I前言基本養(yǎng)老保險對消費增長也有重要影響，是影響居民消費的主要因素之一。自2013年以來，國家統(tǒng)計局使用的城鄉(xiāng)一體化家庭收入和支出以及生活條件的調查數(shù)據(jù)在范圍，方法和指標方面與以往的城鄉(xiāng)家庭調查有所不同。我會。在本文中，我們使用貴州省城鎮(zhèn)居民的相關指標。調查數(shù)據(jù)。目前，大多數(shù)國內關于基本養(yǎng)老保險對人口消費影響的研究都針對經濟較發(fā)達的州和地區(qū)，但是由于每個州的經濟發(fā)展水平和人口的差異，基本養(yǎng)老保險在治療上有一定差距。研究貴州基本養(yǎng)老保險在城鎮(zhèn)居民消費決策中的作用，激發(fā)了貴州城鎮(zhèn)居民的消費需求，完善和完善了基本養(yǎng)老保險機制，提供了穩(wěn)定，健康的基礎。這對于維持經濟發(fā)展非常重要。1基本養(yǎng)老保險與城鎮(zhèn)居民消費概述1.1我國基本養(yǎng)老保險的發(fā)展歷程在計劃經濟和市場經濟的各種背景下，由于國民經濟的快速發(fā)展和人民生活水平的不斷提高，中國養(yǎng)老保險經歷了初創(chuàng)和持續(xù)改革與完善兩個階段。1.1.1養(yǎng)老保險制度初步建立1951年頒布的《中華人民共和國勞動保險條例》表明，中國的養(yǎng)老保險制度已經正式建立。本規(guī)定適用于國有企業(yè)的職工，規(guī)定了年金，退休年齡和養(yǎng)老保險分配必須滿足的條件。文革阻礙了中國的養(yǎng)老保險制度，新建立的社會保險制度被公司保險所取代。1978年，恢復了養(yǎng)老保險制度，并在各地重新啟動了社會養(yǎng)老保險制度的試點工作。1984年，中國的外資合資企業(yè)逐漸被納入中國養(yǎng)老保險體系的范圍。國家規(guī)定，外資合營企業(yè)應采用國有企業(yè)養(yǎng)老金法作為向中外合資企業(yè)中方雇員發(fā)放養(yǎng)老金的參考標準。適用于國有企業(yè)職工。1988年，國家規(guī)定私人公司也向其雇員提供養(yǎng)老保險，養(yǎng)老保險制度成為一種社會保障制度，正式惠及全國居民?；攫B(yǎng)老保險制度的早期階段具有三個主要特征。首先，早期退休金保險是現(xiàn)收現(xiàn)付的。其次，養(yǎng)老保險的覆蓋面并不全面，目標人群主要是國有企業(yè)的員工；第三，養(yǎng)老保險制度在全國范圍內不完全統(tǒng)一，不同地區(qū)的經濟水平和發(fā)展政策的不同導致養(yǎng)老保險制度不同。1.1.2養(yǎng)老保險制度的改革和完善自1991年以來，國家養(yǎng)老保險已從“現(xiàn)收現(xiàn)付”融資模式轉變?yōu)椤吧鐣y(tǒng)籌”模式。建立結合個人儲蓄養(yǎng)老保險，企業(yè)補充養(yǎng)老保險和基本養(yǎng)老保險的養(yǎng)老保險制度。個人除了由國家和企業(yè)負擔外，還應支付其部分養(yǎng)老金，從而減輕國家的經濟負擔。為了更好地保障農村老年人的生活質量，2009年，中國推出了新型的農村合作醫(yī)療保險制度，并尋求確保農村居民基本生活的途徑。開始。育兒和預防老年以及農村家庭的傳統(tǒng)模式已不能滿足農村老年人的需求。中國的農村人口占總人口的一半以上，確保農民的基本生活對于改善所有人的生活水平和建設富裕的社會至關重要。因此，農村養(yǎng)老保險的改革與發(fā)展對于深化我國社會保障的公平性和廣度，完善國家養(yǎng)老保險體系具有重要作用。2011年頒布了《中華人民共和國社會保障法》，明確了基本養(yǎng)老保險的適用范圍，發(fā)行方式，養(yǎng)老保險賬戶的運作方式。在中國現(xiàn)行的養(yǎng)老保險體系中，公司和個人儲蓄年金是對基本年金的補充。兩者的比例可以忽略不計。城市養(yǎng)老保險仍然以基本養(yǎng)老保險為主，因此本文的研究重點是基本養(yǎng)老保險。個人賬戶采用資金積累模型，由個人支付的保險費經過一定時期的積累投資后形成養(yǎng)老金。離退休職工的養(yǎng)老金來源于社會統(tǒng)籌賬戶。城鎮(zhèn)居民的基本養(yǎng)老保險包括自由職業(yè)者和公司雇員。養(yǎng)老金保費來自兩個根據(jù)工資計算的來源。個人支付其工資的8％，所有這些都存入其個人帳戶。社會統(tǒng)籌部分由保險費不超過其工資的20％的公司和財政補貼提供。對于個體工商戶，上一年度平均社會工資的20％是標準退休金保險，個人帳戶為8％，其余為社會統(tǒng)籌帳戶。為了最大程度地發(fā)揮養(yǎng)老保險保障救助和分散風險的功能，國務院規(guī)定，應當下而上逐層過度統(tǒng)籌。1.2貴州省養(yǎng)老保險的現(xiàn)狀分析貴州省位于中國北方地區(qū)，是中國重要的糧食和棉花生產區(qū)。下轄11個地級市，常住人口數(shù)7591.97萬人（2019年）。2005年至今，貴州省65歲以上的人口比例繼續(xù)增長，但隨后增長勢頭減弱。貴州省的人口老齡化和全國的人口老齡化日益嚴重。按照人口老齡化標準，65歲以上人口占7％以上的國家或地區(qū)是老年人。貴州省和全國都已超過7%的標準線。甚至貴州省在2009年之前與2017年之后比全國老齡化問題更嚴重。因此應意識到，完善基本的養(yǎng)老保障體系變得越來越緊迫，養(yǎng)老保險變得越來越重要。因此，從完善基本養(yǎng)老保障制度的具體途徑來看，貴州省需要廣泛研究，借鑒和利用其他省份的實際案例，找到一條合理可行且有效的途徑來解決居民養(yǎng)老問題。如圖1.1它顯示了2018年貴州省現(xiàn)代社會保險體系中各種保險基金的支出?；攫B(yǎng)老保險基金支出為2020.3億元，約占各項保險基金總支出的71％。這說明基本養(yǎng)老保險是社會保障體系中最重要的部分。資料來源：2019年《貴州經濟年鑒》。圖1.12018年貴州省社會保險支出結構圖1.2描繪了貴州省基本養(yǎng)老保險支出情況。從圖1.2可以看出，貴州省基本養(yǎng)老金支出近年來一直在增長，2018年養(yǎng)老金支出達到22.26億元，是2001年的20倍以上。2011年至2018年的增長率大大高于2001年至2011年的增長率，貴州省基本養(yǎng)老保險支出增長速度在加快。圖1.22001年-2018年貴州省基本養(yǎng)老基金支出資料來源：2002-2019《中國統(tǒng)計年鑒》圖1.3反映了貴州省基本養(yǎng)老保險的參保人數(shù)和養(yǎng)老保險覆蓋率。從基本養(yǎng)老保險總人口的角度看，貴州省具有基本養(yǎng)老保險的城鎮(zhèn)職工人數(shù)正在增加。2018年，貴州省市區(qū)員工人數(shù)超過1850萬，約為2001年的三倍。2005年至2018年貴州省養(yǎng)老保險覆蓋面逐步擴大。2001覆蓋率過高的原因有兩點：一是養(yǎng)老保險制度發(fā)展之相對完善，參保人數(shù)較多。二是人口總量相對較少，2001年之后，人口急劇增長，但城鎮(zhèn)職工參保人數(shù)沒有明顯提高，屬于異常情況。圖1.32001-2018年貴州省基本養(yǎng)老基金參保情況資料來源：中經網統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。1.3貴州省城鎮(zhèn)居民消費水平分析貴州省城鎮(zhèn)居民的消費水平可以與貴州省居民的消費狀況并存。圖1.4顯示了2000年至2017年的人均消費水平，貴州省居民的消費水平以及貴州省城鎮(zhèn)居民的消費水平。圖1.4人均消費水平對比資料來源：2001-2018年《中國統(tǒng)計年鑒》。圖1.4顯示了兩種變化對比：一種是2000年以來貴州省城鎮(zhèn)居民和全體居民人均消費水平的變化，另一種是貴州省城鎮(zhèn)居民與全國城鎮(zhèn)居民消費水平變化對比。首先，從貴州省內來看，近年來，貴州省城鎮(zhèn)居民消費水平不斷提高，2017年消費水平約為20,000元，是2000年的4倍，年均增長16.7％。貴州省城鎮(zhèn)居民的人均消費水平高于所有居民，并且差距近年來有所增加。這在一定程度上也反映了貴州省城鄉(xiāng)差距的擴大。其次，比較貴州省城鎮(zhèn)居民和國民的人均消費水平，很明顯，貴州省城鎮(zhèn)居民的消費水平還沒有達到全國平均水平，增長率基本沒有變化。這表明貴州城鎮(zhèn)居民消費水平仍有一定的上升空間。此外，尋找刺激人口消費的方式，從而在促進區(qū)域經濟發(fā)展中發(fā)揮作用，是貴州保持長期健康增長的有效途徑。2基本養(yǎng)老保險影響消費的理論基礎2.1費爾德斯坦的“引致退休效應”基本養(yǎng)老保險是社會保障體系的重要組成部分。它由基本醫(yī)療保險，生育保險，工傷保險和失業(yè)保險構成當前的社會保險體系。它是其中之一具體來說，所謂的養(yǎng)老保險涵蓋了國家為工人設定的年齡限制，這些工人由于缺乏能力而無法履行其工作義務或退出其職位和基本生活。由國家和社會根據(jù)某些法律法規(guī)建立的，以確保達到目標。社會保險制度。費爾德斯坦認為，社會保障體系的改善將使居民能夠期望一種特定的收入來源來滿足其退休生活的需求，從而減少未來退休所需的儲蓄。我會。這種現(xiàn)象就是“資產替代效應”。另一方面，隨著社會保障體系的完善，人們越來越需要通過退休金等方式提前退休和維持生活。制度使社會需要更多的儲蓄來維持生命，這種現(xiàn)象也被稱為“誘發(fā)退休效應”。基于費爾德斯坦的相關理論，許多學者陸續(xù)提出理論觀點，并且一些人認為，擁堵效應的程度應與人口結構有關。老年人在人口中的比例越大，替代儲蓄的效果就越大。如圖2.1所示，工作中青年人儲蓄的主要類型是預防性儲蓄，例如疾病預防和購房，但中年儲蓄包括預防性儲蓄，不包括未來的養(yǎng)老金。而且往往具有養(yǎng)老金儲蓄的雙重性質。我們不僅應該有足夠的可用資金，而且還需要考慮確保某些資金用于子孫后代的生計。儲蓄的主要來源是養(yǎng)老金儲蓄，因為老年人沒有固定的工作收入來源，退休后通常依靠國家的社會保障來維持生活。社會保障體系主要可以代替養(yǎng)老儲蓄，但預防性儲蓄是不可能的，因此，對于人口老齡化的國家和城市，社會保障對儲蓄的影響很大，并增加了當?shù)叵M。私人儲蓄私人儲蓄養(yǎng)老儲蓄預防性儲蓄養(yǎng)老儲蓄預防性儲蓄年輕人老年人年輕人老年人中年人中年人圖2.1年齡結構與不同儲蓄結構圖2.2消費與儲蓄的生命周期假說莫迪利安尼、安東和布倫貝格提出的生命周期假設也稱為消費和儲蓄的生命周期假設，基于以下兩個假設：第一，消費者是完全理性的，可以根據(jù)理性的消費或儲蓄決定以合理的方式使用其收入。第二，消費者決策的唯一目標是最大化效用。也就是說，理性的消費者使用生命周期的收入根據(jù)效用最大化的原則做出消費決策，因此總收入等于總消費。該假設建立的生命周期模型為：C其中，Ct是t時期的人均消費，Yt是每個時期的人均收入，Wt-1是t-1時期的人均收入，通常t-1時期的人均財產可用人均儲蓄代替或人均消費。該假設意味著，如果人們期望將來一段時間內沒有收入來源，然后他們將在當前期間進行儲蓄以滿足未來的消費需求并解釋人們的儲蓄行為。養(yǎng)老保險對消費的影響可以據(jù)此進行分析。費爾德斯坦（1974）將年金變量引入生命周期假設模型，從而建立了修正的生命周期模型：C其中，SSWt代表時期t的養(yǎng)老保險資產。他提出了養(yǎng)老保險對人口儲蓄和退休影響的另一種影響，并認為這兩種影響將決定養(yǎng)老保險對人口消費的最終影響。在我國，法律規(guī)定了雇員的法定退休年齡，這一要求適用于大多數(shù)雇員。因此，在中國基本養(yǎng)老保險制度下，提前退休的退休效果遠低于基本養(yǎng)老保險的替代效果。根據(jù)修訂后的生命周期假說，中國的基本養(yǎng)老保險可以在促進居民消費方面發(fā)揮作用。3基本養(yǎng)老保險對城鎮(zhèn)居民消費影響的實證研究本文選擇2001年至2018年貴州省的相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)，以顯示各種相關的可支配收入，人均儲蓄，人均消費支出以及與基本養(yǎng)老保險有關的各種數(shù)據(jù)。分析數(shù)據(jù)類型之間的關系。對變量之間的關系進行更全面的分析可以客觀地反映貴州的現(xiàn)狀。3.1數(shù)據(jù)的選取與基礎性分析自貴州省城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險制度改革實施以來，基本養(yǎng)老保險體系日益完善，探究貴州省養(yǎng)老保險繳費對居民消費和儲蓄的影響以及二者的相關性具有重要的意義表1中的數(shù)據(jù)描述了以8％的養(yǎng)老金繳費率繳納基本養(yǎng)老保險后，貴州省城鎮(zhèn)居民人均消費的變化。在工資計算中，城鎮(zhèn)居民人均養(yǎng)老保險繳費是城鎮(zhèn)居民人均工資乘以8％。從分析表中不難看出，2003年至2012年，貴州省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入比重呈逐年下降的趨勢，而人均儲蓄水平則逐年上升。但是，城鎮(zhèn)居民人均消費和基本養(yǎng)老保險金支付額占人均收入的比重也呈下降趨勢，但在2012年之后，該指標出現(xiàn)反彈。表3.12000-2018年貴州省城鎮(zhèn)居民人均收入、人居消費及養(yǎng)老保險繳費情況時間城鎮(zhèn)人均可支配收入（元）城鎮(zhèn)居民消費性支出（元）人均消費額占人均收入（%）職工平均工資（元）人均養(yǎng)老保險繳費（元）養(yǎng)老保險繳費與人均消費支出之和（元）養(yǎng)老保險繳費與人均消費占人均可支配收入比（%）人均儲蓄額（元）20015984.824479.7574.858730698.45178.1586.52806.6720026678.735068.3875.8910032802.565870.9487.91807.7920037239.125439.7275.1411189895.126334.8487.51904.2820047951.315819.1873.191292510346853.1886.191098.1320059107.096699.6773.57147071176.567876.2386.481230.86200610304.567343.4971.26165901327.28670.6984.141633.87200711690.478234.9770.44199111592.889827.8584.071862.62200813441.099086.7367.60247561980.4811067.2182.342373.88200914718.259678.7565.76283832270.6411949.3981.192768.86201016263.4310318.3263.44323062584.4812902.879.343360.63201118292.2311609.2963.47359732877.8414487.1379.203805.1201220543.4412531.1261.00395423163.3615694.4876.404848.96201322226.7514970.0367.35425323402.5618372.5982.663854.16201424141.3416203.8267.12462393699.1219902.9482.444238.4201526152.1617586.6267.25524094192.7221779.3483.284372.82201628249.3919105.8967.63569874558.9623664.8583.774584.54201730547.7620600.3567.44652665221.2825821.6384.534726.132018329972212767.06716335730.6427857.6484.425139.36資料來源：2019年《貴州經濟年鑒》、國家統(tǒng)計局網站，并加入相關計算。從以上分析可以看出，個人年金保險的8％的繳費率沒有超過居民的承受能力，繳費后，居民的人均實際儲蓄在不影響原有消費水平的前提下不斷增加?？梢钥吹剿娘@示?？鄢诵萁鸨ｋU費后，人均儲蓄仍處于較高水平，近幾年城鎮(zhèn)居民儲蓄在波動中，但是總體趨勢有所增加，人均可支配收入的增長率有所提高。2001年至2018年，貴州省城鎮(zhèn)居民人均儲蓄平均增長率約為10.63％，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入平均增長率為9.84％。由此可見，個人養(yǎng)老保險的8％繳費率對個人儲蓄沒有顯著影響，城鎮(zhèn)居民仍然保持較高的儲蓄率。根據(jù)現(xiàn)有的養(yǎng)老保險制度，對貴州省城鎮(zhèn)居民儲蓄的時間趨勢分析表明，個人賬戶繳費率為8％，完全在個人負擔范圍內，對個人消費支出有很大影響。表示您不給。每個居民的儲蓄仍在逐年增加。從2001年到2018年，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的平均增長率（9.84％）高于城鎮(zhèn)居民個人消費的平均增長率（9.22％）。3.2模型的建立本文提出的理論選擇了可持續(xù)收入的理論概念和生命周期的理論模型，并在這兩方面進行了改進，以確定基本養(yǎng)老保險對城市消費的影響問題?；貧w模型和數(shù)據(jù)選擇：根據(jù)經濟學家F.Modigliani的生命周期消耗理論，以下等式成立。： C=αWR+βYL （3-1）公式中，C是居民的消費支出，WR是有形資產，α是消耗有形資產的趨勢，即每年根據(jù)有形資產消耗的資產比例，YL主要是日收入，即每日收入消耗的百分比。從該公式可以看出，只有兩個因素會影響人口的消費。一個是財富的數(shù)量，另一個是收入的數(shù)量。對于中國居民來說，這里的財富主要是儲蓄，可以將收入與養(yǎng)老金收入?yún)^(qū)分開。然后3-1可以轉變?yōu)椋篊=αWR+β1Y+其中P為養(yǎng)老金支出，Y為除養(yǎng)老金外其他收入基于3-2式，建立如下回歸模型：Ct=ε+αWRCt是t年城市居民的人均消費支出，WRt-1是t-1年末的財富，Yt是城市居民的人均可支配收入，Pt是人均養(yǎng)老金收入。盡管WRt-1主要基于中國的人均儲蓄，但由于《貴州統(tǒng)計年鑒》中人均儲蓄的數(shù)據(jù)不完整，因此該變量被丟棄。原因之一是調查養(yǎng)老保險對城市人口消費的影響，消費的最重要因素是人均可支配收入而不是人均儲蓄..它對研究目的和結果有很大的影響。從人均科目變量來看，人均養(yǎng)老保險變量的人均科目是基本養(yǎng)老保險范圍內的退休人員，人均消費和人均可支配收入的人均主題是城市居民。已引入年金覆蓋率變量以減少人均主題差異引起的錯誤。這是被保險城市居民人數(shù)與城市居民總人數(shù)的比率。由人均主題差異引起的錯誤可以在某種程度上得到糾正。因此，可將3-3式變?yōu)椋篊t=α+β為了減少多重共線性并消除尺寸，獲得了兩側的對數(shù)：lnCt=α+Ct為人均消費性支出；Yt為人均可支配收入；Pt表示人均基本養(yǎng)老保險支出；Ft為養(yǎng)老保險的覆蓋率。由3-5式中的各項指標，收集相關性數(shù)據(jù)，如表3.2所示.表3.22001-2018年貴州省人均可支配收入、消費支出及養(yǎng)老情況年份城鎮(zhèn)居民人均可支配收入城鎮(zhèn)人均消費性支出人均養(yǎng)老保險基金支出養(yǎng)老保險覆蓋率20015984.824479.756691.947140.48831820026678.735068.387922.915580.47801220037239.125439.727524.399340.29328820047951.315819.188090.551230.28006120059107.096699.679004.625410.274187200610304.567343.4910954.07850.279526200711690.478234.9712545.81130.284655200813441.099086.7315117.01910.29458200914718.259678.7516388.64610.29884201016263.4310318.3217410.40460.308764201118292.2311609.2919688.56680.320995201220543.4412531.1223166.9570.330041201322226.7514970.0324859.73980.338582201424141.3416203.8226950.21490.346461201526152.1617586.6230858.01330.346473201628249.3919105.8932441.70710.35228201730547.7620600.3532540.23190.3712832018329972212744366.1850.371964資料來源：2019年《貴州經濟年鑒》。3.3lnCt與lnPt關系圖在回歸分析中，散點圖可以直觀地表示因變量與自變量的總體趨勢，并為數(shù)據(jù)點進行擬合選擇適當?shù)暮瘮?shù)。用人均消費（lnCt）與人均養(yǎng)老保險支出（lnPt）兩組數(shù)據(jù)形成多個坐標點，繪制散點圖，進行曲線擬合，檢查坐標點的分布，并確定兩個變量之間存在何種關系。圖3.2人均養(yǎng)老保險支出與人均消費散點圖和擬合曲線散點圖直接表明，人均養(yǎng)老保險支出與人均消費之間存在線性關系。從養(yǎng)老保險支出與人均消費的擬合曲線看，兩者具有正相關關系，即城鎮(zhèn)居民人均消費養(yǎng)老保險支出具有積極的促進作用。3.4變量的單位根檢驗由于虛假回歸的問題，在擬合動態(tài)回歸模型時，應首先檢查每個序列的穩(wěn)定性。只有當所有序列都穩(wěn)定時，才能擬合多個序列之間的動態(tài)回歸關系。測試數(shù)據(jù)一致性的最常見方法是ADF單位根測試。ADF測試中有三種類型的單位根測試。第一種是常數(shù)均值和非趨勢p階自回歸，第二種是常數(shù)均值和非趨勢p階自回歸，第三種是常數(shù)。具有恒定均值和線性趨勢的p階自回歸。最初的假設：變量是具有單位根的非平穩(wěn)序列。替代假設：前兩種類型是：變量是固定時間序列第三種類型是：變量為趨勢平穩(wěn)序列表3.3是變量進行單位根檢驗的結果。表3.3變量單位根檢驗值變量ADF檢驗p值變量ADF檢驗p值lnCt0.0124lnPt0.9652▽lnCt0.0105▽lnPt0.0101lnYt0.9564lnFt0.0001▽lnYt0.3791▽lnFt0.0027從表3.3中可以看出，ADF測試lnYt和lnPt的p值均大于0.05。這意味著lnYt和lnPt沒有通過原始狀態(tài)測試，并且序列不穩(wěn)定。然后，將每個參數(shù)設置為一階差，您可以看到lnCt，lnPt和lnFt的一階差都通過了單位根檢驗。拒絕原假設。lnCt、lnPt和lnFt在一階差分下該時間序列數(shù)據(jù)是平穩(wěn)，lnYt在一階差分下是接受原假設，序列不平穩(wěn)。因為lnYt序列是非平穩(wěn)的，但是序列與序列之間可能存在非常密切的長期均衡關系，因此做協(xié)整檢驗。3.5協(xié)整檢驗ADF變量的根檢驗表明變量lnYt序列是非平穩(wěn)的，并執(zhí)行了協(xié)整檢驗。協(xié)整檢驗是對非平穩(wěn)經濟變量的長期均衡關系的統(tǒng)計描述。在多個非平穩(wěn)序列之間建立動態(tài)回歸模型的關鍵是序列之間是否存在核心積分關系。因此，必須在模型上運行協(xié)整測試（Engle-Ganger測試，或簡稱EG）。檢驗的假設是原始假設：序列之間沒有協(xié)整關系替代假設：序列之間存在協(xié)整關系lnYt序列是不穩(wěn)定的。對模型進行OLS回歸，得到回歸結果如下：lnCt=0.525736+0.060794從而可得：μt=為了知道（3-7）是否平穩(wěn)，為了采用基于殘差的協(xié)整檢驗，需要進行單位根檢驗，即ADF檢驗結果如表3.4：表3.4殘差單位根檢驗變量ADF值1%level5%level10%levelμt-4.599991-2.717511-1.964418-1.605603執(zhí)行協(xié)整測試時，不能使用Eviews提供的臨界值。這是ADF臨界值，而不是協(xié)整測試臨界值。使用麥金農提供的協(xié)整檢驗的臨界值計算，C（α）=?其中C（α）表示協(xié)整檢驗的臨界值，α表示檢驗水平，T表示樣本容量或序列長度，?∞，?1表3.5協(xié)整檢驗的臨界值臨界值1%level5%level10%levelC-5.630805-4.766497-4.371081從表3.4與表3.5綜合可以看出，ADF值=-4.59991<-4.371081,協(xié)整方程通過了顯著性檢驗，說明在10％的置信水平下，城鎮(zhèn)居民的消費與人均養(yǎng)老保險基金支出，城鎮(zhèn)居民可支配收入和養(yǎng)老保險覆蓋支出變量之間存在長期穩(wěn)定的關系。并且對人均消費都有一定的促進作用。3.6Granger因果關系檢驗Granger因果關系檢驗是為了檢驗某個變量的滯后值是否對所解釋變量的信息具有預測能力。從Granger因果關系檢驗得出的因果關系不是實際經濟活動中的因果關系。Granger因果檢驗假設：原始假設：解釋變量對解釋變量沒有預測能力替代假設：解釋變量具有對解釋變量的預測能力。協(xié)整檢驗的結果表明，城鎮(zhèn)居民消費與人均養(yǎng)老金支出，城鎮(zhèn)居民可支配收入和養(yǎng)老保險支出之間存在長期穩(wěn)定的關系。探索lnCt，lnYt，lnCt-1和lnPt之間的因果關系，并確定解釋變量對解釋變量是否具有預測能力。表3.6是對lnCt、lnYt、lnCt-1、lnPt的因果檢驗的結果：表3.6因果關系檢驗值Granger因果關系F-StatisticProb.結論lnCt→lnYt1.127540.3063接受原假設lnYt→lnCt3.818760.0448拒絕原假設lnCt→lnPt0.778200.3926接受原假設lnPt→lnCt5.588510.0331拒絕原假設lnCt→lnFt0.071650.7929接受原假設lnFt→lnCt4.856430.0701拒絕原假設從F值得檢測結果可以判斷，在5％的置信水平下，城市居民的人均可支配收入（lnYt）和人均養(yǎng)老保險支出（lnPt）（lnCt）有預測能力。在10%置信水平下，養(yǎng)老保險覆蓋率（lnPt）對城鎮(zhèn)人居消費（lnCt）有預測能力。協(xié)整檢驗結果表明，變量與變量間的因果關系具有一定可行性，將結果表示3-8所示：lnCt=0.525736+0.060794Se=(0.2022)(0.2279)(0.2417)(0.1285)T=(1.2855)(3.9935)(3.6557)(0.1292）R-squared=0.9940AdjustedR-squared=0.9926Durbin-Watsonstat=2.1566Prob(F-statistic)=0.0000從參數(shù)估計中，我們可以看到R值接近1。這表明數(shù)據(jù)擬合度良好，DW值水平接近2表示殘差不是自相關的，就T值而言，條件得到了更好的滿足。參數(shù)估計令人信服。從參數(shù)大小的角度來看，人均可支配收入是影響消費的主要因素。收入增長了1個百分點，當前人均消費支出增長了0.88％。這表明貴州省人均消費支出仍然受到人均可支配收入的影響。影響更大，每增加一個養(yǎng)老金覆蓋點，人均經常支出就會增加0.06％。這說明加大養(yǎng)老保險宣傳力度，提高養(yǎng)老保險覆蓋率對人均消費有一點促進；以養(yǎng)老保險覆蓋率為控制變量，人均社會養(yǎng)老保險支出和人均社會養(yǎng)老保險支出增加了1個百分點，成為影響人均消費支出的主要解釋變量，引起當期人均消費性支出增加0.03%，表明人均養(yǎng)老保險對消費雖有著一定的促進作用，但影響力度不大，貴州省的養(yǎng)老保險制度還存在一定不足。經過單位根檢驗，協(xié)整檢驗和格蘭杰因果關系檢驗的結果表明，基本養(yǎng)老保險的整合與貴州省城鎮(zhèn)居民的消費之間存在長期的均衡關系。城鎮(zhèn)居民人均基本養(yǎng)老金支出，有一定的預測能力。4結論與建議4.1結論首先，通過分析貴州省城鎮(zhèn)居民過去幾年的有關數(shù)據(jù)（居民收入，消費，養(yǎng)老保險費等），城鎮(zhèn)居民平均工資的急劇上升表明我們可以得出結論，這導致了增長的加速。退休后的預期收入有所增加。但是，城鎮(zhèn)居民儲蓄繼續(xù)增長。長期以來，儲蓄往往很強勁，消費傾向弱的局面一直沒有改變。這說明貴州的社會保障水平，特別是基本養(yǎng)老保險的發(fā)展水平不能滿足人們退休后的消費需求。這表明城市居民傾向于增加退休時的消費水平，并以儲蓄的形式采取行動。因此，改善養(yǎng)老保障是一項符合大多數(shù)城鎮(zhèn)居民意愿的政策，在目前情況下，養(yǎng)老保險的發(fā)展是完全可行的，必須予以實施。定量回歸分析可以得出以下結論：其一，通過協(xié)整檢驗，我們可以確定基本養(yǎng)老保險支出對城市消費的影響處于非常長期的均衡狀態(tài)。其二，儲蓄水平比養(yǎng)老保險對城市消費的影響更大。這表明，養(yǎng)老保險基金支出在促進居民安心方面的作用要小于家庭儲蓄，并且也證實了中國居民對儲蓄的重視程度高于支出傳統(tǒng)的概念。其三，養(yǎng)老保險支出與個人可支配收入對本地消費的影響之間存在差距。個人可支配收入是養(yǎng)老保險支出的五倍，這表明貴州的養(yǎng)老保險政策尚未起到有效提高消費水平的作用。4.2對策建議基于前述分析，提出以下建議在貴州省居民養(yǎng)老保險體系中發(fā)揮主導作用：第一，擴大基本養(yǎng)老保險范圍，減少居民預防性儲蓄積極擴大基本養(yǎng)老保險范圍，進一步完善基本養(yǎng)老保險范圍。因此，一方面，它可以增加大多數(shù)城市居民的收入水平，并影響居民的預防性儲蓄；另一方面，可以防止新的被保險人面對未來的不確定性。您可以減少擔憂的程度，提高他們的消費者的信心，并努力使他們成為現(xiàn)實。預防性儲蓄現(xiàn)在成為實際的消費能力，更多的收入用于消費。我會。第二，加強基本養(yǎng)老保險基金貸款能力，積極開拓養(yǎng)老融資渠道各國政府需要積極發(fā)展養(yǎng)老基金的其他籌資方式，例如增加基本養(yǎng)老基金的補貼，適度提高養(yǎng)老保險的支付標準以及國有企業(yè)的股息。退休居民的養(yǎng)老金水平將進一步提高，居民的安全感將得到改善，未來的焦慮感將得到減輕。邊際消費傾向將得到提高。第三，拓寬基本養(yǎng)老保險基金投資渠道，實現(xiàn)保值保值目前，基本養(yǎng)老保險基金的投資范圍相對較小，單一，投資回報率較低?；鸸芾響⒁徊糠仲Y金用于基礎設施投資等領域的業(yè)務，但要預防風險并改善預警機制。這樣，只要您保證基金的安全性，就可以獲得更高的回報。結果，可以合理地提高基本養(yǎng)老金的分配水平，并可以進一步刺激居民的消費。第四，政策改革，將養(yǎng)老保險制度與財政政策聯(lián)系起來，完善分配制度。例如，養(yǎng)老保險系統(tǒng)可以鏈接到稅收政策。首先，通過對高收入者征收財產稅和遺產稅等特殊稅，相對減少了流動資產投資和繼承動機等，從而增加了這一群體的人們的消費..福利等方面的支出可以增加中低收入者的預期未來收入，減少城市居民的預防性儲蓄支出，從而增加中低收入者的當前消費。第五，推進城鎮(zhèn)居民基本養(yǎng)老保險試點制度，完善制度建設。對城市居民進行基本的養(yǎng)老保險實驗具有非常實際和廣泛的歷史意義。從整個貴州省的經濟和社會發(fā)展的角度來看，為貴州省城鎮(zhèn)居民建立基本養(yǎng)老保險逐步縮小了城市居民之間在養(yǎng)老保障方面的差距，并最終得到解決。社會養(yǎng)老保險體系中城鎮(zhèn)居民平等的實現(xiàn)，無疑實現(xiàn)了社會的和諧發(fā)展，促進了社會平等，逐步實現(xiàn)了基本公共服務均等化。是要實現(xiàn)的重要基礎項目。在這個基礎項目中，城市居民基本養(yǎng)老保險試點工作是該項目的先驅，從試點的成敗可以發(fā)現(xiàn)改革的規(guī)律，可以降低改革的成本，并且改革可以順利進行。

參考文獻[1]劉亞男,張凱,潘紅宇.國外農