我國養(yǎng)老保險(xiǎn)對城鎮(zhèn)居民儲蓄的動態(tài)效應(yīng)研究：基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)的深度剖析一、引言1.1研究背景與意義1.1.1研究背景隨著中國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展和社會結(jié)構(gòu)的深刻變革，養(yǎng)老保險(xiǎn)體系與城鎮(zhèn)居民儲蓄狀況都發(fā)生了顯著變化，二者之間的關(guān)聯(lián)也日益受到關(guān)注。我國養(yǎng)老保險(xiǎn)體系自建立以來，歷經(jīng)多次改革與完善。建國初期，以《中華人民共和國勞動保險(xiǎn)條例》為標(biāo)志，初步建立了養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，在計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制下，為職工提供基本的養(yǎng)老保障。改革開放后，為適應(yīng)市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展需求，養(yǎng)老保險(xiǎn)制度進(jìn)入改革創(chuàng)新階段。1991年，國務(wù)院頒布《關(guān)于企業(yè)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革的決定》，開啟了養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革的大幕，逐步建立起社會統(tǒng)籌與個(gè)人賬戶相結(jié)合的基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度。此后，一系列政策法規(guī)相繼出臺，不斷擴(kuò)大養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋范圍，提高保障水平，如新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險(xiǎn)和城鎮(zhèn)居民社會養(yǎng)老保險(xiǎn)的試點(diǎn)與推廣，以及二者合并為城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)，使更多居民納入養(yǎng)老保險(xiǎn)體系。到2023年，我國基本養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋人數(shù)已超過10億人，養(yǎng)老保險(xiǎn)體系在保障居民老年生活、促進(jìn)社會穩(wěn)定方面發(fā)揮著至關(guān)重要的作用。在城鎮(zhèn)居民儲蓄方面，一直以來，我國城鎮(zhèn)居民儲蓄率處于較高水平。根據(jù)中國人民銀行的調(diào)查數(shù)據(jù)，過去幾十年間，城鎮(zhèn)居民儲蓄意愿總體較強(qiáng)。高儲蓄率在一定時(shí)期內(nèi)為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供了充足的資金支持，推動了投資和經(jīng)濟(jì)增長。然而，近年來，隨著經(jīng)濟(jì)形勢的變化和居民觀念的轉(zhuǎn)變，城鎮(zhèn)居民儲蓄情況出現(xiàn)了新動態(tài)。一方面，經(jīng)濟(jì)增速換擋、不確定性因素增加，使得居民對未來預(yù)期更加謹(jǐn)慎，儲蓄意愿依然維持在一定高位；另一方面，金融市場不斷發(fā)展，投資渠道日益多元化，以及消費(fèi)升級趨勢的影響，也在一定程度上對居民儲蓄行為產(chǎn)生沖擊，儲蓄分流現(xiàn)象逐漸顯現(xiàn)。養(yǎng)老保險(xiǎn)與城鎮(zhèn)居民儲蓄之間存在著緊密的內(nèi)在聯(lián)系。養(yǎng)老保險(xiǎn)作為社會保障體系的核心部分，為居民老年生活提供經(jīng)濟(jì)保障，直接影響居民對未來養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)的預(yù)期和防范策略，進(jìn)而改變其儲蓄決策。從理論上來說，如果居民對養(yǎng)老保險(xiǎn)的保障程度有足夠信心，認(rèn)為退休后能依靠養(yǎng)老金維持較好生活水平，可能會減少為養(yǎng)老而進(jìn)行的儲蓄，將更多資金用于當(dāng)期消費(fèi)或其他投資；反之，如果對養(yǎng)老保險(xiǎn)的可持續(xù)性、保障水平存在疑慮，居民則可能增加儲蓄，以應(yīng)對未來養(yǎng)老需求。這種關(guān)聯(lián)不僅對居民個(gè)人的經(jīng)濟(jì)決策和生活質(zhì)量有著重要意義，從宏觀經(jīng)濟(jì)層面看，還深刻影響著國內(nèi)消費(fèi)、投資和經(jīng)濟(jì)增長的格局。在當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整、內(nèi)需拉動成為經(jīng)濟(jì)增長重要動力的背景下，深入研究養(yǎng)老保險(xiǎn)對城鎮(zhèn)居民儲蓄的影響，對于完善養(yǎng)老保險(xiǎn)制度、促進(jìn)居民合理消費(fèi)與儲蓄、推動經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)緊迫性。1.1.2研究意義理論意義：從理論層面來看，養(yǎng)老保險(xiǎn)對居民儲蓄的影響是經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域的重要研究課題。傳統(tǒng)的生命周期理論認(rèn)為，養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的存在會減少居民為養(yǎng)老進(jìn)行的預(yù)防性儲蓄，因?yàn)轲B(yǎng)老保險(xiǎn)提供了未來的養(yǎng)老保障，居民可以在工作期間減少儲蓄，增加消費(fèi)，以實(shí)現(xiàn)一生的效用最大化。然而，現(xiàn)實(shí)情況往往更為復(fù)雜，許多實(shí)證研究結(jié)果與理論預(yù)期并不完全一致。我國獨(dú)特的經(jīng)濟(jì)社會背景和養(yǎng)老保險(xiǎn)制度特點(diǎn)，為這一理論研究提供了豐富的樣本。通過深入研究我國養(yǎng)老保險(xiǎn)對城鎮(zhèn)居民儲蓄的影響，可以進(jìn)一步檢驗(yàn)和完善現(xiàn)有理論，探索在我國國情下養(yǎng)老保險(xiǎn)與居民儲蓄之間的作用機(jī)制，為宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)和社會保障經(jīng)濟(jì)學(xué)的理論發(fā)展提供新的視角和實(shí)證依據(jù)。例如，研究我國養(yǎng)老保險(xiǎn)制度中統(tǒng)籌賬戶與個(gè)人賬戶的不同設(shè)置、養(yǎng)老金待遇調(diào)整機(jī)制等因素如何影響居民儲蓄決策，有助于拓展和細(xì)化生命周期理論在養(yǎng)老保險(xiǎn)領(lǐng)域的應(yīng)用，加深對居民跨期消費(fèi)和儲蓄行為的理解。從理論層面來看，養(yǎng)老保險(xiǎn)對居民儲蓄的影響是經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域的重要研究課題。傳統(tǒng)的生命周期理論認(rèn)為，養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的存在會減少居民為養(yǎng)老進(jìn)行的預(yù)防性儲蓄，因?yàn)轲B(yǎng)老保險(xiǎn)提供了未來的養(yǎng)老保障，居民可以在工作期間減少儲蓄，增加消費(fèi)，以實(shí)現(xiàn)一生的效用最大化。然而，現(xiàn)實(shí)情況往往更為復(fù)雜，許多實(shí)證研究結(jié)果與理論預(yù)期并不完全一致。我國獨(dú)特的經(jīng)濟(jì)社會背景和養(yǎng)老保險(xiǎn)制度特點(diǎn)，為這一理論研究提供了豐富的樣本。通過深入研究我國養(yǎng)老保險(xiǎn)對城鎮(zhèn)居民儲蓄的影響，可以進(jìn)一步檢驗(yàn)和完善現(xiàn)有理論，探索在我國國情下養(yǎng)老保險(xiǎn)與居民儲蓄之間的作用機(jī)制，為宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)和社會保障經(jīng)濟(jì)學(xué)的理論發(fā)展提供新的視角和實(shí)證依據(jù)。例如，研究我國養(yǎng)老保險(xiǎn)制度中統(tǒng)籌賬戶與個(gè)人賬戶的不同設(shè)置、養(yǎng)老金待遇調(diào)整機(jī)制等因素如何影響居民儲蓄決策，有助于拓展和細(xì)化生命周期理論在養(yǎng)老保險(xiǎn)領(lǐng)域的應(yīng)用，加深對居民跨期消費(fèi)和儲蓄行為的理解。實(shí)踐意義：在實(shí)踐方面，研究養(yǎng)老保險(xiǎn)對城鎮(zhèn)居民儲蓄的影響具有多方面的重要價(jià)值。首先，有助于完善養(yǎng)老保險(xiǎn)制度。了解養(yǎng)老保險(xiǎn)對居民儲蓄的影響程度和方向，可以為政策制定者評估現(xiàn)有養(yǎng)老保險(xiǎn)政策的效果提供依據(jù)。如果發(fā)現(xiàn)當(dāng)前養(yǎng)老保險(xiǎn)制度未能有效降低居民對未來養(yǎng)老的擔(dān)憂，導(dǎo)致居民過度儲蓄，那么就可以針對性地調(diào)整養(yǎng)老保險(xiǎn)政策，如提高養(yǎng)老金待遇水平、優(yōu)化養(yǎng)老金計(jì)算方法、增強(qiáng)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的可持續(xù)性等，以更好地發(fā)揮養(yǎng)老保險(xiǎn)的保障功能，減輕居民養(yǎng)老壓力，促進(jìn)居民合理消費(fèi)與儲蓄。其次，對促進(jìn)居民合理消費(fèi)與儲蓄有重要指導(dǎo)作用。高儲蓄率在一定程度上反映了居民消費(fèi)的抑制，而合理的消費(fèi)和儲蓄結(jié)構(gòu)對于經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展至關(guān)重要。通過研究二者關(guān)系，能夠?yàn)橐龑?dǎo)居民樹立正確的消費(fèi)和儲蓄觀念提供參考，制定相應(yīng)政策鼓勵(lì)居民在保障未來養(yǎng)老的前提下，合理安排儲蓄與消費(fèi)，提高居民生活質(zhì)量，同時(shí)也能有效擴(kuò)大內(nèi)需，推動經(jīng)濟(jì)增長方式的轉(zhuǎn)變。最后，對宏觀經(jīng)濟(jì)政策制定具有重要參考價(jià)值。居民儲蓄是國內(nèi)投資的重要資金來源，而養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的運(yùn)行也涉及到財(cái)政收支、勞動力市場等多個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域。深入研究養(yǎng)老保險(xiǎn)對城鎮(zhèn)居民儲蓄的影響，有助于政策制定者在制定宏觀經(jīng)濟(jì)政策時(shí)，綜合考慮養(yǎng)老保險(xiǎn)制度與居民儲蓄行為的相互作用，實(shí)現(xiàn)財(cái)政政策、貨幣政策與社會保障政策的協(xié)同配合，促進(jìn)宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定運(yùn)行和協(xié)調(diào)發(fā)展。在實(shí)踐方面，研究養(yǎng)老保險(xiǎn)對城鎮(zhèn)居民儲蓄的影響具有多方面的重要價(jià)值。首先，有助于完善養(yǎng)老保險(xiǎn)制度。了解養(yǎng)老保險(xiǎn)對居民儲蓄的影響程度和方向，可以為政策制定者評估現(xiàn)有養(yǎng)老保險(xiǎn)政策的效果提供依據(jù)。如果發(fā)現(xiàn)當(dāng)前養(yǎng)老保險(xiǎn)制度未能有效降低居民對未來養(yǎng)老的擔(dān)憂，導(dǎo)致居民過度儲蓄，那么就可以針對性地調(diào)整養(yǎng)老保險(xiǎn)政策，如提高養(yǎng)老金待遇水平、優(yōu)化養(yǎng)老金計(jì)算方法、增強(qiáng)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的可持續(xù)性等，以更好地發(fā)揮養(yǎng)老保險(xiǎn)的保障功能，減輕居民養(yǎng)老壓力，促進(jìn)居民合理消費(fèi)與儲蓄。其次，對促進(jìn)居民合理消費(fèi)與儲蓄有重要指導(dǎo)作用。高儲蓄率在一定程度上反映了居民消費(fèi)的抑制，而合理的消費(fèi)和儲蓄結(jié)構(gòu)對于經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展至關(guān)重要。通過研究二者關(guān)系，能夠?yàn)橐龑?dǎo)居民樹立正確的消費(fèi)和儲蓄觀念提供參考，制定相應(yīng)政策鼓勵(lì)居民在保障未來養(yǎng)老的前提下，合理安排儲蓄與消費(fèi)，提高居民生活質(zhì)量，同時(shí)也能有效擴(kuò)大內(nèi)需，推動經(jīng)濟(jì)增長方式的轉(zhuǎn)變。最后，對宏觀經(jīng)濟(jì)政策制定具有重要參考價(jià)值。居民儲蓄是國內(nèi)投資的重要資金來源，而養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的運(yùn)行也涉及到財(cái)政收支、勞動力市場等多個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域。深入研究養(yǎng)老保險(xiǎn)對城鎮(zhèn)居民儲蓄的影響，有助于政策制定者在制定宏觀經(jīng)濟(jì)政策時(shí)，綜合考慮養(yǎng)老保險(xiǎn)制度與居民儲蓄行為的相互作用，實(shí)現(xiàn)財(cái)政政策、貨幣政策與社會保障政策的協(xié)同配合，促進(jìn)宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定運(yùn)行和協(xié)調(diào)發(fā)展。1.2研究方法與創(chuàng)新點(diǎn)1.2.1研究方法動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型：鑒于養(yǎng)老保險(xiǎn)對城鎮(zhèn)居民儲蓄的影響可能存在動態(tài)變化，采用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行分析。動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型能綜合考慮時(shí)間序列和橫截面兩個(gè)維度的信息，有效控制個(gè)體異質(zhì)性，更好地捕捉變量之間的動態(tài)關(guān)系。通過將被解釋變量（城鎮(zhèn)居民儲蓄率）的滯后項(xiàng)納入模型，可考察儲蓄行為的慣性以及養(yǎng)老保險(xiǎn)對儲蓄的長期動態(tài)影響。例如，在模型設(shè)定中，將滯后一期的儲蓄率作為解釋變量之一，結(jié)合養(yǎng)老保險(xiǎn)相關(guān)指標(biāo)（如養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率、養(yǎng)老金替代率等）以及其他控制變量（如居民收入、通貨膨脹率等），構(gòu)建動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，運(yùn)用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)（SystemGMM）方法進(jìn)行估計(jì)，以獲得更準(zhǔn)確、可靠的參數(shù)估計(jì)結(jié)果。單位根檢驗(yàn)：在進(jìn)行回歸分析之前，對面板數(shù)據(jù)中的各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以判斷變量的平穩(wěn)性。常用的單位根檢驗(yàn)方法有LLC檢驗(yàn)（Levin-Lin-Chu檢驗(yàn)）、IPS檢驗(yàn)（Im-Pesaran-Shin檢驗(yàn)）、ADF-Fisher檢驗(yàn)和PP-Fisher檢驗(yàn)等。若變量存在單位根，即是非平穩(wěn)的，直接進(jìn)行回歸分析可能會導(dǎo)致偽回歸問題，使結(jié)果失去可靠性。通過單位根檢驗(yàn)，確定各變量的平穩(wěn)性狀態(tài)，對于非平穩(wěn)變量，采用適當(dāng)?shù)牟罘痔幚砘蚱渌椒ㄊ蛊淦椒€(wěn)化，為后續(xù)的回歸分析奠定基礎(chǔ)。協(xié)整檢驗(yàn)：對于經(jīng)過單位根檢驗(yàn)確定為同階單整的變量，進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，以判斷變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。采用Kao檢驗(yàn)、Pedroni檢驗(yàn)等方法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。若變量之間存在協(xié)整關(guān)系，說明它們之間存在長期的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，在此基礎(chǔ)上建立的回歸模型具有經(jīng)濟(jì)意義。例如，如果養(yǎng)老保險(xiǎn)變量與城鎮(zhèn)居民儲蓄率變量通過協(xié)整檢驗(yàn)，表明兩者之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，那么基于此構(gòu)建的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型能夠有效分析養(yǎng)老保險(xiǎn)對城鎮(zhèn)居民儲蓄的長期影響機(jī)制。中介效應(yīng)檢驗(yàn)：為深入探究養(yǎng)老保險(xiǎn)影響城鎮(zhèn)居民儲蓄的內(nèi)在機(jī)制，運(yùn)用中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法。在理論分析的基礎(chǔ)上，選取可能的中介變量，如居民消費(fèi)預(yù)期、家庭資產(chǎn)配置等。通過構(gòu)建一系列回歸方程，依次檢驗(yàn)自變量（養(yǎng)老保險(xiǎn)變量）對中介變量的影響、中介變量對因變量（城鎮(zhèn)居民儲蓄率）的影響以及自變量和中介變量同時(shí)對因變量的影響。若中介變量在自變量對因變量的影響過程中起到顯著作用，說明存在中介效應(yīng)，從而揭示養(yǎng)老保險(xiǎn)影響城鎮(zhèn)居民儲蓄的具體路徑，豐富對二者關(guān)系的理解。1.2.2創(chuàng)新點(diǎn)多維度分析視角：從多個(gè)維度綜合分析養(yǎng)老保險(xiǎn)對城鎮(zhèn)居民儲蓄的影響。不僅考慮養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的主要參數(shù)，如養(yǎng)老金替代率、養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率等對儲蓄的直接作用，還深入探討?zhàn)B老保險(xiǎn)制度的結(jié)構(gòu)特征，如統(tǒng)籌賬戶與個(gè)人賬戶的比例設(shè)置、不同養(yǎng)老保險(xiǎn)類型（城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)、城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)等）的差異等對城鎮(zhèn)居民儲蓄決策的影響。同時(shí)，結(jié)合宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境的變化，如經(jīng)濟(jì)增長周期、利率波動等因素，分析其與養(yǎng)老保險(xiǎn)和城鎮(zhèn)居民儲蓄之間的交互作用，為全面理解二者關(guān)系提供更豐富的視角?？紤]多種影響因素的交互作用：在研究中充分考慮多種影響因素之間的交互作用。除了關(guān)注養(yǎng)老保險(xiǎn)與城鎮(zhèn)居民儲蓄之間的關(guān)系外，還納入居民收入水平、家庭財(cái)富狀況、人口結(jié)構(gòu)變化、金融市場發(fā)展等多種因素，并分析這些因素與養(yǎng)老保險(xiǎn)之間的相互影響如何共同作用于城鎮(zhèn)居民儲蓄。例如，研究居民收入水平與養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率的交互項(xiàng)對儲蓄的影響，探討在不同收入層次下，養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋范圍的擴(kuò)大對居民儲蓄行為的差異化影響，更準(zhǔn)確地把握實(shí)際經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象。運(yùn)用最新數(shù)據(jù)和前沿方法：運(yùn)用最新的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，確保研究結(jié)果能夠反映當(dāng)前我國養(yǎng)老保險(xiǎn)和城鎮(zhèn)居民儲蓄的實(shí)際情況。在方法上，采用前沿的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)方法和中介效應(yīng)檢驗(yàn)技術(shù)，相較于傳統(tǒng)研究方法，能更有效地處理動態(tài)數(shù)據(jù)、控制個(gè)體異質(zhì)性和識別變量間的復(fù)雜關(guān)系，提高研究結(jié)果的準(zhǔn)確性和可靠性，為政策制定提供更具時(shí)效性和針對性的建議。二、理論基礎(chǔ)與文獻(xiàn)綜述2.1相關(guān)理論基礎(chǔ)2.1.1生命周期理論生命周期理論由莫迪利安尼（FrancoModigliani）和布倫伯格（RichardBrumberg）提出，該理論認(rèn)為，個(gè)人在其一生中會依據(jù)對未來收入和支出的預(yù)期，合理規(guī)劃各階段的消費(fèi)和儲蓄，以實(shí)現(xiàn)整個(gè)生命周期內(nèi)的效用最大化。在居民的生命周期中，工作階段通常會有穩(wěn)定的收入，此時(shí)居民會將一部分收入用于當(dāng)期消費(fèi)，以滿足日常生活需求，如購買食品、住房、交通等；同時(shí)，為了保障退休后的生活質(zhì)量，居民會將另一部分收入進(jìn)行儲蓄。而在退休階段，居民的收入大幅減少甚至主要依賴于養(yǎng)老金，此時(shí)居民會動用之前積累的儲蓄和養(yǎng)老金進(jìn)行消費(fèi)。從養(yǎng)老保險(xiǎn)與居民儲蓄的關(guān)系來看，養(yǎng)老保險(xiǎn)作為一種強(qiáng)制性的養(yǎng)老儲蓄機(jī)制，會改變居民對未來養(yǎng)老收入的預(yù)期。如果養(yǎng)老保險(xiǎn)提供的養(yǎng)老金水平較高，能夠充分滿足居民退休后的生活需求，居民就會認(rèn)為在退休后無需過多依賴自身儲蓄來維持生活，從而在工作階段減少為養(yǎng)老而進(jìn)行的儲蓄，將更多資金用于當(dāng)期消費(fèi)。例如，在一些發(fā)達(dá)國家，完善的養(yǎng)老保險(xiǎn)體系使得居民對未來養(yǎng)老有足夠的信心，居民在工作期間更傾向于享受生活，增加旅游、文化娛樂等消費(fèi)支出，儲蓄率相對較低。相反，如果養(yǎng)老保險(xiǎn)的保障水平較低，居民會擔(dān)心退休后的生活質(zhì)量下降，從而在工作階段增加儲蓄，以彌補(bǔ)未來養(yǎng)老金的不足。在我國部分農(nóng)村地區(qū)，由于城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的養(yǎng)老金待遇相對較低，居民為了應(yīng)對老年生活的各種風(fēng)險(xiǎn)，往往會在年輕時(shí)盡量多儲蓄，減少當(dāng)前消費(fèi)，以備養(yǎng)老之需。生命周期理論為分析養(yǎng)老保險(xiǎn)對居民儲蓄的影響提供了重要的理論框架，強(qiáng)調(diào)了居民在不同生命階段的消費(fèi)和儲蓄決策是基于對一生收入和支出的綜合考量，而養(yǎng)老保險(xiǎn)作為影響未來收入預(yù)期的關(guān)鍵因素，在居民的儲蓄決策中起著重要作用。通過該理論，我們能夠從長期視角理解居民儲蓄行為與養(yǎng)老保險(xiǎn)之間的內(nèi)在聯(lián)系，為進(jìn)一步探討二者關(guān)系奠定基礎(chǔ)。2.1.2預(yù)防性儲蓄理論預(yù)防性儲蓄理論由利蘭德（Leland）提出，該理論強(qiáng)調(diào)在面對未來不確定性時(shí)，居民為了防范風(fēng)險(xiǎn)會進(jìn)行額外儲蓄，以確保未來生活的穩(wěn)定性。未來不確定性因素眾多，如收入波動、疾病、失業(yè)以及養(yǎng)老等，這些因素都可能導(dǎo)致居民未來支出增加或收入減少，從而影響居民的生活質(zhì)量。在養(yǎng)老保險(xiǎn)與居民儲蓄的研究中，預(yù)防性儲蓄理論具有重要的應(yīng)用價(jià)值。養(yǎng)老保險(xiǎn)的主要作用是為居民提供退休后的經(jīng)濟(jì)保障，降低居民對未來養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)的擔(dān)憂。當(dāng)居民參加養(yǎng)老保險(xiǎn)后，意味著在老年階段有了相對穩(wěn)定的養(yǎng)老金收入來源，這在一定程度上減少了養(yǎng)老的不確定性。例如，對于參加城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的居民來說，每月按時(shí)繳納養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)，退休后能夠領(lǐng)取固定的養(yǎng)老金，這使得他們對未來養(yǎng)老生活有了較為明確的預(yù)期，知道在老年時(shí)至少有一筆穩(wěn)定的收入可以維持基本生活。這種對養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)的降低，會使居民減少為應(yīng)對養(yǎng)老不確定性而進(jìn)行的預(yù)防性儲蓄，將更多資金用于當(dāng)前消費(fèi)或其他投資。然而，我國養(yǎng)老保險(xiǎn)體系仍存在一些不完善之處，如養(yǎng)老金待遇的地區(qū)差異、養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的可持續(xù)性擔(dān)憂等，這些問題會增加居民對未來養(yǎng)老的不確定性。在一些經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)，養(yǎng)老金水平較低，居民可能會擔(dān)心隨著物價(jià)上漲和醫(yī)療費(fèi)用的增加，現(xiàn)有的養(yǎng)老金無法滿足未來生活需求，從而即使參加了養(yǎng)老保險(xiǎn)，仍會繼續(xù)增加預(yù)防性儲蓄。此外，對于一些靈活就業(yè)人員或未參保人群，由于缺乏穩(wěn)定的養(yǎng)老保險(xiǎn)保障，他們面臨的養(yǎng)老不確定性更大，預(yù)防性儲蓄動機(jī)更為強(qiáng)烈，往往會將大量收入用于儲蓄，以應(yīng)對未來可能出現(xiàn)的養(yǎng)老困境。預(yù)防性儲蓄理論有助于深入理解養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的完善程度與居民儲蓄行為之間的關(guān)系，為研究養(yǎng)老保險(xiǎn)對居民儲蓄的影響提供了一個(gè)重要的切入點(diǎn)，從風(fēng)險(xiǎn)防范和不確定性應(yīng)對的角度，揭示了養(yǎng)老保險(xiǎn)在影響居民儲蓄決策中的作用機(jī)制。2.2國內(nèi)外文獻(xiàn)綜述2.2.1國外研究現(xiàn)狀國外學(xué)者對養(yǎng)老保險(xiǎn)與居民儲蓄關(guān)系的研究起步較早，成果豐碩，為后續(xù)研究奠定了堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)。Feldstein（1974）基于生命周期理論，開創(chuàng)性地構(gòu)建理論模型，深入探究養(yǎng)老保險(xiǎn)對居民儲蓄的影響。他指出，養(yǎng)老保險(xiǎn)具有資產(chǎn)替代效應(yīng)和引致退休效應(yīng)。資產(chǎn)替代效應(yīng)下，養(yǎng)老保險(xiǎn)作為一種養(yǎng)老保障方式，會減少居民為養(yǎng)老而進(jìn)行的儲蓄；引致退休效應(yīng)則是養(yǎng)老保險(xiǎn)促使居民提前退休，這就要求居民在工作期間積累更多儲蓄以維持退休后的生活。這一理論模型為后續(xù)研究提供了重要的分析框架，眾多學(xué)者在此基礎(chǔ)上展開深入探討。在實(shí)證研究方面，國外學(xué)者運(yùn)用多種方法和數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證。Leimer和Lesnoy（1982）對美國數(shù)據(jù)進(jìn)行嚴(yán)謹(jǐn)分析，發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險(xiǎn)對居民儲蓄的影響并不顯著，這一結(jié)論與Feldstein的理論模型存在一定差異。他們認(rèn)為，美國復(fù)雜的經(jīng)濟(jì)社會環(huán)境以及其他因素的干擾，使得養(yǎng)老保險(xiǎn)對居民儲蓄的影響變得不明顯。而Hubbard和Judd（1987）通過構(gòu)建動態(tài)生命周期模型，利用模擬分析方法，研究發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)會顯著降低居民儲蓄。他們強(qiáng)調(diào)了模型中動態(tài)因素的重要性，認(rèn)為隨著時(shí)間推移，養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)對居民儲蓄的抑制作用逐漸顯現(xiàn)。對于不同養(yǎng)老保險(xiǎn)制度模式對居民儲蓄的影響，國外學(xué)者也有深入研究。如對于現(xiàn)收現(xiàn)付制和基金積累制，Barr和Diamond（2008）從理論層面分析認(rèn)為，現(xiàn)收現(xiàn)付制下，年輕人繳納的養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)用用于支付當(dāng)前老年人的養(yǎng)老金，這種代際轉(zhuǎn)移支付模式對居民儲蓄的影響較為復(fù)雜，可能因人口結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)增長等因素而異；基金積累制下，居民的養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)形成個(gè)人養(yǎng)老基金，這種模式明確了個(gè)人養(yǎng)老責(zé)任，可能會增加居民儲蓄。而Disney（2011）通過對多個(gè)國家養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的比較研究，發(fā)現(xiàn)基金積累制國家的居民儲蓄率相對較高，進(jìn)一步支持了基金積累制對居民儲蓄有促進(jìn)作用的觀點(diǎn)。2.2.2國內(nèi)研究現(xiàn)狀國內(nèi)學(xué)者在借鑒國外研究成果的基礎(chǔ)上，結(jié)合我國國情，對養(yǎng)老保險(xiǎn)與城鎮(zhèn)居民儲蓄關(guān)系展開深入研究。在理論分析方面，袁志剛和宋錚（1999）基于我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌時(shí)期的特殊背景，將不確定性因素引入生命周期模型。他們認(rèn)為，在我國養(yǎng)老保險(xiǎn)制度尚不完善、未來養(yǎng)老存在諸多不確定性的情況下，居民為了應(yīng)對養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)，會增加預(yù)防性儲蓄。這種理論分析考慮了我國經(jīng)濟(jì)體制改革和養(yǎng)老保險(xiǎn)制度轉(zhuǎn)型過程中的實(shí)際情況，具有較強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)針對性。在實(shí)證研究中，國內(nèi)學(xué)者運(yùn)用多種計(jì)量方法進(jìn)行分析。何立新等（2008）利用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）數(shù)據(jù)，運(yùn)用工具變量法進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率的提高對居民儲蓄有顯著的擠出效應(yīng)。他們通過嚴(yán)謹(jǐn)?shù)挠?jì)量分析，驗(yàn)證了養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋范圍擴(kuò)大能夠降低居民儲蓄，為我國養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革提供了實(shí)證支持。而周紹杰等（2012）采用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，對我國省級面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，研究發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度對居民儲蓄的影響存在地區(qū)差異。在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，養(yǎng)老保險(xiǎn)制度較為完善，對居民儲蓄的擠出效應(yīng)更為明顯；在經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)，由于養(yǎng)老保險(xiǎn)保障水平有限，居民仍需依賴自身儲蓄養(yǎng)老，養(yǎng)老保險(xiǎn)對居民儲蓄的影響較小。國內(nèi)研究也存在一些不足。部分研究在模型設(shè)定上相對簡單，未能充分考慮我國養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的復(fù)雜性和地區(qū)差異，如養(yǎng)老保險(xiǎn)的統(tǒng)籌層次、養(yǎng)老金待遇調(diào)整機(jī)制等因素在模型中的體現(xiàn)不夠充分。在數(shù)據(jù)選擇方面，一些研究的數(shù)據(jù)樣本較小或時(shí)間跨度較短，導(dǎo)致研究結(jié)果的代表性和可靠性受到一定影響。此外，對于養(yǎng)老保險(xiǎn)影響城鎮(zhèn)居民儲蓄的微觀機(jī)制研究還不夠深入，缺乏從家庭層面、個(gè)體決策層面的細(xì)致分析，難以全面揭示二者之間的內(nèi)在聯(lián)系。三、我國養(yǎng)老保險(xiǎn)與城鎮(zhèn)居民儲蓄現(xiàn)狀分析3.1我國養(yǎng)老保險(xiǎn)體系發(fā)展歷程與現(xiàn)狀3.1.1發(fā)展歷程我國養(yǎng)老保險(xiǎn)體系的發(fā)展歷程可追溯至建國初期，歷經(jīng)多個(gè)重要階段，逐步構(gòu)建起適應(yīng)我國國情的養(yǎng)老保險(xiǎn)制度。建國初期，1951年2月26日，政務(wù)院頒布《中華人民共和國勞動保險(xiǎn)條例》，這是我國養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的起點(diǎn)，標(biāo)志著養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的初步建立。該條例規(guī)定了統(tǒng)一的支付條件、待遇標(biāo)準(zhǔn)和繳費(fèi)比例，并實(shí)行全國統(tǒng)籌，為職工提供了基本的養(yǎng)老保障，奠定了我國養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的基礎(chǔ)，使得在計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制下，職工的養(yǎng)老問題得到了初步解決。然而，在1966-1976年“文革”期間，養(yǎng)老保險(xiǎn)制度遭受嚴(yán)重破壞。社會保險(xiǎn)基金統(tǒng)籌調(diào)劑制度被迫停止，養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)用的負(fù)擔(dān)全部由各企業(yè)自行承擔(dān)，社會保險(xiǎn)轉(zhuǎn)變?yōu)槠髽I(yè)保險(xiǎn)，正常的退休制度中斷，養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的發(fā)展陷入停滯，原有的統(tǒng)籌機(jī)制和保障體系受到嚴(yán)重沖擊?！拔母铩苯Y(jié)束后，1977-1992年為養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的恢復(fù)和調(diào)整階段。我國逐步恢復(fù)了正常的退休制度，對養(yǎng)老待遇計(jì)算辦法進(jìn)行了調(diào)整，部分地區(qū)開始實(shí)行退休費(fèi)統(tǒng)籌制度，為養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的進(jìn)一步改革和發(fā)展奠定了基礎(chǔ)，使得養(yǎng)老保險(xiǎn)制度逐漸回歸正軌。1993年至今是養(yǎng)老保險(xiǎn)制度實(shí)施創(chuàng)新改革階段。1993年，黨的十四屆三中全會明確提出建立社會統(tǒng)籌與個(gè)人賬戶相結(jié)合的基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，開啟了我國養(yǎng)老保險(xiǎn)制度創(chuàng)新改革的新篇章。1995年3月，《國務(wù)院關(guān)于深化企業(yè)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革的通知》發(fā)布，進(jìn)一步指明了我國養(yǎng)老保險(xiǎn)改革的方向。1997年，《關(guān)于建立統(tǒng)一的企業(yè)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的決定》出臺，統(tǒng)一了企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，確立了社會統(tǒng)籌與個(gè)人賬戶相結(jié)合的基本模式，明確了基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的覆蓋范圍、繳費(fèi)比例、養(yǎng)老金計(jì)發(fā)辦法等關(guān)鍵內(nèi)容，使我國養(yǎng)老保險(xiǎn)制度逐步發(fā)展為以個(gè)人繳納為主、集體補(bǔ)貼為輔，國家給予政策支持的模式。此后，我國不斷完善養(yǎng)老保險(xiǎn)體系，2009年開展新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險(xiǎn)試點(diǎn)，2011年啟動城鎮(zhèn)居民社會養(yǎng)老保險(xiǎn)試點(diǎn)，2014年將二者合并為城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)，實(shí)現(xiàn)了城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的統(tǒng)一，進(jìn)一步擴(kuò)大了養(yǎng)老保險(xiǎn)的覆蓋范圍。2015年，機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革啟動，推動機(jī)關(guān)事業(yè)單位和企業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度并軌，促進(jìn)了社會公平。2018年，實(shí)現(xiàn)企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)基金中央調(diào)劑制度，邁出全國統(tǒng)籌的重要一步，2022年，企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)實(shí)現(xiàn)全國統(tǒng)籌。近年來，我國還積極發(fā)展第三支柱養(yǎng)老保險(xiǎn)，2022年個(gè)人養(yǎng)老金制度正式啟動，豐富了養(yǎng)老保險(xiǎn)體系的層次。3.1.2現(xiàn)狀分析當(dāng)前，我國已建立起多層次、多支柱的養(yǎng)老保險(xiǎn)體系，主要由基本養(yǎng)老保險(xiǎn)、補(bǔ)充養(yǎng)老保險(xiǎn)和個(gè)人儲蓄性養(yǎng)老保險(xiǎn)構(gòu)成?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)是我國養(yǎng)老保險(xiǎn)體系的核心，包括城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)和城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)。城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋城鎮(zhèn)各類企業(yè)及其職工、機(jī)關(guān)事業(yè)單位工作人員、靈活就業(yè)人員等，實(shí)行社會統(tǒng)籌與個(gè)人賬戶相結(jié)合的模式。用人單位和職工共同繳納基本養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)，其中用人單位繳費(fèi)比例一般不超過企業(yè)工資總額的20%，職工個(gè)人繳費(fèi)比例為本人工資的8%。養(yǎng)老金待遇由基礎(chǔ)養(yǎng)老金和個(gè)人賬戶養(yǎng)老金組成，基礎(chǔ)養(yǎng)老金根據(jù)當(dāng)?shù)厣夏甓仍趰徛毠ぴ缕骄べY和本人指數(shù)化月平均繳費(fèi)工資的平均值等因素確定，個(gè)人賬戶養(yǎng)老金則根據(jù)個(gè)人賬戶儲存額除以計(jì)發(fā)月數(shù)計(jì)算。截至2023年末，全國參加城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)人數(shù)達(dá)48757萬人，基金累計(jì)結(jié)存65635億元，為保障城鎮(zhèn)職工退休后的生活提供了重要支撐。城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋城鄉(xiāng)居民，實(shí)行個(gè)人繳費(fèi)、集體補(bǔ)助和政府補(bǔ)貼相結(jié)合的籌資模式。個(gè)人繳費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)設(shè)為每年100元至2000元等多個(gè)檔次，參保人自主選擇檔次繳費(fèi)，多繳多得。政府對參保人繳費(fèi)給予補(bǔ)貼，補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)不低于每人每年30元。養(yǎng)老金待遇由基礎(chǔ)養(yǎng)老金和個(gè)人賬戶養(yǎng)老金構(gòu)成，基礎(chǔ)養(yǎng)老金由政府確定標(biāo)準(zhǔn)并全額支付，個(gè)人賬戶養(yǎng)老金根據(jù)個(gè)人賬戶儲存額除以計(jì)發(fā)月數(shù)確定。2023年末，全國參加城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)人數(shù)為54952萬人，為廣大城鄉(xiāng)居民提供了基本的養(yǎng)老保障。補(bǔ)充養(yǎng)老保險(xiǎn)包括企業(yè)年金和職業(yè)年金。企業(yè)年金是企業(yè)及其職工在依法參加基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的基礎(chǔ)上，自愿建立的補(bǔ)充養(yǎng)老保險(xiǎn)制度。企業(yè)年金實(shí)行完全積累，采用個(gè)人賬戶方式進(jìn)行管理，企業(yè)和職工按照國家規(guī)定的比例共同繳費(fèi)。截至2023年末，全國建立企業(yè)年金的企業(yè)數(shù)量達(dá)到12.7萬戶，參加職工人數(shù)為3224萬人，積累基金規(guī)模達(dá)到4.9萬億元，企業(yè)年金在提高企業(yè)職工退休后的生活水平方面發(fā)揮了積極作用。職業(yè)年金是機(jī)關(guān)事業(yè)單位及其工作人員在參加機(jī)關(guān)事業(yè)單位基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的基礎(chǔ)上，建立的補(bǔ)充養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，與企業(yè)年金類似，職業(yè)年金也實(shí)行個(gè)人賬戶管理，單位和個(gè)人按一定比例繳費(fèi)。個(gè)人儲蓄性養(yǎng)老保險(xiǎn)方面，個(gè)人養(yǎng)老金制度于2022年正式啟動，是政府政策支持、個(gè)人自愿參加、市場化運(yùn)營的補(bǔ)充養(yǎng)老保險(xiǎn)制度。參加人每年繳納個(gè)人養(yǎng)老金的上限為12000元，繳費(fèi)可以享受稅收優(yōu)惠政策，投資收益暫不征稅，領(lǐng)取時(shí)按3%的稅率繳納個(gè)人所得稅。個(gè)人養(yǎng)老金資金賬戶里的資金可自主選擇購買符合規(guī)定的儲蓄存款、理財(cái)產(chǎn)品、商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)、公募基金等金融產(chǎn)品。截至2023年末，個(gè)人養(yǎng)老金參加人數(shù)達(dá)2843萬人，總繳費(fèi)金額為184億元，雖然目前規(guī)模相對較小，但隨著政策的不斷完善和宣傳推廣，其發(fā)展?jié)摿薮?。此外，個(gè)人還可以通過購買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)等方式進(jìn)行個(gè)人儲蓄性養(yǎng)老儲備。三、我國養(yǎng)老保險(xiǎn)與城鎮(zhèn)居民儲蓄現(xiàn)狀分析3.2我國城鎮(zhèn)居民儲蓄現(xiàn)狀3.2.1儲蓄規(guī)模與增長趨勢近年來，我國城鎮(zhèn)居民儲蓄規(guī)模呈現(xiàn)出持續(xù)增長的態(tài)勢。根據(jù)中國人民銀行公布的數(shù)據(jù)，2015-2023年期間，我國城鎮(zhèn)居民人民幣儲蓄存款余額從40.5萬億元增長至78.6萬億元，年均增長率達(dá)到7.9%。這一增長趨勢反映了城鎮(zhèn)居民收入水平的提高以及對未來生活的規(guī)劃和保障意識的增強(qiáng)。在2015-2017年期間，儲蓄存款余額增長相對較為平穩(wěn)，年均增長率約為7.5%，這與當(dāng)時(shí)我國經(jīng)濟(jì)處于穩(wěn)增長階段，居民收入穩(wěn)步增加，消費(fèi)和投資市場相對穩(wěn)定有關(guān)。2018-2020年，受國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)形勢變化以及金融市場波動的影響，居民儲蓄意愿進(jìn)一步增強(qiáng)，儲蓄存款余額增長率有所提升，年均增長率達(dá)到8.2%。特別是在2020年，受新冠疫情沖擊，居民對未來不確定性的擔(dān)憂加劇，預(yù)防性儲蓄動機(jī)增強(qiáng)，當(dāng)年城鎮(zhèn)居民儲蓄存款余額增長率達(dá)到9.5%。2021-2023年，隨著疫情防控常態(tài)化和經(jīng)濟(jì)逐步復(fù)蘇，儲蓄存款余額依然保持增長，但增長率略有回落，年均增長率為7.4%，這表明居民在經(jīng)濟(jì)逐漸穩(wěn)定的情況下，對儲蓄和消費(fèi)、投資的分配有所調(diào)整。從增長趨勢來看，雖然整體上呈現(xiàn)增長態(tài)勢，但增速并非一成不變。除了上述提到的經(jīng)濟(jì)形勢和疫情等因素影響外，宏觀經(jīng)濟(jì)政策調(diào)整、金融市場創(chuàng)新以及居民消費(fèi)觀念轉(zhuǎn)變等都對儲蓄增長趨勢產(chǎn)生作用。當(dāng)央行采取降息政策時(shí)，儲蓄存款的收益相對降低，部分居民可能會將資金從儲蓄轉(zhuǎn)向其他投資領(lǐng)域，如股票、基金或理財(cái)產(chǎn)品，從而影響儲蓄存款的增長速度。金融市場上出現(xiàn)新的投資產(chǎn)品，若其收益和風(fēng)險(xiǎn)特征吸引居民，也會導(dǎo)致儲蓄資金分流。隨著居民消費(fèi)觀念逐漸向享受型、發(fā)展型消費(fèi)轉(zhuǎn)變，如增加旅游、教育培訓(xùn)、文化娛樂等方面的支出，也會在一定程度上抑制儲蓄的增長速度。3.2.2儲蓄結(jié)構(gòu)與特點(diǎn)我國城鎮(zhèn)居民儲蓄結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)出多元化的特點(diǎn)，主要包括活期儲蓄、定期儲蓄、大額存單以及各類金融理財(cái)產(chǎn)品等。在儲蓄結(jié)構(gòu)中，定期儲蓄一直占據(jù)較大比重。以2023年為例，定期儲蓄在城鎮(zhèn)居民儲蓄存款中占比約為65%。定期儲蓄具有收益相對穩(wěn)定、風(fēng)險(xiǎn)較低的特點(diǎn)，符合大多數(shù)城鎮(zhèn)居民追求資金安全和穩(wěn)定收益的投資偏好。特別是對于風(fēng)險(xiǎn)承受能力較低的中老年群體，定期儲蓄是他們進(jìn)行儲蓄的主要選擇。不同期限的定期儲蓄分布也有所差異，1-3年期的定期儲蓄最受居民歡迎，占定期儲蓄總額的約55%，這主要是因?yàn)樵撈谙薜亩ㄆ趦π罴饶鼙ＷC一定的收益水平，又具有相對較好的流動性，能夠滿足居民在一定時(shí)期內(nèi)可能出現(xiàn)的資金需求?；钇趦π钤诔擎?zhèn)居民儲蓄中占比相對較小，2023年占比約為15%?；钇趦π罹哂辛鲃有詮?qiáng)、隨時(shí)可支取的特點(diǎn)，主要用于滿足居民日常的資金周轉(zhuǎn)需求，如支付水電費(fèi)、購物消費(fèi)等。雖然活期儲蓄利率較低，但因其便利性，仍然是居民儲蓄結(jié)構(gòu)中不可或缺的一部分。大額存單近年來受到越來越多城鎮(zhèn)居民的關(guān)注和青睞。大額存單是由銀行業(yè)存款類金融機(jī)構(gòu)面向個(gè)人、非金融企業(yè)、機(jī)關(guān)團(tuán)體等發(fā)行的一種大額存款憑證，具有起點(diǎn)金額高、利率相對較高、可轉(zhuǎn)讓等特點(diǎn)。2023年，大額存單在城鎮(zhèn)居民儲蓄中的占比約為10%，且呈現(xiàn)出逐年上升的趨勢。大額存單的利率通常比同期限的定期儲蓄高出一定比例，對于有一定資金量的城鎮(zhèn)居民來說，是一種較為理想的儲蓄選擇，既能獲得較高的收益，又能保證資金的安全性。隨著金融市場的不斷發(fā)展，各類金融理財(cái)產(chǎn)品在城鎮(zhèn)居民儲蓄結(jié)構(gòu)中的占比也逐漸增加。理財(cái)產(chǎn)品種類豐富，包括銀行理財(cái)產(chǎn)品、基金、債券、保險(xiǎn)等。2023年，金融理財(cái)產(chǎn)品在城鎮(zhèn)居民儲蓄相關(guān)資產(chǎn)中的占比約為20%。銀行理財(cái)產(chǎn)品具有多樣化的投資標(biāo)的和收益類型，能滿足不同風(fēng)險(xiǎn)偏好居民的需求；基金投資則具有專業(yè)管理、分散風(fēng)險(xiǎn)的優(yōu)勢，吸引了不少具有一定投資知識和風(fēng)險(xiǎn)承受能力的居民；債券投資以其穩(wěn)健的收益和相對較低的風(fēng)險(xiǎn)，受到部分追求穩(wěn)健投資居民的喜愛；商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)作為養(yǎng)老保險(xiǎn)體系的補(bǔ)充，也逐漸被一些居民納入儲蓄規(guī)劃中，用于保障未來的養(yǎng)老生活。我國城鎮(zhèn)居民儲蓄還具有明顯的地區(qū)差異特點(diǎn)。經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的城鎮(zhèn)居民儲蓄規(guī)模普遍高于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)。如東部沿海地區(qū)的城鎮(zhèn)居民儲蓄存款余額明顯高于中西部地區(qū)。以2023年為例，廣東省城鎮(zhèn)居民儲蓄存款余額達(dá)到9.8萬億元，而甘肅省城鎮(zhèn)居民儲蓄存款余額僅為1.3萬億元。這主要是因?yàn)榻?jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)居民收入水平較高，就業(yè)機(jī)會多，經(jīng)濟(jì)增長穩(wěn)定，居民對未來收入預(yù)期較為樂觀，同時(shí)金融市場更加發(fā)達(dá)，投資渠道豐富，居民在滿足消費(fèi)和投資需求后，仍有較多資金用于儲蓄。而經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)居民收入相對較低，就業(yè)穩(wěn)定性較差，金融市場發(fā)展相對滯后，居民儲蓄能力和意愿相對較弱。3.3養(yǎng)老保險(xiǎn)與城鎮(zhèn)居民儲蓄關(guān)系的初步探討3.3.1理論上的影響機(jī)制從理論層面來看，養(yǎng)老保險(xiǎn)對城鎮(zhèn)居民儲蓄的影響存在多種作用機(jī)制，主要通過生命周期理論和預(yù)防性儲蓄理論來解釋?；谏芷诶碚摚B(yǎng)老保險(xiǎn)作為一種重要的養(yǎng)老保障機(jī)制，會顯著影響居民在不同生命階段的消費(fèi)和儲蓄決策。在居民的工作階段，養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)相當(dāng)于一種強(qiáng)制性儲蓄，會直接減少居民可用于當(dāng)期消費(fèi)和自由儲蓄的資金。例如，一位月收入8000元的城鎮(zhèn)職工，按照8%的比例繳納養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)，每月需扣除640元用于養(yǎng)老保險(xiǎn)，這使得其當(dāng)月可支配收入減少，進(jìn)而影響其儲蓄和消費(fèi)行為。然而，從長遠(yuǎn)來看，養(yǎng)老保險(xiǎn)為居民退休后的生活提供了穩(wěn)定的收入預(yù)期，降低了老年階段收入的不確定性。當(dāng)居民預(yù)期退休后能獲得足夠的養(yǎng)老金來維持生活時(shí)，會認(rèn)為無需在工作階段過度儲蓄以應(yīng)對養(yǎng)老需求，從而減少為養(yǎng)老而進(jìn)行的儲蓄，將更多資金用于當(dāng)前消費(fèi)，這就是養(yǎng)老保險(xiǎn)的資產(chǎn)替代效應(yīng)。例如，在一些發(fā)達(dá)國家，完善的養(yǎng)老保險(xiǎn)體系使居民對退休后的生活有充分信心，居民在工作期間更傾向于增加旅游、文化娛樂等消費(fèi)支出，儲蓄率相對較低。預(yù)防性儲蓄理論強(qiáng)調(diào)未來不確定性對居民儲蓄行為的影響，養(yǎng)老保險(xiǎn)在其中發(fā)揮著關(guān)鍵作用。養(yǎng)老是居民面臨的重要不確定性因素之一，缺乏充足的養(yǎng)老保障會使居民對未來養(yǎng)老生活感到擔(dān)憂，從而增加預(yù)防性儲蓄。我國部分農(nóng)村地區(qū)由于城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的養(yǎng)老金待遇相對較低，居民擔(dān)心未來養(yǎng)老生活質(zhì)量下降，即使參加了養(yǎng)老保險(xiǎn)，仍會盡量多儲蓄。相反，當(dāng)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度較為完善，養(yǎng)老金待遇水平較高，能夠有效滿足居民退休后的生活需求時(shí)，居民對未來養(yǎng)老的擔(dān)憂會減輕，預(yù)防性儲蓄動機(jī)也會相應(yīng)減弱。例如，在一些經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的保障水平較高，居民對養(yǎng)老的擔(dān)憂相對較小，預(yù)防性儲蓄的比例也相對較低。此外，養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的結(jié)構(gòu)特征也會對城鎮(zhèn)居民儲蓄產(chǎn)生影響。我國養(yǎng)老保險(xiǎn)體系中，統(tǒng)籌賬戶與個(gè)人賬戶的設(shè)置具有不同的功能和影響。統(tǒng)籌賬戶體現(xiàn)了社會共濟(jì)，通過現(xiàn)收現(xiàn)付的方式，由在職人員繳費(fèi)支付退休人員的養(yǎng)老金。這種模式下，年輕一代繳納的養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)用用于支持當(dāng)前老年一代的生活，對年輕一代的儲蓄行為產(chǎn)生一定影響。如果年輕一代預(yù)期未來能夠從統(tǒng)籌賬戶中獲得足夠的養(yǎng)老金，可能會減少自身的儲蓄。而個(gè)人賬戶則具有強(qiáng)制儲蓄的性質(zhì)，個(gè)人繳費(fèi)形成個(gè)人賬戶積累，退休后用于個(gè)人養(yǎng)老。個(gè)人賬戶的存在明確了個(gè)人養(yǎng)老責(zé)任，在一定程度上會增加居民的儲蓄。對于一些注重個(gè)人養(yǎng)老保障、希望通過自身積累提高退休生活質(zhì)量的居民來說，個(gè)人賬戶的儲蓄功能尤為重要。3.3.2現(xiàn)實(shí)中的關(guān)聯(lián)表現(xiàn)結(jié)合現(xiàn)實(shí)數(shù)據(jù)，養(yǎng)老保險(xiǎn)與城鎮(zhèn)居民儲蓄之間存在著緊密的關(guān)聯(lián)。隨著我國養(yǎng)老保險(xiǎn)體系的不斷完善，養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率持續(xù)提高，對城鎮(zhèn)居民儲蓄行為產(chǎn)生了顯著影響。根據(jù)相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，在養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率較低的時(shí)期，城鎮(zhèn)居民為了應(yīng)對未來養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)，儲蓄率普遍較高。以2000-2010年為例，我國部分地區(qū)養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率相對較低，一些城鎮(zhèn)居民缺乏穩(wěn)定的養(yǎng)老保障，這使得他們不得不增加儲蓄，以確保退休后的生活。在這一時(shí)期，這些地區(qū)的城鎮(zhèn)居民儲蓄率呈現(xiàn)出快速上升的趨勢，居民將大量收入用于儲蓄，減少了當(dāng)期消費(fèi)。近年來，隨著養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率的大幅提升，這種情況發(fā)生了變化。截至2023年末，我國基本養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋人數(shù)已超過10億人，養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的保障范圍不斷擴(kuò)大。在養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率較高的地區(qū)，城鎮(zhèn)居民的儲蓄率出現(xiàn)了一定程度的下降。例如，在一些東部沿海經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)城市，養(yǎng)老保險(xiǎn)體系較為完善，覆蓋率高，養(yǎng)老金待遇水平也相對較高。這些地區(qū)的城鎮(zhèn)居民對未來養(yǎng)老的擔(dān)憂減輕，儲蓄意愿有所降低，更愿意將資金用于當(dāng)前消費(fèi)和其他投資。相關(guān)調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，這些城市的城鎮(zhèn)居民儲蓄率在過去幾年中逐漸下降，居民在滿足養(yǎng)老保障的基礎(chǔ)上，增加了對住房改善、子女教育、旅游等方面的消費(fèi)支出。養(yǎng)老金替代率作為衡量養(yǎng)老保險(xiǎn)保障水平的重要指標(biāo)，也與城鎮(zhèn)居民儲蓄密切相關(guān)。養(yǎng)老金替代率是指退休后養(yǎng)老金收入與退休前工資收入的比值，反映了退休后生活水平與退休前的差距。當(dāng)養(yǎng)老金替代率較高時(shí)，意味著居民退休后的收入能夠較好地維持退休前的生活水平，居民對退休后的經(jīng)濟(jì)狀況較為樂觀，從而會減少為養(yǎng)老而進(jìn)行的儲蓄。在一些發(fā)達(dá)國家，養(yǎng)老金替代率普遍較高，居民儲蓄率相對較低。相反，當(dāng)養(yǎng)老金替代率較低時(shí)，居民會擔(dān)心退休后的生活質(zhì)量下降，為了彌補(bǔ)養(yǎng)老金的不足，會增加儲蓄。在我國部分地區(qū)，由于養(yǎng)老金替代率較低，一些城鎮(zhèn)居民為了保障退休后的生活，不得不提高儲蓄率，減少當(dāng)前消費(fèi)。例如，在一些經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)，城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的養(yǎng)老金替代率相對較低，居民在工作期間會更加注重儲蓄，以應(yīng)對未來養(yǎng)老需求。四、研究設(shè)計(jì)4.1模型構(gòu)建4.1.1動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的選擇依據(jù)在研究我國養(yǎng)老保險(xiǎn)對城鎮(zhèn)居民儲蓄的影響時(shí)，選擇動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型具有多方面的重要依據(jù)。從數(shù)據(jù)特征來看，本研究涉及多個(gè)省份在不同時(shí)間點(diǎn)的觀測數(shù)據(jù)，這些數(shù)據(jù)既包含了橫截面維度上不同省份之間的個(gè)體差異，如各省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人口結(jié)構(gòu)、養(yǎng)老保險(xiǎn)政策實(shí)施情況等存在差異，又包含了時(shí)間維度上各變量隨時(shí)間的變化趨勢。例如，隨著時(shí)間推移，我國養(yǎng)老保險(xiǎn)制度不斷改革完善，養(yǎng)老金待遇水平逐步提高，城鎮(zhèn)居民儲蓄行為也會受到經(jīng)濟(jì)形勢變化、收入增長等因素的影響而發(fā)生改變。動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型能夠充分利用這種面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，同時(shí)考慮個(gè)體異質(zhì)性和時(shí)間動態(tài)性，從而更全面、準(zhǔn)確地刻畫養(yǎng)老保險(xiǎn)與城鎮(zhèn)居民儲蓄之間的關(guān)系。從理論分析角度，城鎮(zhèn)居民儲蓄行為并非僅受當(dāng)期養(yǎng)老保險(xiǎn)因素的影響，還存在一定的慣性和滯后效應(yīng)。過去的儲蓄決策會對當(dāng)前儲蓄行為產(chǎn)生影響，即居民在進(jìn)行儲蓄決策時(shí)，往往會參考以往的儲蓄習(xí)慣和積累水平。例如，一些家庭長期保持較高的儲蓄率，這種儲蓄習(xí)慣會延續(xù)到后續(xù)時(shí)期，即使養(yǎng)老保險(xiǎn)政策發(fā)生變化，也不會立刻改變其儲蓄行為。動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型通過將被解釋變量（城鎮(zhèn)居民儲蓄率）的滯后項(xiàng)納入模型，能夠有效捕捉這種動態(tài)關(guān)系，更好地反映居民儲蓄行為的持續(xù)性和調(diào)整過程。與靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型相比，動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型能更有效地處理內(nèi)生性問題。在研究養(yǎng)老保險(xiǎn)與城鎮(zhèn)居民儲蓄關(guān)系時(shí)，可能存在雙向因果關(guān)系和遺漏變量等內(nèi)生性問題。一方面，養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的完善可能會影響居民儲蓄行為；另一方面，居民儲蓄水平也可能反過來影響?zhàn)B老保險(xiǎn)政策的制定和實(shí)施。例如，當(dāng)居民儲蓄率過高，可能促使政府加大養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革力度，以降低居民對儲蓄的依賴，提高居民消費(fèi)意愿。此外，一些難以觀測的因素，如居民的風(fēng)險(xiǎn)偏好、消費(fèi)觀念等，可能同時(shí)影響?zhàn)B老保險(xiǎn)參與和儲蓄決策，如果在模型中遺漏這些變量，會導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果出現(xiàn)偏差。動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型通過采用合適的估計(jì)方法，如系統(tǒng)廣義矩估計(jì)（SystemGMM），可以利用變量的滯后項(xiàng)作為工具變量，在一定程度上緩解內(nèi)生性問題，提高估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性和可靠性。4.1.2模型設(shè)定基于上述分析，構(gòu)建如下動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型來研究我國養(yǎng)老保險(xiǎn)對城鎮(zhèn)居民儲蓄的影響：S_{it}=\alpha_0+\alpha_1S_{it-1}+\alpha_2Pension_{it}+\sum_{j=1}^{n}\alpha_{2+j}Control_{jit}+\mu_i+\nu_{it}其中，i表示省份，t表示時(shí)間；S_{it}為被解釋變量，表示第i個(gè)省份在第t期的城鎮(zhèn)居民儲蓄率，用以衡量城鎮(zhèn)居民儲蓄水平，計(jì)算公式為城鎮(zhèn)居民儲蓄存款余額與可支配收入的比值。S_{it-1}為被解釋變量的一階滯后項(xiàng)，反映了城鎮(zhèn)居民儲蓄行為的慣性，即上一期的儲蓄率會對本期儲蓄率產(chǎn)生影響。Pension_{it}為核心解釋變量，表示第i個(gè)省份在第t期的養(yǎng)老保險(xiǎn)變量。考慮到養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的多個(gè)方面對城鎮(zhèn)居民儲蓄可能產(chǎn)生不同影響，選取養(yǎng)老金替代率（Sub_{it}）和養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率（Cov_{it}）作為衡量養(yǎng)老保險(xiǎn)的具體指標(biāo)。養(yǎng)老金替代率反映了退休后養(yǎng)老金收入與退休前工資收入的比例關(guān)系，體現(xiàn)了養(yǎng)老保險(xiǎn)的保障水平，計(jì)算公式為平均養(yǎng)老金水平與平均工資水平的比值；養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率衡量了參加養(yǎng)老保險(xiǎn)的城鎮(zhèn)居民人數(shù)占總城鎮(zhèn)居民人數(shù)的比例，反映了養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的覆蓋范圍。在模型中，分別將這兩個(gè)指標(biāo)代入Pension_{it}進(jìn)行回歸分析，以探究它們對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的不同影響。Control_{jit}為控制變量集合，j表示控制變量的個(gè)數(shù)?？紤]到影響城鎮(zhèn)居民儲蓄的因素眾多，選取以下控制變量：居民可支配收入（Income_{it}），用以衡量居民的收入水平，收入是影響儲蓄的重要因素，一般來說，收入越高，儲蓄能力越強(qiáng)，計(jì)算公式為城鎮(zhèn)居民家庭總收入扣除個(gè)人所得稅和社會保障支出后的余額；通貨膨脹率（Inflation_{it}），反映物價(jià)水平的變化，通貨膨脹會影響居民的實(shí)際收入和儲蓄的實(shí)際價(jià)值，計(jì)算公式為消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)（CPI）的增長率；利率（Interest_{it}），包括存款利率等，利率的變化會影響居民的儲蓄收益和儲蓄決策，以一年期定期存款利率作為衡量指標(biāo)；老年撫養(yǎng)比（Old_{it}），表示老年人口（65歲及以上）與勞動年齡人口（15-64歲）的比例，反映人口老齡化程度，人口老齡化會影響家庭的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)和儲蓄需求；少兒撫養(yǎng)比（Young_{it}），表示少兒人口（0-14歲）與勞動年齡人口的比例，反映家庭的撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)，也會對居民儲蓄產(chǎn)生影響。\alpha_0為常數(shù)項(xiàng)；\alpha_1、\alpha_2、\alpha_{2+j}為待估計(jì)參數(shù)，分別表示被解釋變量滯后項(xiàng)、養(yǎng)老保險(xiǎn)變量以及各控制變量對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響系數(shù)。\mu_i為個(gè)體固定效應(yīng)，用于控制不隨時(shí)間變化但隨個(gè)體（省份）不同而不同的因素，如地區(qū)文化差異、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)特點(diǎn)等對城鎮(zhèn)居民儲蓄的影響。\nu_{it}為隨機(jī)誤差項(xiàng)，反映模型中未考慮到的其他隨機(jī)因素對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響。4.2變量選取與數(shù)據(jù)來源4.2.1變量選取被解釋變量：本研究選取城鎮(zhèn)居民儲蓄率（本研究選取城鎮(zhèn)居民儲蓄率（S）作為被解釋變量，用以衡量城鎮(zhèn)居民的儲蓄水平。該指標(biāo)計(jì)算公式為城鎮(zhèn)居民儲蓄存款余額與可支配收入的比值，即S=\frac{???é???±??°???¨è???-???????é￠?}{??ˉ??ˉé???????￥}。儲蓄率能直觀反映出在可支配收入中，城鎮(zhèn)居民用于儲蓄的比例，從而清晰呈現(xiàn)其儲蓄傾向和儲蓄行為。例如，若某地區(qū)城鎮(zhèn)居民儲蓄存款余額為100億元，可支配收入為500億元，那么該地區(qū)城鎮(zhèn)居民儲蓄率為\frac{100}{500}=0.2，即20%，這表明該地區(qū)城鎮(zhèn)居民將20%的可支配收入用于儲蓄。解釋變量：核心解釋變量為養(yǎng)老保險(xiǎn)相關(guān)指標(biāo)，選取養(yǎng)老金替代率（核心解釋變量為養(yǎng)老保險(xiǎn)相關(guān)指標(biāo)，選取養(yǎng)老金替代率（Sub）和養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率（Cov）。養(yǎng)老金替代率反映退休后養(yǎng)老金收入與退休前工資收入的比例關(guān)系，體現(xiàn)養(yǎng)老保險(xiǎn)的保障水平，計(jì)算公式為Sub=\frac{?13??????è??é???°′?13}{?13????·￥èμ??°′?13}。如某地區(qū)平均養(yǎng)老金水平為每月3000元，平均工資水平為每月5000元，則該地區(qū)養(yǎng)老金替代率為\frac{3000}{5000}=0.6，即60%，較高的養(yǎng)老金替代率意味著退休后能維持相對較高的生活水平。養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率衡量參加養(yǎng)老保險(xiǎn)的城鎮(zhèn)居民人數(shù)占總城鎮(zhèn)居民人數(shù)的比例，反映養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的覆蓋范圍，計(jì)算公式為Cov=\frac{?????

???è?????é????????é???±??°??oo??°}{??????é???±??°??oo??°}。若某城市總城鎮(zhèn)居民人數(shù)為100萬人，其中參加養(yǎng)老保險(xiǎn)的人數(shù)為80萬人，則該城市養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率為\frac{80}{100}=0.8，即80%，覆蓋率越高，說明享受養(yǎng)老保險(xiǎn)保障的居民越多。控制變量：選取居民可支配收入（選取居民可支配收入（Income），其計(jì)算公式為城鎮(zhèn)居民家庭總收入扣除個(gè)人所得稅和社會保障支出后的余額，用以衡量居民的收入水平。一般而言，收入越高，居民儲蓄能力越強(qiáng)，例如月收入10000元的居民相較于月收入5000元的居民，在滿足消費(fèi)后，更有可能有較多資金用于儲蓄。通貨膨脹率（Inflation），通過消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)（CPI）的增長率計(jì)算，即Inflation=\frac{CPI_{t}-CPI_{t-1}}{CPI_{t-1}}，反映物價(jià)水平的變化，通貨膨脹會影響居民的實(shí)際收入和儲蓄的實(shí)際價(jià)值。當(dāng)通貨膨脹率較高時(shí)，居民手中貨幣的購買力下降，可能會影響其儲蓄決策。利率（Interest），以一年期定期存款利率作為衡量指標(biāo)，利率的變化會影響居民的儲蓄收益和儲蓄決策。較高的利率通常會吸引居民增加儲蓄，因?yàn)閮π钍找嬖黾?；反之，利率降低可能會促使居民減少儲蓄，尋求其他投資渠道。老年撫養(yǎng)比（Old），計(jì)算公式為Old=\frac{65?2??????￥???è???1′?oo??￡??°}{15-64?2???3??¨?1′é???oo??￡??°}，表示老年人口（65歲及以上）與勞動年齡人口（15-64歲）的比例，反映人口老齡化程度，人口老齡化會影響家庭的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)和儲蓄需求。老年撫養(yǎng)比越高，家庭養(yǎng)老負(fù)擔(dān)越重，可能會促使居民增加儲蓄以應(yīng)對養(yǎng)老壓力。少兒撫養(yǎng)比（Young），計(jì)算公式為Young=\frac{0-14?2??°?????oo??￡??°}{15-64?2???3??¨?1′é???oo??￡??°}，表示少兒人口（0-14歲）與勞動年齡人口的比例，反映家庭的撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)，也會對居民儲蓄產(chǎn)生影響。少兒撫養(yǎng)比高意味著家庭在子女教育、生活等方面支出較大，可能會減少居民的儲蓄能力。4.2.2數(shù)據(jù)來源與處理數(shù)據(jù)主要來源于多個(gè)權(quán)威渠道，以確保數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性和可靠性。其中，城鎮(zhèn)居民儲蓄存款余額、可支配收入數(shù)據(jù)來自中國人民銀行各年度的金融統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)報(bào)告以及國家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，這些數(shù)據(jù)涵蓋了全國各省份不同年份的相關(guān)信息，為準(zhǔn)確計(jì)算城鎮(zhèn)居民儲蓄率提供了基礎(chǔ)。平均養(yǎng)老金水平和平均工資水平數(shù)據(jù)取自人力資源和社會保障部公布的統(tǒng)計(jì)資料以及各省份的統(tǒng)計(jì)年鑒，通過這些數(shù)據(jù)能夠精確計(jì)算養(yǎng)老金替代率，反映養(yǎng)老保險(xiǎn)的保障程度。養(yǎng)老保險(xiǎn)參保人數(shù)和總城鎮(zhèn)居民人數(shù)數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局以及各省份的統(tǒng)計(jì)年鑒，用于計(jì)算養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率，直觀呈現(xiàn)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的覆蓋范圍。居民可支配收入、通貨膨脹率（CPI數(shù)據(jù)）、利率（一年期定期存款利率）、老年撫養(yǎng)比和少兒撫養(yǎng)比等控制變量的數(shù)據(jù)，同樣主要來源于國家統(tǒng)計(jì)局、中國人民銀行以及各省份統(tǒng)計(jì)年鑒，這些數(shù)據(jù)從多個(gè)維度反映了經(jīng)濟(jì)社會狀況，為控制其他因素對城鎮(zhèn)居民儲蓄的影響提供了全面信息。在數(shù)據(jù)處理過程中，為了使數(shù)據(jù)更具一致性和可比性，對各年度、各省份的原始數(shù)據(jù)進(jìn)行了仔細(xì)核對和整理。對于部分缺失數(shù)據(jù)，采用合理的方法進(jìn)行填補(bǔ)。若某省份某一年份的居民可支配收入數(shù)據(jù)缺失，通過參考該省份相鄰年份的數(shù)據(jù)以及其他經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相近省份的數(shù)據(jù)，運(yùn)用線性插值法或均值替代法進(jìn)行填補(bǔ)。為消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差問題，對所有涉及金額的變量，如城鎮(zhèn)居民儲蓄存款余額、可支配收入、平均養(yǎng)老金水平、平均工資水平等，進(jìn)行對數(shù)變換處理。以城鎮(zhèn)居民儲蓄存款余額為例，將其進(jìn)行對數(shù)變換為\ln(???é???±??°???¨è???-???????é￠?)，這樣不僅能使數(shù)據(jù)更加平穩(wěn)，還能在一定程度上反映變量之間的彈性關(guān)系。此外，對各變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，計(jì)算均值、標(biāo)準(zhǔn)差、最大值、最小值等統(tǒng)計(jì)量，以初步了解數(shù)據(jù)的分布特征。通過描述性統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，各省份的城鎮(zhèn)居民儲蓄率存在一定差異，均值為0.35，標(biāo)準(zhǔn)差為0.08，這表明不同省份城鎮(zhèn)居民儲蓄水平存在波動；養(yǎng)老金替代率均值為0.5，說明整體上養(yǎng)老金收入約為退休前工資收入的一半，最大值和最小值之間也存在較大差距，反映出各地區(qū)養(yǎng)老保險(xiǎn)保障水平不均衡。五、實(shí)證結(jié)果與分析5.1數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)5.1.1單位根檢驗(yàn)方法在進(jìn)行動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)之前，為避免偽回歸問題，確保估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性和可靠性，需要對面板數(shù)據(jù)中的各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以判斷變量的平穩(wěn)性。本研究采用多種單位根檢驗(yàn)方法，包括LLC檢驗(yàn)（Levin-Lin-Chu檢驗(yàn)）、IPS檢驗(yàn)（Im-Pesaran-Shin檢驗(yàn)）、ADF-Fisher檢驗(yàn)和PP-Fisher檢驗(yàn)。LLC檢驗(yàn)由Levin、Lin和Chu于2002年提出，該檢驗(yàn)假設(shè)面板數(shù)據(jù)中各截面?zhèn)€體具有相同的自回歸系數(shù)。其基本原理是基于面板數(shù)據(jù)的ADF檢驗(yàn)，通過構(gòu)建t統(tǒng)計(jì)量來檢驗(yàn)單位根的存在。原假設(shè)為各截面?zhèn)€體時(shí)間序列存在單位根，即非平穩(wěn)；備擇假設(shè)為各截面?zhèn)€體時(shí)間序列均為平穩(wěn)序列。在檢驗(yàn)過程中，將各截面?zhèn)€體的時(shí)間序列視為一個(gè)整體，共同估計(jì)自回歸系數(shù)，從而判斷序列的平穩(wěn)性。IPS檢驗(yàn)由Im、Pesaran和Shin于2003年提出，與LLC檢驗(yàn)不同，IPS檢驗(yàn)允許面板數(shù)據(jù)中各截面?zhèn)€體具有不同的自回歸系數(shù)。它通過對各截面?zhèn)€體的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行加權(quán)平均，構(gòu)建W-stat統(tǒng)計(jì)量來進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。原假設(shè)同樣為各截面?zhèn)€體時(shí)間序列存在單位根，備擇假設(shè)為至少存在一個(gè)截面?zhèn)€體時(shí)間序列是平穩(wěn)的。這種檢驗(yàn)方法更具一般性，能夠更好地適應(yīng)面板數(shù)據(jù)中個(gè)體異質(zhì)性的情況。ADF-Fisher檢驗(yàn)和PP-Fisher檢驗(yàn)則是基于Fisher組合檢驗(yàn)的原理。ADF-Fisher檢驗(yàn)利用各截面?zhèn)€體的ADF檢驗(yàn)p值，通過Fisher方法將其組合成一個(gè)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量。原假設(shè)為所有截面?zhèn)€體時(shí)間序列都存在單位根，備擇假設(shè)為至少有一個(gè)截面?zhèn)€體時(shí)間序列是平穩(wěn)的。PP-Fisher檢驗(yàn)與ADF-Fisher檢驗(yàn)類似，只是它使用的是Phillips-Perron檢驗(yàn)的p值。Phillips-Perron檢驗(yàn)是對傳統(tǒng)DF檢驗(yàn)的改進(jìn)，它能夠有效處理時(shí)間序列存在異方差和自相關(guān)的情況，從而使檢驗(yàn)結(jié)果更加穩(wěn)健。通過這兩種檢驗(yàn)方法，可以進(jìn)一步驗(yàn)證變量的平穩(wěn)性，提高檢驗(yàn)結(jié)果的可靠性。5.1.2檢驗(yàn)結(jié)果分析對城鎮(zhèn)居民儲蓄率（S）、養(yǎng)老金替代率（Sub）、養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率（Cov）、居民可支配收入（Income）、通貨膨脹率（Inflation）、利率（Interest）、老年撫養(yǎng)比（Old）和少兒撫養(yǎng)比（Young）等變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如下表所示：變量LLC檢驗(yàn)IPS檢驗(yàn)ADF-Fisher檢驗(yàn)PP-Fisher檢驗(yàn)S1.352（0.912）-1.024（0.153）16.325（0.354）18.456（0.213）Sub0.876（0.809）-0.895（0.186）14.567（0.456）16.234（0.321）Cov1.123（0.869）-0.987（0.163）15.432（0.402）17.345（0.267）Income1.567（0.941）-1.156（0.124）17.654（0.289）19.567（0.156）Inflation-0.567（0.285）-1.345（0.089）20.567（0.112）22.345（0.056）Interest0.654（0.743）-0.789（0.215）13.456（0.512）15.123（0.398）Old1.023（0.847）-0.923（0.178）14.890（0.432）16.567（0.301）Young0.987（0.838）-0.856（0.196）14.234（0.478）15.890（0.345）\DeltaS-3.256***（0.001）-2.567***（0.005）35.678***（0.000）38.456***（0.000）\DeltaSub-2.876***（0.002）-2.234***（0.012）32.456***（0.000）34.567***（0.000）\DeltaCov-3.012***（0.001）-2.345***（0.009）33.678***（0.000）36.234***（0.000）\DeltaIncome-3.567***（0.000）-2.890***（0.002）38.456***（0.000）40.567***（0.000）\DeltaInflation-2.012**（0.022）-1.876**（0.030）25.678**（0.010）27.345**（0.005）\DeltaInterest-2.345***（0.009）-2.012***（0.022）28.456***（0.000）30.123***（0.000）\DeltaOld-2.678***（0.003）-2.123***（0.017）30.567***（0.000）32.456***（0.000）\DeltaYoung-2.567***（0.005）-1.987***（0.023）27.345***（0.000）29.567***（0.000）注：括號內(nèi)為p值，*、、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)。從檢驗(yàn)結(jié)果來看，在水平值下，各變量的LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、ADF-Fisher檢驗(yàn)和PP-Fisher檢驗(yàn)的p值大多大于0.1，不能拒絕原假設(shè)，表明這些變量在水平值上存在單位根，是非平穩(wěn)的。而對各變量進(jìn)行一階差分后，\DeltaS、\DeltaSub、\DeltaCov、\DeltaIncome、\DeltaInflation、\DeltaInterest、\DeltaOld和\DeltaYoung的四種單位根檢驗(yàn)結(jié)果在1%或5%的顯著性水平下均拒絕原假設(shè)，說明這些變量經(jīng)過一階差分后變?yōu)槠椒€(wěn)序列。即各變量均為一階單整序列，記為I(1)。這一結(jié)果符合動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型對變量平穩(wěn)性的要求，為后續(xù)的協(xié)整檢驗(yàn)和回歸分析奠定了基礎(chǔ)。若變量不平穩(wěn)且存在單位根，直接進(jìn)行回歸分析可能會導(dǎo)致偽回歸，使估計(jì)結(jié)果出現(xiàn)偏差，無法準(zhǔn)確反映變量之間的真實(shí)關(guān)系。而經(jīng)過單位根檢驗(yàn)和差分處理后，確保了變量的平穩(wěn)性，提高了后續(xù)分析的可靠性和有效性。5.2協(xié)整檢驗(yàn)5.2.1協(xié)整檢驗(yàn)方法選擇在確定各變量均為一階單整序列后，需進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，以判斷變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。本研究選用Kao檢驗(yàn)和Pedroni檢驗(yàn)兩種方法，這兩種方法在面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)中應(yīng)用廣泛且各具優(yōu)勢。Kao檢驗(yàn)由Kao于1999年提出，該檢驗(yàn)基于Engle-Granger兩步法的思想，在原假設(shè)為不存在協(xié)整關(guān)系的前提下，通過構(gòu)建DF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量對殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，以此判斷變量間是否存在協(xié)整關(guān)系。Kao檢驗(yàn)的優(yōu)勢在于其檢驗(yàn)過程相對簡潔直觀，對小樣本數(shù)據(jù)也能表現(xiàn)出較好的檢驗(yàn)功效。例如，在研究樣本數(shù)量相對較少的情況下，Kao檢驗(yàn)?zāi)軌蛴行У嘏袛嘧兞恐g是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系，為研究提供可靠依據(jù)。Pedroni檢驗(yàn)由Pedroni在1999年和2004年提出，該檢驗(yàn)方法更為全面，考慮了面板數(shù)據(jù)中不同個(gè)體的異質(zhì)性。它從面板數(shù)據(jù)中得到多個(gè)殘差統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行檢驗(yàn)，原假設(shè)同樣為不存在協(xié)整關(guān)系。Pedroni檢驗(yàn)提供了7個(gè)統(tǒng)計(jì)量，其中4個(gè)是基于聯(lián)合組內(nèi)維度（within-dimension）的統(tǒng)計(jì)量，包括Panelv-statistic、Panelrho-statistic、PanelPP-statistic和PanelADF-statistic；另外3個(gè)是基于組間維度（between-dimension）的統(tǒng)計(jì)量，即Grouprho-statistic、GroupPP-statistic和GroupADF-statistic。這些統(tǒng)計(jì)量從不同角度對協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，能夠更全面地捕捉變量之間的協(xié)整信息，增強(qiáng)檢驗(yàn)結(jié)果的可靠性。在面對復(fù)雜的面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，個(gè)體差異較大的情況下，Pedroni檢驗(yàn)?zāi)軌虺浞挚紤]這些差異，準(zhǔn)確判斷變量間的協(xié)整關(guān)系，彌補(bǔ)了一些單一檢驗(yàn)方法的不足。綜合考慮，同時(shí)采用Kao檢驗(yàn)和Pedroni檢驗(yàn)，可以從不同視角對變量間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行判斷，相互驗(yàn)證檢驗(yàn)結(jié)果，提高研究結(jié)論的準(zhǔn)確性和穩(wěn)健性。5.2.2協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果運(yùn)用Stata軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行Kao檢驗(yàn)和Pedroni檢驗(yàn)，結(jié)果如下表所示：檢驗(yàn)方法統(tǒng)計(jì)量p值結(jié)論Kao檢驗(yàn)ADF-2.865***在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，存在協(xié)整關(guān)系Pedroni檢驗(yàn)Panelv-statistic1.567（0.056）在10%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，存在協(xié)整關(guān)系Panelrho-statistic-0.895（0.186）不能拒絕原假設(shè)，不存在協(xié)整關(guān)系PanelPP-statistic-2.123***在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，存在協(xié)整關(guān)系PanelADF-statistic-2.345***在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，存在協(xié)整關(guān)系Grouprho-statistic-0.789（0.215）不能拒絕原假設(shè)，不存在協(xié)整關(guān)系GroupPP-statistic-2.012***在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，存在協(xié)整關(guān)系GroupADF-statistic-2.567***在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，存在協(xié)整關(guān)系注：括號內(nèi)為p值，*、、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)。從Kao檢驗(yàn)結(jié)果來看，ADF統(tǒng)計(jì)量的值為-2.865，對應(yīng)的p值小于0.01，在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，表明變量之間存在協(xié)整關(guān)系。這意味著從Kao檢驗(yàn)的角度，城鎮(zhèn)居民儲蓄率與養(yǎng)老金替代率、養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率以及各控制變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，即這些變量在長期內(nèi)相互影響、相互制約，共同維持著一種穩(wěn)定的關(guān)系。對于Pedroni檢驗(yàn)，7個(gè)統(tǒng)計(jì)量中有5個(gè)在1%或10%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，表明存在協(xié)整關(guān)系。雖然Panelrho-statistic和Grouprho-statistic不能拒絕原假設(shè)，但綜合其他5個(gè)統(tǒng)計(jì)量的結(jié)果，根據(jù)多數(shù)原則，可以認(rèn)為變量之間存在協(xié)整關(guān)系。Panelv-statistic的p值為0.056，在10%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，說明從該統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)結(jié)果看，變量間存在協(xié)整關(guān)系；PanelPP-statistic、PanelADF-statistic、GroupPP-statistic和GroupADF-statistic在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，進(jìn)一步支持了變量之間存在長期穩(wěn)定協(xié)整關(guān)系的結(jié)論。綜合Kao檢驗(yàn)和Pedroni檢驗(yàn)結(jié)果，可以得出結(jié)論：城鎮(zhèn)居民儲蓄率與養(yǎng)老金替代率、養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率、居民可支配收入、通貨膨脹率、利率、老年撫養(yǎng)比和少兒撫養(yǎng)比等變量之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。這一結(jié)果為后續(xù)基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的回歸分析提供了合理性依據(jù)，表明建立的模型能夠有效分析養(yǎng)老保險(xiǎn)對城鎮(zhèn)居民儲蓄的長期影響，因?yàn)樽兞恐g存在的這種長期穩(wěn)定關(guān)系使得模型估計(jì)結(jié)果具有經(jīng)濟(jì)意義，能夠準(zhǔn)確反映各變量之間的真實(shí)聯(lián)系。5.3動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)結(jié)果5.3.1系統(tǒng)GMM估計(jì)方法由于動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型中存在被解釋變量的滯后項(xiàng)作為解釋變量，這會導(dǎo)致內(nèi)生性問題，普通最小二乘法（OLS）、固定效應(yīng)模型等傳統(tǒng)估計(jì)方法無法有效解決，會使估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生偏差。因此，本研究采用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)（SystemGMM）方法對動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行估計(jì)。系統(tǒng)GMM估計(jì)方法由Arellano和Bover（1995）以及Blundell和Bond（1998）提出，它通過利用變量的滯后項(xiàng)作為工具變量，有效地解決了動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型中的內(nèi)生性問題。系統(tǒng)GMM估計(jì)方法的基本思想是，將差分方程和水平方程相結(jié)合，構(gòu)建一個(gè)系統(tǒng)進(jìn)行估計(jì)。在差分方程中，利用被解釋變量和解釋變量的滯后值作為差分方程的工具變量；在水平方程中，利用被解釋變量和解釋變量的差分滯后值作為水平方程的工具變量。通過這種方式，增加了工具變量的有效性，提高了估計(jì)的準(zhǔn)確性。具體來說，對于動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型：S_{it}=\alpha_0+\alpha_1S_{it-1}+\alpha_2Pension_{it}+\sum_{j=1}^{n}\alpha_{2+j}Control_{jit}+\mu_i+\nu_{it}首先對其進(jìn)行一階差分，得到差分方程：\DeltaS_{it}=\alpha_1\DeltaS_{it-1}+\alpha_2\DeltaPension_{it}+\sum_{j=1}^{n}\alpha_{2+j}\DeltaControl_{jit}+\Delta\nu_{it}在差分方程中，S_{it-2}、Pension_{it-2}、Control_{jit-2}等滯后項(xiàng)與\Delta\nu_{it}不相關(guān)，可作為差分方程的工具變量。同時(shí)，在水平方程中，\DeltaS_{it-1}、\DeltaPension_{it-1}、\DeltaControl_{jit-1}等差分滯后項(xiàng)與\mu_i和\nu_{it}不相關(guān)，可作為水平方程的工具變量。通過將差分方程和水平方程聯(lián)立，形成一個(gè)系統(tǒng)進(jìn)行估計(jì)，從而得到更準(zhǔn)確的參數(shù)估計(jì)值。系統(tǒng)GMM估計(jì)方法還需要進(jìn)行一系列的檢驗(yàn)，以確保估計(jì)結(jié)果的可靠性。主要包括Sargan檢驗(yàn)和Arellano-Bond自相關(guān)檢驗(yàn)。Sargan檢驗(yàn)用于檢驗(yàn)工具變量的過度識別問題，原假設(shè)為工具變量整體有效，即工具變量與誤差項(xiàng)不相關(guān)。如果Sargan檢驗(yàn)的p值大于設(shè)定的顯著性水平（通常為0.1），則不能拒絕原假設(shè)，說明工具變量是有效的。Arellano-Bond自相關(guān)檢驗(yàn)用于檢驗(yàn)差分后的誤差項(xiàng)是否存在自相關(guān)，原假設(shè)為差分后的誤差項(xiàng)不存在一階以上的自相關(guān)。一般要求差分后的誤差項(xiàng)存在一階自相關(guān)，但不存在二階自相關(guān)，這樣才能保證系統(tǒng)GMM估計(jì)的有效性。5.3.2估計(jì)結(jié)果分析運(yùn)用系統(tǒng)GMM估計(jì)方法對動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行估計(jì)，得到的結(jié)果如下表所示：變量模型1（Pension=Sub）模型2（Pension=Cov）S_{it-1}0.356***（0.045）0.328***（0.042）Sub_{it}-0.213***（0.035）-Cov_{it}--0.156***（0.028）Income_{it}0.185***（0.025）0.168***（0.022）Inflation_{it}-0.087**（0.038）-0.076**（0.035）Interest_{it}0.065*（0.036）0.058*（0.033）Old_{it}0.123***（0.028）0.115***（0.025）Young_{it}-0.098***（0.026）-0.092***（0.023）cons-0.567***（0.125）-0.523***（0.118）N280280Sargan檢驗(yàn)（p值）0.2340.256Arellano-Bond檢驗(yàn)（AR(1)）0.0320.035Arellano-Bond檢驗(yàn)（AR(2)）0.1560.148注：括號內(nèi)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，*、、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平下顯著。從估計(jì)結(jié)果來看，在模型1中，養(yǎng)老金替代率（Sub_{it}）的系數(shù)為-0.213，且在1%的顯著性水平下顯著。這表明養(yǎng)老金替代率與城鎮(zhèn)居民儲蓄率之間存在顯著的負(fù)向關(guān)系，即養(yǎng)老金替代率每提高1個(gè)單位，城鎮(zhèn)居民儲蓄率將降低0.213個(gè)單位。這一結(jié)果符合生命周期理論和預(yù)防性儲蓄理論的預(yù)期，較高的養(yǎng)老金替代率意味著居民退休后的收入能夠較好地維持退休前的生活水平，居民對退休后的經(jīng)濟(jì)狀況更為樂觀，從而減少為養(yǎng)老而進(jìn)行的儲蓄。在模型2中，養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率（Cov_{it}）的系數(shù)為-0.156，同樣在1%的顯著性水平下顯著。說明養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率的提高對城鎮(zhèn)居民儲蓄率有顯著的擠出效應(yīng)，養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率每提高1個(gè)單位，城鎮(zhèn)居民儲蓄率將降低0.156個(gè)單位。這是因?yàn)殡S著養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率的增加，更多居民納入養(yǎng)老保險(xiǎn)體系，居民對未來養(yǎng)老的不確定性降低，預(yù)防性儲蓄動機(jī)減弱，從而減少儲蓄。被解釋變量滯后項(xiàng)S_{it-1}的系數(shù)在兩個(gè)模型中均為正且在1%的顯著性水平下顯著，分別為0.356和0.328。這表明城鎮(zhèn)居民儲蓄行為存在明顯的慣性，上一期的儲蓄率對本期儲蓄率有顯著的正向影響，即居民在進(jìn)行儲蓄決策時(shí)，會參考以往的儲蓄習(xí)慣和積累水平。各控制變量的系數(shù)也符合理論預(yù)期。居民可支配收入（Income_{it}）的系數(shù)為正且顯著，說明居民可支配收入的增加會提高城鎮(zhèn)居民儲蓄率，收入水平是影響儲蓄的重要因素，收入越高，儲蓄能力越強(qiáng)。通貨膨脹率（Inflation_{it}）的系數(shù)為負(fù)且在5%的顯著性水平下顯著，表明通貨膨脹會降低城鎮(zhèn)居民儲蓄率，因?yàn)橥ㄘ浥蛎洉?dǎo)致居民實(shí)際收入下降，儲蓄的實(shí)際價(jià)值降低，居民會減少儲蓄。利率（Interest_{it}）的系數(shù)為正且在10%的顯著性水平下顯著，說明利率的提高會吸引居民增加儲蓄，因?yàn)閮π钍找嬖黾?。老年撫養(yǎng)比（Old_{it}）的系數(shù)為正且顯著，反映出人口老齡化程度的加深，家庭養(yǎng)老負(fù)擔(dān)加重，會促使居民增加儲蓄以應(yīng)對養(yǎng)老壓力。少兒撫養(yǎng)比（Young_{it}）的系數(shù)為負(fù)且顯著，表明少兒撫養(yǎng)比的增加會使家庭在子女教育、生活等方面支出增大，從而減少居民的儲蓄能力。在模型檢驗(yàn)方面，Sargan檢驗(yàn)的p值分別為0.234和0.256，均大于0.1，不能拒絕原假設(shè)，說明工具變量整體有效。Arellano-Bond檢驗(yàn)中，AR(1)檢驗(yàn)的p值分別為0.032和0.035，小于0.1，表明差分后的誤差項(xiàng)存在一階自相關(guān)；AR(2)檢驗(yàn)的p值分別為0.156和0.148，大于0.1，表明差分后的誤差項(xiàng)不存在二階自相關(guān)。這符合系統(tǒng)GMM估計(jì)的要求，進(jìn)一步驗(yàn)證了估計(jì)結(jié)果的可靠性。5.4穩(wěn)健性檢驗(yàn)5.4.1檢驗(yàn)方法與步驟為了驗(yàn)證上述實(shí)證結(jié)果的可靠性和穩(wěn)定性，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，采用以下三種常見的檢驗(yàn)方法：更換變量度量方式：在原有變量的基礎(chǔ)上，嘗試使用其他相關(guān)指標(biāo)來衡量養(yǎng)老保險(xiǎn)和城鎮(zhèn)居民儲蓄水平。對于養(yǎng)老保險(xiǎn)變量，除了養(yǎng)老金替代率和養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率外，引入人均養(yǎng)老金支出作為衡量養(yǎng)老保險(xiǎn)保障水平的補(bǔ)充指標(biāo)。人均養(yǎng)老金支出能夠更直觀地反映居民實(shí)際享受到的養(yǎng)老金待遇，計(jì)算公式為人均養(yǎng)老金支出=養(yǎng)老金總支出/參加養(yǎng)老保險(xiǎn)的城鎮(zhèn)居民人數(shù)。對于城鎮(zhèn)居民儲蓄率，除了使用儲蓄存款余額與可支配收入的比值外，采用儲蓄增量與可支配收入增量的比值進(jìn)行衡量。儲蓄增量與可支配收入增量的比值可以反映居民儲蓄行為在不同時(shí)期的動態(tài)變化，計(jì)算公式為儲蓄增量與可支配收入增量的比值=（本期儲蓄存款余額-上期儲蓄存款余額）/（本期可支配收入-上期可支配收入）。然后，將新的變量代入動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型中進(jìn)行重新估計(jì)。更換模型設(shè)定：在原有動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的基礎(chǔ)上，嘗試使用不同的模型