丈夫年龄的分段函数。 ③ f（Yi）
表示家庭持久性收入的函数， 是家庭持久性收入及
其平方项。 向量 Zi是指影响居民财产积累的其他因
素， 包括丈夫受教育程度的虚拟变量、 退休成员比
例、失业成员比例、机关事业单位成员比例和地区变
量。 ui是残差项， 代表影响财产积累的不可观测因
素。 α和 β是估计参数，β代表养老金财产对家庭财
产储蓄的经济效应。若－1＜β＜0，则意味着基础养老金
或个人账户养老金对家庭财产存在替代效应。 若
β＝－1，则表示两者之间存在完全替代关系，即养老金
增加 1元会导致家庭减少 1元的财产储蓄。
在本文所用数据中，因变量家庭财产是金融资
产、房产、耐用消费品价值、生产性固定资产估价和
其他资产估计现值的总和，并减去各种负债。 持久
性收入仅包括工资性收入和经营性收入，它是净年
收入，不仅扣除了个人所得税，而且还扣除了社会
保障的各项支出，即个人交纳的养老基金、住房公
积金、医疗基金、失业保险金等项目。本文采用 King
与 Dicks-Mireaux [13]的方法分别估计户主及其配偶
的持久性收入，并将其加总。
在实践中， 精确测度养老金财产是非常困难
的。 横截面数据分析通常假定，现有的养老保险制
度是可持续的，人们了解现有养老保险制度，按照
规定缴纳费用，并理性预期未来的养老金收入。 本
文也采用这一假定，养老金财产是职工未来养老金
收入的精算现值减去养老保险缴费现值后的净收
益。 ④本文所用数据中， 个人年收入是已经扣除收
入税和养老保险缴费后的净收入，故计算养老金财
产时不重复剔除养老保险缴费，仅计算企业职工的
未来养老金收入。 我们所选样本年龄在 20岁至 59
岁之间，大多属于“中人”，“中人”养老金财产包括
基础养老金、个人账户养老金和过渡性养老金。 对
少量“新人”而言，过渡性养老金计为零。
（1）基础养老金
假设职工年龄为 a岁，r为法定退休年龄，职工
所在省份地区 t－1年平均工资为 Wt-1， 替代率为 θ，
社会平均工资增长率为 g，那么，职工退休时的基础
养老金可表示为：ba,t=θWt-1(1+g)(r-a)。 若 T为总的生命
周期，Sr，n是职工从 r岁到 n 岁的生存概率，d 是实
际贴现率，则 a岁职工预期退休后获得养老金的精
算值为：
T
n > r
移Sr,nba,t 1+g1+d移 移
n-r
。 Sa，r是从 a岁活到 r岁的
概率， 则 a岁职工 t年预期未来基础养老金财产的
精算现值可表示为：
SSWa,t=Sa,r(1+d)-(r-a)×
T
n > r
移Sr,nba,t 1+g1+d移 移
n-r
替换掉 ba，t，这一公式可表示为：
SSWa,t=θWt-1,Sar
1+g
1+d移 移
r-a
×
T
n > r
移Sr,n 1+g1+d移 移
n-r
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（2）过渡性养老金
根据国务院于 1997年颁布的《关于建立统一
的企业职工基本养老保险制度的决定》， 职工过渡
性养老金的计算公式可表示为：
TP=NR 1N Wt+59-a
N
i = 1
移 Yi
W軘i
式中，N指视同缴费年限， 即职工在现收现付
制下的连续缴费年限，R为过渡性养老金的计发系
数，计为 ％， 1N Wt+59-a
N
i = 1
移 Yi
W軘i
表示指数化月平均
缴费工资。 那么，a岁职工 t年预期退休时获得过渡
性养老金的精算现值 TPa，t可表示为：
TPa , t =RNWt - 1 1N
N
i = 1
移 Yi
W軘 i
×Sa , r 1 + g1+d軘 軘
r - a T
n > r
移
Sr , n 1 + g1+d軘 軘
n - r
（3）个人账户养老金
若职工 t年的年工资收入为 Yt，个人工资增长率
为 g′， 那么职工在 m岁时个人账户养老金为：Tt＋m－a＝
（1＋g）m－a。 将职工在 t年以前积累的个人账户
金额记为 bt－1，Sa，m表示职工从 a岁活到 m岁的生存
概率。 则 a岁职工在 t年预期退休时个人账户积累
额 ba，t为：
ba,t=
r
m = a
移Sa , m 1 + g'1 + d軘 軘
m - a
= bt - 1
缴费满 15年职工的个人账户养老金的精算现
值可表示为：
APa,t= 110
r
m = a
移Sa,m 1+g'1+d軘 軘
m-a
+bt-1軘 軘×
r+10
n = r
移Sr,n
1+g'
1+d軘 軘
n-r
另外，缴费年限不满 15年职工的个人账户养老
金的精算现值表示为：
APa,t=
r
m = a
移Sa,m 1+g'1+d軘 軘
m-a
+bt-1
我们从 1998年开始计算个人账户，之前的工作
年限计为视同缴费年限， 将职工的工资收入总额作
为缴费工资基数来计算个人账户积累额。 由于当期
工资收入受多种随机因素的影响， 我们利用 Heck－
man[14]的方法，将职工的当期工资收入与其年龄及平
方项、受教育程度等个人特征变量进行回归，并将工
资收入函数的拟合值作为工资收入的代理变量。 本
文根据《市镇男女从业人口生命表》来测度职工每一时
期的生存概率，并将相关参数设定为：实际工资增长率
为 4％，实际贴现率为 3％，个人账户的收益率为2％⑤。
三、估计结果
我们利用最小二乘法（OLS）、最小绝对离差法
（Least Absolute Deviation） 和稳健回归（Robust
Regress）估计养老金财产的储蓄效应。对 OLS来说，
由于其估计过程是将残差平方和最小化， 故其估计
值非常容易受到离群点（outliers）的影响。一般而言，
解决异常观测值问题主要有两种方法： 一是因变量
或自变量采用对数形式。 二是利用对异常数据不敏
感的估计方法进行回归。本文采用的是后一种方法。
最小绝对离差（LAD）法是近年来被人们普遍用于处
理离群点的一种估计方法。 这一方法旨在估计解释
变量对被解释变量条件中值的影响， 而不是对条件
均值的影响，因此，它又被称为中值回归。 由于中值
不会受极限观测的巨大变化影响， 所以异常数据对
LAD得到的参数估计量影响是非常小的。 此外，我
们还运用稳健回归估计方法进行回归。 由于财产数
据的分布是高度偏斜的，所以，利用 LAD和稳健回
归来分析财产数据是非常有用的。 [15]
表 1显示了三种方法的估计结果。 从年龄分段
函数看， 当丈夫年龄为 20～34岁时， 年龄每增长 1
岁，会使得家庭财产积累减少 4500～6000元，且这一
效应在统计上非常显著。 当丈夫年龄达到 35～44岁
时，年龄增长对家庭财产的作用变得不确定。 之后，
年龄增加会对家庭财产储蓄产生正效应。 尤其是在
55～59岁时，年龄对家庭财产的促进效应变得最大。
丈夫年龄每增长 1岁， 会使得家庭财产增加 3000～
5000元。 从教育变量来看，丈夫受教育程度会对家
庭财产储蓄产生促进效应，丈夫受教育程度越高，家
庭财产储蓄越多。相对于小学及以下，大学及以上受
教育程度的家庭财产积累要高出将近 2000元。
从养老金变量来看，估计结果显示，基础养老金
对家庭储蓄具有负效应， 而个人账户养老金对家庭
储蓄存在正效应， 且在统计意义上非常显著。 从
LAD估计结果来看， 基础养老金增加 1 元会减少
元的家庭财产储蓄，个人账户养老金增加 1元，
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会使家庭财产储蓄增加 元。 在稳健回归结果
中，养老金财产每增加 1元，会挤出 元的家庭
财产，而个人账户养老金每增加 1元，会使家庭储蓄
增加 元。 也就是说，基础养老金对家庭财产储
蓄存在替代效应，其替代率在 75％～83％之间，而个
人账户养老金对家庭储蓄产生促进作用。
在收入变量中， 家庭持久性收入与家庭财产储
蓄呈正相关关系，持久性收入水平越高，家庭财产储
蓄就越多。从持久性收入的平方项来看，三种方法系
数估计值的符号和大小都存在很大不同， 我们难以
得到一致的结论。从家庭人口特征变量来看，退休成
员比例、 失业成员比例和机关事业单位比例变量的
系数估计值都为正值，且在 1％统计水平上显著。 也
就是说， 这些因素都在不同程度上促进了家庭的财
表 1 储蓄效应的估计结果
因变量：总财产 OLS LAD RR
系数 t值 系数 t值 系数 t值
丈夫特征变量：
20～34岁 －10491 －*** －6066 －*** －4373 －***
35～44岁 1720 54 －316 －
45～54岁 1113 1773 *** 2776 ***
55～59岁 9653 * 5298 ** 3044
小学及以下 — !— !— — — —
初中 23695 16949 ** 14985 **
高中 18386 1 16518 ** 19361 **
大专 44205 ** 14836 * 14136 *
大学或大学以上 37700 * 17472 * 18593 **
家庭特征变量：
基础养老金 － －*** － －*** － －***
个人账户养老金 *** ! *** ***
持久收入 *** *** !***
持久收入平方／1002 － －*** ***
退休成员比例 36765 50096 *** 46076 ***
失业成员比例 48629 56141 *** 46854 ***
机关事业成员比例 71712 ** 124408 *** 108596 ***
北京 — — !— — — —
山西 －217387 －*** －176069 －*** －153644 －***
辽宁 －132300 －*** －110273 －*** －91038 －***
江苏 －140471 －*** －109308 －*** －93517 －***
安徽 －235668 －*** －183808 －*** －158018 －***
河南 －222349 －*** －174495 －*** －150610 －***
湖北 －207043 －*** －172938 －*** －153524 －***
广东 －129328 －*** －111757 －*** －98243 －***
重庆 －228951 －*** －177695 －*** －156139 －***
四川 －229376 －*** －181066 －*** －152806 －***
云南 －221953 －*** －175987 －*** －151211 －***
甘肃 －214394 －*** －168970 －*** －144855 －***
常数项 190389 *** 169050 *** 155949 ***
F值
调整 R平方
样本量 2273 2273 2273
注：*、**和 ***分别表示在 10％、5％和 1％的统计意义上显著。
数据来源：中国社会科学院经济研究所收入分配课题组 2002年城镇居民调查数据。
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产储蓄。这些成员的比例增大，家庭财产储蓄会随之
增多。 在地区虚拟变量上，相对于北京市而言，其他
地区的家庭财产积累都较低。
在本文分析中， 基础养老金和个人账户养老金
对家庭储蓄呈现截然相反的经济效应。 解释这一结
果必须非常谨慎， 其原因可能来自两个方面： 一方
面，中国确立部分积累制以后，现收现付的公共养老
金水平下降为社会平均工资的 20％，而个人账户养
老金弥补了公共养老金下降的一部分， 其替代率大
约为 38％。 [16] 个人账户积累额由企业和职工缴费组
成，个人账户的建立可能强化了人们的认知效应，促
使人们增强为退休生活进行储蓄的意识。另一方面，
新制度下，基础养老金具有指数调节机制，即在考虑
通货膨胀、 社会工资增长等情况下利用各种指数进
行调节。与此相比，个人账户养老金没有指数调节机
制，且其收入具有较大风险。影响个人账户资金积累
额的是未来资金收益率。 但自 1997年开始，全国个
人账户基本处于空账运行的状态。 个人账户资金被
用来发放给当期的退休职工而不是用来投资， 这样
个人账户就仅成为记账的工具。在这一背景下，个人
账户的资金回报率由政府规定， 仅仅是银行 3个月
定期存款的利率。 近年来资金回报率低于通货膨胀
率，个人账户的回报率成为负值，这就使得人们降低
了对未来个人账户养老金收入的预期值， 并进行更
多的储蓄。
四、敏感性分析
在养老保险制度储蓄效应的估计中，养老金财
产的计算结果会产生很大影响，而养老金财产的估
算依赖于一些参数假定。 因此，为了检验储蓄效应
对这些参数假定的稳健性，我们需要进行敏感性分
析。 如果某一精算假设的微小变动会引起预测结果
的较大变动，就称为预测结果对这一精算假设是比
较敏感的。 反之，如果某一精算假设的变动对预测
结果的影响比较小，这时称为预测结果对精算假设
的变动不太敏感。 这些参数主要包括实际贴现率、
实际工资增长率等。
我们估计了不同参数下养老金财产的储蓄效
应，见表 2。表中的第一行是在标准参数假定下进行
的估计。 在第二行，工资增长率和贴现率都为 3％，
这意味着，实际工资增长率等于实际贴现率，两者
相互抵消，养老金收入与退休年龄无关。 与标准参
数相比，这一假定下的基础养老金财产对家庭私人
财产的替代率较大，约为 100％，而个人账户养老金
对家庭储蓄的积极作用也较大。 在第三行，实际工
资增长率为 5％，实际贴现率为 3％，基础养老金财
产的替代率大约在 ～之间。 第四行参数的
估计结果与第 1行结果最为接近。 从表 2来看，不
同的参数假定会导致基础养老金和个人账户养老金
的储蓄效应产生较小变化。 这就表明，在不同参数
假定下， 养老金财产对中国家庭财产储蓄的经济效
应是稳健的。 这一结论与 Dicks-Mireaux和 King[17]、
Jappelli[18]的发现一致。
五、结论
中国实行的部分积累的养老保险制度的理论
表 2 储蓄效应的敏感性分析
参数假定 替代效应
实际工资 实际 OLS SLAD RR
S增长率 贴现率 基础 个人账户 基础 个人账户 基础 个人账户
4％ 3％
－ 0－ －
0(－) S() (－) () 0 0(－) 0 ()
00003％ 3％
－ 0－ －
0(－) 0 () 0(－) () (－) 0 ()
00005％ 3％
－ 0－ －
0(－) 0 () 00(－) 0 () 0 0(－) ()
00005％ 4％
－ 0－ －
0(－) 0 () 0(－) ) 0(－) 0 ()
注：括号内为 t统计值，系数估计值都在 1％统计水平上显著。
数据来源：中国社会科学院经济研究所收入分配课题组 2002年城镇住户调查数据。
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依据在于，现收现付的养老金制度会挤出居民的私
人储蓄，减少资本积累，而基金积累制会增加一国
的国民储蓄，有利于资本积累，促进经济增长。 本文
利用城镇住户调查数据对这一假说进行经验分析，
证实了中国养老保险制度改革的理论基础，即基金
积累制比现收现付制更有利于增加国民储蓄。
本文分析认为，现收现付的基础养老金收入会
在很大程度上减少居民私人储蓄， 这一替代率在
70％～80％之间，而个人账户养老金对家庭私人储蓄
并不存在替代效应，反而会增加居民私人储蓄。 导
致这一结果的原因可能是中国的个人账户制仍不
完善，个人账户养老金具有很大的收入风险，人们
对新制度的信心不足，等等。 同时，在养老保险制度
转轨的过程中， 个人账户处于空账运行的状态，没
有形成真实的公共储蓄，使得个人账户制的储蓄功
能无法实现。 但个人账户养老金仍然促进居民的私
人储蓄，从而在一定程度上弥补了储蓄功能。 因此，
即使在个人账户空账的条件下，基金积累制也比现
收现付制更有利于增加国民储蓄。
注释：
① 这次抽样调查覆盖了北京、辽宁、江苏、广东、安徽、河
南、湖北、山西和甘肃等 12个省市。
② 这是由于过渡性养老金旨在弥补“中人”的个人账户
养老金。
③ 由于居民收入水平还不太高，以及转轨时期较高的收
入风险，人们更容易将一生分为几个短期分别进行消费规划。
本文将年龄函数设定为分段函数，具体形式为：
④ 2005年国务院颁发《关于完善企业职工基本养老保
险制度的决定》，对养老金计发办法进行重新规定。 但由于本
文采用的是 2002年调查数据，根据上述假定，人们按照现有
制度预期未来养老金，因此，本文根据 1997年国务院颁布的
《关于建立统一的企业职工基本养老保险制度的决定》计算养
老金财产。
⑤ 个人账户的收益回报率规定为 3个月定期存款的利
率，即 2％。
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作者简介：王亚柯，对外经济贸易大学保险学院讲
师。（北京 100029）
原载《中国人民大学学报》（京），～81
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