城镇居民养老保险范文

城镇居民养老保险范文第1篇

关键词：河南省；城镇居民；社会养老保险；商业养老保险

1城镇居民养老保险概述

1.1养老保险的涵义

养老保险关系到我们每一个公民的切身权益，主要包括社会养老保险以及商业养老保险两个方面。商业养老保险作为以取得养老金为目标的长期人身保险拥有它本身无法取代的特质。（1）它不是强制入险；（2）投保人缴纳费用决定保障程度；（3）对于参加保险人员本身是没有任何限定的。本课题既研究讨论城镇居民养老保险中的社会养老保险，也对养老保险的另一个方面，即商业养老保险进行了相关的调查整理和研究。

1.2城镇居民的界定

从相关文献中总结出关于“城镇居民”的基本概念：常年生活并居住在城镇中的人。从广泛定义总结出来的相关的城镇居民的基本概念来解析，我们可以由此将城镇居民通过两个范围进行定义：从广义上来讲，城镇居民是指具有非农业户口并且已经在城镇定居的所有居民，这里面包括城镇职工和城镇居民；从狭义上来讲，城镇居民是指生活在城镇中，但不具有正当职业和基本稳定的收入，并且劳动关系不在当地社保局有备案的居民。本课题把狭义的城镇居民的养老保险问题作为研究的主要对象。

2河南省城镇居民养老保险存在的问题

2.1社会养老保险待遇水平低，不能满足居民需求

在最近几年里，河南省社会各方面的发展显示了持续和谐发展、整体上涨的态势。2009年，人均GDP为20577元；2008年，人均GDP为19506元；2007年，人均GDP为15100元。而与河南省人均GDP和经济发展水平相比较而言，随着工资增长、城镇居民收入水平提高以及物价变动，养老保险水平是十分滞后的，现定的养老金标准为每人60元，根本满足不了城镇居民的生活需求。2013年河南省统计年鉴显示，我省城镇与农村家庭2011年平均每人全年消费性支出分别为14325.46，4438元，2012年分别为13642.97，5130元，城镇消费支出是农村消费支出的2~3倍，同样的养老金待遇水平对城镇居民来说显然是不够公平的。

2.2商业养老保险参保率低，养老保险体系不健全

2011年岁末年初，河南省社情民意调查中心和《大河报》一起就城镇居民对商业养老保险行业的看法以及相关意愿进行了调查。调查人数为439人，其中城镇居民寄回的有效问卷289份，电话随机访问居民150人。在被调查的城镇居民中26~40岁这个年龄段的城镇居民投保意愿最大，占总数的43%。二分之一参与调查的人并没有参加过任何形式的商业养老保险。

2.3养老方式依旧以家庭养老为主，社会化养老服务体系不健全

由于子女外出打工只留老年人居住在家情况增多，以及老年痴呆等老年病发病率逐年提高，城镇居民对能够专门照顾老年人的专业养老服务的需求越来越迫切。河南省社会养老服务体系还正在萌芽阶段，目前社会养老服务机构的状态尚不能满足城镇居民养老需求，主要有以下几个方面的问题。

2.3.1床位数目较少

目前我省还缺少约10万张养老床，从而造成了城镇居民入住养老机构一床难求的现象，建设任务十分艰巨。

2.3.2有关政策含金量小，财政投入较少

根据河南省现行的省级财政政策，相比较于其他机构，养老机构并没有获得明显的优待，全省18个省辖市中只有7个颁布了对养老机构的财政补贴政策，每一个床位最高的建设标准为一次性补贴3100元，每床每月180元的运营补贴对于这些养老机构的发展建设来说只能是杯水车薪，起不了关键性的作用。

2.3.3养老机构服务水平有限以及相关专业设备不够完善

现在省内大概仅有1.75万养老护理人员，其中只有不超过2000人的专业人员，只占总数的10%，专业人员缺口极大，加上没有指定完善的行业服务标准，老人因意外伤害带来的风险增加，使养老服务行业止步不前，难以从根本上改变现状。

2.3.4监管体系不够健全，缺少相关法律制度

根据河南省目前通行的审批标准，主要是根据民政部门早在1996年颁发的《社会福利机构管理办法》，但是在全国人大及其常委会颁布《行政许可法》之后，该办法就失去了法律效力，而且并没有规定具体哪个部门对养老机构进行监管，致使省内养老机构的监管在实际上陷入了一种没有法律依据的两难境地。

3完善河南省城镇居民养老保险的措施

3.1相关责任部门要拓宽养老保险基金投资渠道，确保实现养老保险基金保值增值的基本目标

在确保养老保险基金安全的基本前提下，应该积极拓宽投资渠道，通过对养老基金进行有目的性的选择组合投资，分散非系统风险，降低投资的市场风险，确保养老保险基金能够得到一定数额且较为稳健的投资收益。根据全国社会保障基金理事会基金年度报告，2010，2011和2012年的净收益分别为33111981674.43，7336183069.21和64479227829.41元，这表明我国基金收益是逐年上升的，说明全国社保基金的运营是有一定成效的。

3.2增强城镇居民商业养老保险的参保意愿，提高商业养老保险的宣传力度

商业养老保险的优势可以总结为以下几个方面：（1）商业养老保险投资回报率比较明确，回报水平比较容易计算；（2）对于普通群众来说保证本金安全、能够获得适量的收益是其对养老资金投资最基本的愿望和要求，商业养老保险的红利投资理财功能使其承担相对较小的风险，满足了居民在低风险的状态下能获得一定收益的目的。我们应该增加宣传渠道来提高商业养老保险在居民中的知名度，积极致力于提高城镇居民参保意愿。

3.3加强政府宣传监督管理力度

加强政府宣传监督管理力度可以总结为以下几个方面：（1）要较多地开展城镇居民关于老龄化知识的学习活动，提高城镇居民对健康养老的兴趣及关注度，为政府顺利推进养老工作提前营造良好氛围；（2）把养老工作具体落实到各个地方政府的工作计划之中，各个部门根据当地的老年人生活状况与所占人口比例，结合国家现行的养老政策，并行推进养老工作与其他工作；（3）完善养老保险制度，通过政府来制定养老保险相关的监督管理制度，规范和完善我省的社会养老保险制度。

3.4健全社会化养老服务体系，重视对老龄机构中服务设施的建设

政府对公共资源及闲置资源应做到合理分配，充分利用。经过修补、改善、重建废弃的学校及体育场所等，为老年活动、生活提供优雅适合居住的环境。政府应制定相对优惠能够吸引投资者的政策，积极鼓励并引导河南省内外社会各界通过多渠道多形式参与到养老服务事业建设中来，奉献企业爱心，也可以通过这种形式来扩大企业知名度。

4结语

河南省人口老龄化进程逐渐加快，城镇老年人口不断增多，妥善解决城镇居民的养老问题关系到社会安定以及经济发展。城镇居民养老保险的完善可以为老年生活提供保障，免除家庭的后顾之忧，缓解子女同时抚养老人及孩子的压力，同时更有利于老年人的生活心态健康和家庭的和谐相处。解决河南省城镇居民养老保险存在的问题，能够在一定程度上缓解因老龄化加剧给河南各方面工作带来的压力，解决经济社会发展的后顾之忧。

参考文献

［1］朱冠穆.河南省城镇居民养老保险风险及其规避机制研究［D］.开封：河南大学，2013.

［2］刘亚伟.从社会公平看中国城镇居民养老保险制度建立的必要性［J］.金田，2011（9）：229.

城镇居民养老保险范文第2篇

关键词：养老保险支出 增加 城镇居民消费 影响

中图分类号：F840 文献标识码：A

文章编号：1004-4914（2016）11-057-03

2016年国家统计局的国民经济和社会发展统计公报数据表明，2015年末我国60周岁以上人口数为22200万人，占总人口比重为16.1%，其中65周岁以上人口为14386万人，占比为10.5%。60周岁以上人口和65周岁以上人口相对于上一年分别增加958万人和631万人，人口老龄化趋势明显。随着人口老龄化进程加快，随之而来的是养老保险支出日益提高。2015年末全国参加城乡居民基本养老保险人数50472万人，增加365万人，城乡居民基本养老保险支出1973.83亿元，比上年增长23.2%。统计数据同时表明，2015年全国居民人均消费支出15712元，比上年增长8.4%，扣除价格因素，实际增长6.9%。以Feldstein（1974）为代表的经济学家认为养老保险有着资产替代效应，该理论认为年轻人预期国家会在自己退休后给自己支付养老金，而不需要现在就开始将自己的收入过多地储蓄起来养老，从而促进居民减少养老储蓄而增加当前消费。

随着我国老龄人口的大幅增加和养老保险支出迅速攀升，大量学者开始关注老龄化及养老金支出对我国城镇居民消费的影响。徐勇、谢琼（2008）通过中国养老保险的机制――由个人账户和统筹账户进行了养老保险对居民消费的研究，并从微观经济与总量经济两个层面进行分别研究。其微观层面指出养老保险对居民的消费有着保障效应和收入效应，而通过总量经济层面指出养老保险对居民的消费呈正影响。部分学者通过生命周期理论对养老保险对居民的消费影响进行了研究，虞斌、姚晓垒（2011）和孟祥宁（2012）通过生命周期理论对养老保险对居民的消费影响进行了研究，均得出养老保险对居民消费有显著的影响，当养老保险增加时，居民的消费也会存在着相应的增加。其中部分学者认为之所以会导致养老保险与居民存在着较强显著性的原因是在国内养老保险的覆盖率不高以及居民对养老保险的收益率不确定导致的。朱波、杭斌（2015）通过实证研究认为养老保险对居民消费的影响随着年龄的增长具有更明显的影响作用，尤其是在40岁年龄以上的居民，认为养老保险对居民的消费具有习惯性的影响，相比为参加养老保险的居民而言，其消费曲线更加平缓。

大量学者则采用面板数据模型分析了对养老保险对居民消费行为影响进行分析。其中陈汪茫（2010）研究得出养老保险跟居民的消费支出具有乘数效应，当养老保险的支出增加时，居民的消费支出则会较大的提升。石阳、王满仓（2010）通过对省际面板数据（2002―2007）的研究发现，现收现付制养老保险对我国居民消费有显著的正向影响，并指出养老保险对居民的储蓄有“挤出”影响。苏春红、李晓颖（2012）采用山东省17地市2003―2010年面板数据分析表明，养老保险对居民的消费具有较强的拉动效应，认为居民养老保险每支付1元，其中城镇居民的消费则会对应的增加0.0197元。邱俊杰和李承政（2014）运用1991―2011年省际面板数据，采用传统消费模型和生命周期储蓄模型分析发现提升养老保险覆盖率并未显著提升居民消费率。张国海、王枫林（2015）通过2003-2012年的省际面板数据进行研究认为，养老保险对居民的消费具有拉动作用，但是不同的省份，其拉动效力不同。马晓彤（2016）也通过面板数据对社会养老保险对于居民的消费支出影响进行了研究，其研究成果与前期的研究学者结果几乎一样，认为养老保险的支出增加，其会导致居民消费的增加。也有学者对养老保险对居民消费的影响研究中认为养老保险对消费具有负面影响。如白重恩、吴斌珍、金烨（2012）在研究中指出，在考虑居民家庭可能面临信贷约束时，养老保险与居民消费以及总消费呈负影响。

参考国内外其他学者的研究，本文根据Feldstein生命周期假说构建计量模型，然后以我国1989-2012年24年的时间数列数据为基础分析养老保险支出对我国城镇居民消费的影响情况。

一、经济模型与数据来源

Feldstein（1974）的生命周期假说认为，养老保险对居民消费支出会产生“资产替代效应”和“引致退休效应”，前者会促进人们减少防老储蓄并增加当前消费；后者会促使人们选择提前退休并导致退休后的生存时间延长，为了防老从而增加储蓄并减少当前消费。显然，其假说表明消费和储蓄是模型中不可或缺的因素。鉴于此，我们建立如下模型

二、模型计算结果分析

1.平稳性分析。根据数据，得到C，YD，W和SSW的线性趋势图（见下页）。

显然，上述四个变量都是不平稳的。同时，ADF检验表明，针对C，YD，W和SSW数据序列检验的统计量均大于临界值，所以均接受原假设，四个序列均为非平稳序列。由于此处C，YD，W和SSW是时间序列数据，在不改变变量的变化趋势的情况下，为消除异方差，对这四个序列分别取对数，分别表示为InCi，InYDi，InWi和InSSWi。进一步进行ADF检验结果显示InCi，InYDi，InWi和InSSWi均为一阶单整序列，即四个序列对应的T统计量值均大于10%的临界值，分别记为I（1）。

2.协整分析。由于InCi，InYDi，InWi和InSSWi为一阶单整序列，故其分别差分后序列平稳，差分后的序列分别记为InCi，InYDi，InWi和InSSWi，Johansen协整检验结果表明至少存在一个协整关系。

以InCi为因变量，以InYDi，InWi和InSSWi为自变量构建如式（1）形式的回归模型，采用广义最小二乘法得到如下估计结果：

InCi=0.64+0.87InYDi-0.05InWi+0.11InSSWi（2）

式（2）中所有参数估计量在0.05显著水平均通过检验。模型调整可决系数R2=0.999，说明拟合程度非常好，城镇居民的可支配收入、城镇居民的年末储蓄和城镇居民的养老保险支出几乎解释了所有城镇居民的消费支出。自相关检验统计量DW=1.734，说明模型干扰项不存在一阶序列相关问题。对干扰项的估计值残差进行单位根检验（ADF检验）结果为-3.398615，对应P统计量值为0.027，检验结果表明干扰项估计值在临界值为5%的时候拒绝原假设，即不存在单位根。检验表明模型干扰项序列是平稳的，同时表明InCi，InYDi，InWi和InSSWi存在着协整关系，由此证明城镇居民的可支配收入、城镇居民的年末储蓄、城镇居民的基本养老保险支出与城镇居民的消费支出之间，存在着长期的稳定关系。

由回归方程估计结果表明，城镇居民的可支配收入与城镇居民的消费支出呈正比，城镇居民的可支配收入增长率每增加1%的时候，城镇居民的消费支出增长率就会增加0.87%，所以可以看出城镇居民的可支配收入对城镇居民的消费支出起着推动的作用，可支配收入的增加可以推动着城镇居民的消费增长。这个结论支持经济学一般结论，即收入增加会促进消费。城镇居民的年末储蓄与城镇居民的消费支出则呈反比，当城镇居民的年末储蓄增长率每增加1%的时候，城镇居民的消费支出则会减少0.05%，所以可以看出城镇居民的年末储蓄对城镇居民的消费支出起着抑制的作用，这符合投资增加会“挤出”消费的经济学基本理论。估计结果同时表明，城镇居民的养老保险支出与城镇居民的消费支出是呈正比的，当城镇居民的基本养老保险支出每增加一个百分点，城镇居民的消费支出增长率增加0.11%。显然，城镇居民的基本养老保险支出对城镇居民的消费支出有着显著的推动作用，表明我国养老保险支出存在明显的资产替代效应。模型中所有参数估计均符合基本经济含义，故而模型设定不存在偏误。

3.误差修正模型。根据协整分析，我们可以得出城镇居民的可支配收入、城镇居民的年末储蓄和城镇居民的基本养老保险支出与城镇居民的消费支出有着长期的均衡关系，但由于长期的均衡关系可能存在着短期的不均衡关系，构造误差修正模型旨在分析出城镇居民的可支配收入、城镇居民的年末储蓄和城镇居民的基本养老保险支出与城镇居民的消费支出的短期失衡状态。构建如式（3）误差修正模型为：

误差修正模型估计结果表明，所有系统对于t统计量在0.05显著水平均通过检验，调整可决系数为0.87，表明模型拟合效果良好，方程F统计量为5.74，表明线性模型有意义。城镇居民的可支配收入前面系数为正，城镇居民的年末储蓄前面系数为负，城镇居民的基本养老保险支出前面的系数为正，误差修正项前面的系数为负，说明模型建立正确，符合经济意义。其中响应序列的当期波动主要受到以下几个方面的短期波动影响：受输入序列的当期波动短期变动影响。城镇居民消费受可支配收入序列、城镇居民的年末储蓄序列和城镇居民的基本养老保险序列当期波动的影响。根据误差修正模型可以看出城镇居民的可支配收入序列InYDi的二次差分项系数为0.62，表明城镇居民的可支配收入对城镇居民的消费支出产生正的影响。城镇居民的年末储蓄序列InWi的二次差分项系数为-0.002，表明城镇居民的年末储蓄对城镇居民的消费支出会抑制城镇居民的消费支出。城镇居民的基本养老支出对城镇居民的消费支出增长率的的弹性系数为0.07，表明短期类城镇居民的基本养老支出增加会促进城镇居民的消费支出增加。同时，误差修正项ECMi-1估计结果表明，当短期波动偏离长期均衡时，将以（-0.29）的力度从非均衡的长期均衡状态，拉回长期均衡的状态。

在式（2）中城镇居民的年末储蓄序列的系数为-0.05，而式（4）中城镇居民的该变量系数估计值为-0.002，说明城镇居民年末储蓄对城镇居民消费支出的长期抑制作用影响大于短期的抑制作用。式（2）中城镇居民的可支配收入处理变量系数参数估计量为0.11，而式（4）中其对应系数为0.07，说明城镇居民的可支配收入对城镇居民的消费支出的长期推动作用大于短期的推动作用。显然，城镇居民的年末储蓄以及城镇居民的基本养老保险支出对城镇居民的消费支出相对于长期而言，短期的影响更弱，则体现出中国城镇居民在短期的消费中仍处于比较消极的状态，较多的城镇居民选择把短期的收入储蓄起来，计划着长远的打算，从而导致城镇居民的消费支出上不去，中国居民的储蓄率居高不下的现象。

三、结论和政策建议

基于Feldstein生命周期假说，本文构建了估计养老保险支出、可支配收入和居民储蓄对城镇居民消费影响的计量经济模型。模型估计参数符合基本经济理论和Feldstein生命周期假设，说明模型设定基本正确。同时，模型估计结果表明：城镇居民的可支配收入、城镇居民的年末储蓄和城镇居民的基本养老保险与城镇居民的消费支出无论是在短期还是长期，都有着均衡关系。无论是长期还是短期，城镇居民的基本养老保险支出均促进城镇居民的消费支出增长，并且长期促进效应大于短期效应。误差修正模型估计结果表明，短期波动偏离长期均衡时，将以（-0.29）的力度从非均衡的长期均衡状态，拉回长期均衡的状态。由此可以看出城镇居民的基本养老保险支出对城镇居民的消费支出无论是在短期还是在长期，都具有较大的影响作用。实证研究的结果表明目前我国养老保险存在资产替代效应的作用，当城镇居民的基本养老保险的支出增加时，相当于城镇居民对以后生活的资金保障增加，即国家从某种方面上增加了城镇居民的收入，相当于城镇居民的储蓄增加。

根据本文计量模型估计结果，提出以下两点政策建议：

首先，提高养老保险财政支出，促进消费可持续增长。研究表明，国家提高中国居民的基本养老保险支出，可以提高居民的消费支出，从而扩大内需，使得经济持续稳定的发展。所以为了保持消费可持续增长，从而促进经济稳定增长，政府可以在财政支出资金允许的情况下，适当地提高政府对养老保险的补助，增加居民的养老保险的政府补助。

其次，保持收支平衡，解决“空账”问题。由于我国过快的老年化，导致我国存在养老保险的资金上“空账”难题，年轻人养老保险的个人账户中，虽然账目上存在着资金，但实际资金已由国家作为养老保险发放给上一辈。导致空账的主要原因是“社会统筹账户”和“个人账户”一起管理，再加上我国大部分地区提前进入老年化，老年人口过多，老年人所缴纳的“社会统筹账户”不足以发放给老年人，从而挪动年轻人所缴纳的个人账户上面的资金，去弥补发放给老年人在养老保险上面不足的资金，从而造成了“空账”现象。由此国家可以通过实行“个人账户”与“社会统筹账户”分开管理，加快全国统筹来解决“空账”问题；同时可以提高国企的经营利润，从而从国企获得更多的红利；由此使得在养老保险现收现付的体系下，收支平衡，从而解决养老保险“个人账户”空账问题。

参考文献：

[1] 徐勇，谢琼.基本养老保险制度及其对居民消费的影响研究[J].乡镇经济，2008（5）

[2] 虞斌，姚晓垒.我国养老保险对居民消费的影响――基于城镇居民面板数据的实证研究[J].金融纵横，2011（8）

[3] 孟祥宁.中国城镇居民养老保险对消费行为的影响研究――基于Feldstein生命周期假说模型[J].桂海论丛，2013（2）

[4] 朱波.社会养老保险对中国城镇居民消费的影响研究[D].山西财经大学，2015

[5] 杨河清，陈汪茫.中国养老保险支出对消费的乘数效应研究――以城镇居民面板数据为例[J].社会保障研究，2010（3）

[6] 苏春红，李晓颖.养老保险对我国城镇居民消费的影响――以山东省为例[J].山东大学学报（哲学社会科学版），2012（6）

[7] 邱俊杰，李承政.人口年龄结构、性别结构与居民消费：基于省际动态面板数据的实证研究[J].中国人口・资源与环境，2014（2）

[8] 张国海，王枫林.城镇职工养老保险基金支出对城镇居民消费的影响研究――基于省际面板数据的实证分析[J].安徽科技学院学报，2015（1）

[9] 马晓彤.我国养老保险支出对居民消费影响的实证研究――以城镇居民面板数据为例[J].劳动保障世界，2016（2）

[10] Feldstein M.Social security，induced retirement，and aggregate capital accumulation：a correction and updation[J].The Journal of Political Economy，1974（5）

（作者单位：陈桥，广州地铁集团有限公司运营事业总部 广东广州 510000；冉晗，太极集团涪陵制药厂 重庆 400000）

城镇居民养老保险范文第3篇

【关键词】西安市；城镇居民社会养老保险；基金筹集

1.简述西安市城镇居民社会养老保险的现状

1.1西安市城镇居民社会养老保险的筹集方式

城镇居民社会养老保险制度以新农保制度为借鉴，筹资方式由个人缴费和政府补贴构成。

1.1.1个人缴费

个人缴费是这项制度成为社会保险制度的基本特征，也是其区别于社会救助和社会福利的主要标志。根据国家下发的《指导意见》，参加城镇居民社会养老保险的城镇居民应当按规定参加该项制度，缴纳养老保险费。西安市年缴费标准分为200元、400元、600元、800元、1000元、1500元、2000元7个档次。参保人员每年度自主选择档次缴费，多缴多得。

1.1.2政府补贴

政府补贴包括养老金支付补贴和缴费补贴。支付补贴（补出口）即对符合待遇领取条件的参保人全额支付城镇居民社会养老保险基础养老金。缴费补贴（补入口）即地方人民政府应对参保人员缴费给予补贴，补贴标准为每人每年60元。对按600元标准缴费者每人每年增加补贴20元，800元标准缴费者每人每年增加补贴30元，1000元及以上标准缴费者每人每年增加补贴40元。对重度残疾人员参保按最低缴费标准，由省财政全额补贴；中度残疾人员参保按最低缴费标准的50%，由市级财政补贴；其他轻度残疾人参保缴费可由县（区）财政给予适当补贴，所需资金由县（区）负担。

1.2城镇居民社会养老保险的待遇方式

凡具备下列条件之一的，可享受养老金待遇：

（1）城镇居民社会养老保险制度实施时，年满60周岁及以上人员，户籍关系从外地迁入本市两年的60岁及以上年龄的人员。

（2）城镇居民社会养老保险制度实施时，年满45周岁及以上人员按年度缴费直至年满60周岁（含补缴）。

（3）城镇居民社会养老保险制度实施时，45周岁以下人员按年度缴费，且缴费年限在15年以上（含补缴）并年满60周岁。

参保人员年龄满60周岁，但缴费年限不足15年的，可按欠费当年规定标准补缴至缴费年限满15年后享受养老金待遇，补缴部分不享受政府补贴。不愿补缴至缴费年限满15年的，由居民养老保险经办机构将其个人账户中个人缴费本息一次性支付给本人，不再享受养老保险待遇。

2.西安市城镇居民社会养老保险基金筹集中存在的问题分析

2.1筹资数额有限

查数据显示愿意参加城镇居民社会养老保险的人中60岁以上的有58人，占调查总人数的29%、愿意参保人数的44%；46-59岁的人有34人，占总人数的17%、愿意参保人数26%；36-45岁的人有28人，占总人数的14%、愿意参保人数的21%；23-35岁的人有10人，占总人数5%、愿意参保人数的7.6%；16-22岁的年轻人愿意参保的人较少，只有2人，占总人数的1%、愿意参保人数的1.5%。政策规定城镇居民社会养老保险的养老保险金主要是靠个人缴费与政府财政补贴组成，个人缴费全部划归至个人账户，60岁以上的老年人可以直接开始领取养老保险金。调查数据表明参保居民中35岁以上人群较多有120人，约占参保人数的91%。而16-35岁人群参保较少只有12人。这说明养老保险缴费人群较少，尤其是青年人群。而且如有居民找到稳定工作转为企业职工保险或是要求中断养老保险缴费的，都将大大减少缴费人数。参保人中60岁以上的人数过多，就需要政府补贴大量资金，这会使得政府财政紧张，国民经济负担过重，制度实施困难。

2.2年轻人参保较少

在调查中16-35岁年龄段的参保人数较少，只有12人，仅占参保人数的9%。由于年轻人群现在正处于人生中青壮年时期，工作选择范围较大，可以随时随地找到工作。但是在调查中发现这类人群中的有些人并不能找到相对稳定的工作来保障自己未来的养老生活。这阶段中约有47%的人对自己未来的老年生活并不重视，认为现阶段自己的经济压力大无暇顾及未来养老问题，到老年有需要的时候再办养老保险都可以，现在没有必要增加自己的生活负担，不愿参保。在其中有39人对养老保险基本无认识，根本没有想过以后的养老问题，对于老年生活如何度过根本没有概念，这部分人群多为早早离开学校进入社会中的年轻人；甚至有人认为如果把养老保险金化为现金自由支配更为现实。

2.3存在逃费、欠费现象

在被调查者中29.5%的人对城镇居民社会养老保险制度了解不完善，他们中有39人选择参加养老保险。在参加城镇居民社会养老保险的过程中会发生下列现象：第一，有人找到稳定工作或有了稳定收入来源的工作，需要或选择改交其他类养老保险的，此时需要办理养老保险转接手续；第二，选择中断城镇居民社会养老保险，此时需要办理中断手续；第三，有居民外出打工或旅游等，但他们没有交代家人或人为自己缴费或办理相关手续。由于对制度了解的不全面使他们忽视了这些问题，就会造成城镇居民社会养老保险的逃费或欠费现象。

3.改进西安市城镇居民社会养老保险基金筹集工作的对策建议

3.1拓展基金筹集的渠道

在城镇居民社会养老保险参保人中60岁以上可以直接领取基础养老保险金的人数较多，也就是政府相对就要对其投入更多的财政支持以保证每月60岁以上老人的养老金能够正常领取。那么在筹集资金的过程中应该拓展更多的渠道为城镇居民社会养老保险筹集资金。

利用政府影响力吸引社会各界、各行业人士对城镇居民社会养老保险进行资金捐助；建立城乡居民养老保险捐赠专线，建设捐赠网站。仿效法国对农业非工薪人员保险制度的经费筹集方法，由国家补贴，其他公共社会保险部门转移支付，征缴一定比例的特种税等等，多方面补充个人账户。对上缴的基金统一归集管理，专款专用，按规定进行投资运营提升养老金价值，增加养老保险基金。

3.2加大对养老保险的宣传

政府部门加大宣传力度，增派有关人员宣传城镇居民社会养老保险，有关人员在宣传国家政策时，要吃透精神、如实进行宣传、防止偏激，要详细说明国家政策的内容，不能夸大其词、扩大政策规定，防止居民产生误解；政府通过电视、网络、报纸、手机等方式进行长期集中宣传，改变居民养老观念，增加其缴费积极性。

3.3加强管理减少逃费现象

在缴费过程中由于各种原因会出现缴费人的欠缴或逃费现象，为减少此类现象的发生，养老保险经办机构在城镇居民社会养老保险的宣传过程中重要讲述养老保险的对未来养老的重要性，加强居民的养老意识；说明养老保险在变更关系时需进行转移交接的政策制度，让居民了解到如果转换生活、工作地点等办理转接的必要性；管理人员定期或不定期地跟进缴费情况，若发现欠缴或逃费现象，及时、详细了解参保人情况，联系本人或亲属告知其具体情况，解决问题。

【参考文献】

[1]北京师范大学管理学院及北京师范大学政府管理研究院，2011中国民生发展报告――迎接“十二五”保障与改善民生挑战[M].北京师范大学出版集团，2011，6.

[2]陈树文.社会养老保险资金筹集模式研究[J].大连理工大学学报（社会科学版），2003.

[3]国务院关于城镇居民社会养老保险试点指导意见，国发〔2011〕18号.

城镇居民养老保险范文第4篇

关键词：养老保险支出；增加城镇居民消费；影响

2016年国家统计局的国民经济和社会发展统计公报数据表明，2015年末我国60周岁以上人口数为22200万人，占总人口比重为16.1%，其中65周岁以上人口为14386万人，占比为10.5%。60周岁以上人口和65周岁以上人口相对于上一年分别增加958万人和631万人，人口老龄化趋势明显。随着人口老龄化进程加快，随之而来的是养老保险支出日益提高。2015年末全国参加城乡居民基本养老保险人数50472万人，增加365万人，城乡居民基本养老保险支出1973.83亿元，比上年增长23.2%。统计数据同时表明，2015年全国居民人均消费支出15712元，比上年增长8.4%，扣除价格因素，实际增长6.9%。以Feldstein（1974）为代表的经济学家认为养老保险有着资产替代效应，该理论认为年轻人预期国家会在自己退休后给自己支付养老金，而不需要现在就开始将自己的收入过多地储蓄起来养老，从而促进居民减少养老储蓄而增加当前消费。随着我国老龄人口的大幅增加和养老保险支出迅速攀升，大量学者开始关注老龄化及养老金支出对我国城镇居民消费的影响。徐勇、谢琼（2008）通过中国养老保险的机制———由个人账户和统筹账户进行了养老保险对居民消费的研究，并从微观经济与总量经济两个层面进行分别研究。其微观层面指出养老保险对居民的消费有着保障效应和收入效应，而通过总量经济层面指出养老保险对居民的消费呈正影响。部分学者通过生命周期理论对养老保险对居民的消费影响进行了研究，虞斌、姚晓垒（2011）和孟祥宁（2012）通过生命周期理论对养老保险对居民的消费影响进行了研究，均得出养老保险对居民消费有显著的影响，当养老保险增加时，居民的消费也会存在着相应的增加。其中部分学者认为之所以会导致养老保险与居民存在着较强显著性的原因是在国内养老保险的覆盖率不高以及居民对养老保险的收益率不确定导致的。朱波、杭斌（2015）通过实证研究认为养老保险对居民消费的影响随着年龄的增长具有更明显的影响作用，尤其是在40岁年龄以上的居民，认为养老保险对居民的消费具有习惯性的影响，相比为参加养老保险的居民而言，其消费曲线更加平缓。大量学者则采用面板数据模型分析了对养老保险对居民消费行为影响进行分析。其中陈汪茫（2010）研究得出养老保险跟居民的消费支出具有乘数效应，当养老保险的支出增加时，居民的消费支出则会较大的提升。石阳、王满仓（2010）通过对省际面板数据（2002—2007）的研究发现，现收现付制养老保险对我国居民消费有显著的正向影响，并指出养老保险对居民的储蓄有“挤出”影响。苏春红、李晓颖（2012）采用山东省17地市2003—2010年面板数据分析表明，养老保险对居民的消费具有较强的拉动效应，认为居民养老保险每支付1元，其中城镇居民的消费则会对应的增加0.0197元。邱俊杰和李承政（2014）运用1991—2011年省际面板数据，采用传统消费模型和生命周期储蓄模型分析发现提升养老保险覆盖率并未显著提升居民消费率。张国海、王枫林（2015）通过2003-2012年的省际面板数据进行研究认为，养老保险对居民的消费具有拉动作用，但是不同的省份，其拉动效力不同。马晓彤（2016）也通过面板数据对社会养老保险对于居民的消费支出影响进行了研究，其研究成果与前期的研究学者结果几乎一样，认为养老保险的支出增加，其会导致居民消费的增加。也有学者对养老保险对居民消费的影响研究中认为养老保险对消费具有负面影响。如白重恩、吴斌珍、金烨（2012）在研究中指出，在考虑居民家庭可能面临信贷约束时，养老保险与居民消费以及总消费呈负影响。参考国内外其他学者的研究，本文根据Feldstein生命周期假说构建计量模型，然后以我国1989-2012年24年的时间数列数据为基础分析养老保险支出对我国城镇居民消费的影响情况。

一、经济模型与数据来源

Feldstein（1974）的生命周期假说认为，养老保险对居民消费支出会产生“资产替代效应”和“引致退休效应”，前者会促进人们减少防老储蓄并增加当前消费；后者会促使人们选择提前退休并导致退休后的生存时间延长，为了防老从而增加储蓄并减少当前消费。显然，其假说表明消费和储蓄是模型中不可或缺的因素。鉴于此，我们建立如下模型Ci=α+βYDi+γWi-1+ρSSWi+ui（1）式（1）中Ci是指i期城镇居民的消费支出，YDi是指i期城镇居民的可支配收入，Wi-1是指上一年年末城镇居民的储蓄，SSW是指城镇居民的基本养老保险支出,ui为干扰项。本文采用1989-2012年24年的时间数列数据，数据来源于《中国统计年鉴》（2013）。

二、模型计算结果分析

1.平稳性分析。根据数据，得到C,YD,W和SSW的线性趋势图（见下页）。显然，上述四个变量都是不平稳的。同时，ADF检验表明，针对C,YD,W和SSW数据序列检验的统计量均大于临界值，所以均接受原假设，四个序列均为非平稳序列。由于此处C,YD,W和SSW是时间序列数据，在不改变变量的变化趋势的情况下，为消除异方差，对这四个序列分别取对数，分别表示为InCi，InYDi，InWi和InSSWi。进一步进行ADF检验结果显示InCi，InYDi，InWi和InSSWi均为一阶单整序列，即四个序列对应的T统计量值均大于10%的临界值，分别记为I(1)。2.协整分析。由于InCi，InYDi，InWi和InSSWi为一阶单整序列，故其分别差分后序列平稳，差分后的序列分别记为InCi，InYDi，InWi和InSSW，Joihansen协整检验结果表明至少存在一个协整关系。以InCi为因变量，以InYDi，InWi和InSSWi为自变量构建如式（1）形式的回归模型，采用广义最小二乘法得到如下估计结果：InCi=0.64+0.87InYDi-0.05InWi+0.11InSSWi（2）式（2）中所有参数估计量在0.05显著水平均通过检验。模型调整可决系数R2=0.999，说明拟合程度非常好，城镇居民的可支配收入、城镇居民的年末储蓄和城镇居民的养老保险支出几乎解释了所有城镇居民的消费支出。自相关检验统计量DW=1.734，说明模型干扰项不存在一阶序列相关问题。对干扰项的估计值残差进行单位根检验（ADF检验）结果为-3.398615，对应P统计量值为0.027，检验结果表明干扰项估计值在临界值为5%的时候拒绝原假设，即不存在单位根。检验表明模型干扰项序列是平稳的，同时表明InCi，InYD，iInWi和InSSWi存在着协整关系，由此证明城镇居民的可支配收入、城镇居民的年末储蓄、城镇居民的基本养老保险支出与城镇居民的消费支出之间，存在着长期的稳定关系。由回归方程估计结果表明，城镇居民的可支配收入与城镇居民的消费支出呈正比，城镇居民的可支配收入增长率每增加1%的时候，城镇居民的消费支出增长率就会增加0.87%，所以可以看出城镇居民的可支配收入对城镇居民的消费支出起着推动的作用，可支配收入的增加可以推动着城镇居民的消费增长。这个结论支持经济学一般结论，即收入增加会促进消费。城镇居民的年末储蓄与城镇居民的消费支出则呈反比，当城镇居民的年末储蓄增长率每增加1%的时候，城镇居民的消费支出则会减少0.05%，所以可以看出城镇居民的年末储蓄对城镇居民的消费支出起着抑制的作用，这符合投资增加会“挤出”消费的经济学基本理论。估计结果同时表明，城镇居民的养老保险支出与城镇居民的消费支出是呈正比的，当城镇居民的基本养老保险支出每增加一个百分点，城镇居民的消费支出增长率增加0.11%。显然，城镇居民的基本养老保险支出对城镇居民的消费支出有着显著的推动作用，表明我国养老保险支出存在明显的资产替代效应。模型中所有参数估计均符合基本经济含义，故而模型设定不存在偏误。3.误差修正模型。根据协整分析，我们可以得出城镇居民的可支配收入、城镇居民的年末储蓄和城镇居民的基本养老保险支出与城镇居民的消费支出有着长期的均衡关系，但由于长期的均衡关系可能存在着短期的不均衡关系，构造误差修正模型旨在分析出城镇居民的可支配收入、城镇居民的年末储蓄和城镇居民的基本养老保险支出与城镇居民的消费支出的短期失衡状态。（3）采用广义最小二乘法估计误差修正模型，得到式（4）所示表达式：（4）误差修正模型估计结果表明，所有系统对于t统计量在0.05显著水平均通过检验，调整可决系数为0.87，表明模型拟合效果良好，方程F统计量为5.74,表明线性模型有意义。城镇居民的可支配收入前面系数为正，城镇居民的年末储蓄前面系数为负，城镇居民的基本养老保险支出前面的系数为正，误差修正项前面的系数为负，说明模型建立正确，符合经济意义。其中响应序列的当期波动主要受到以下几个方面的短期波动影响：受输入序列的当期波动短期变动影响。城镇居民消费受可支配收入序列、城镇居民的年末储蓄序列和城镇居民的基本养老保险序列当期波动的影响。根据误差修正模型可以看出城镇居民的可支配收入序列InYDi的二次差分项系数为0.62，表明城镇居民的可支配收入对城镇居民的消费支出产生正的影响。城镇居民的年末储蓄序列InWi的二次差分项系数为-0.002，表明城镇居民的年末储蓄对城镇居民的消费支出会抑制城镇居民的消费支出。城镇居民的基本养老支出对城镇居民的消费支出增长率的的弹性系数为0.07，表明短期类城镇居民的基本养老支出增加会促进城镇居民的消费支出增加。同时，误差修正项ECMi-1估计结果表明，当短期波动偏离长期均衡时，将以（-0.29）的力度从非均衡的长期均衡状态，拉回长期均衡的状态。在式（2）中城镇居民的年末储蓄序列的系数为-0.05，而式（4）中城镇居民的该变量系数估计值为-0.002,说明城镇居民年末储蓄对城镇居民消费支出的长期抑制作用影响大于短期的抑制作用。式（2）中城镇居民的可支配收入处理变量系数参数估计量为0.11，而式（4）中其对应系数为0.07,说明城镇居民的可支配收入对城镇居民的消费支出的长期推动作用大于短期的推动作用。显然，城镇居民的年末储蓄以及城镇居民的基本养老保险支出对城镇居民的消费支出相对于长期而言，短期的影响更弱，则体现出中国城镇居民在短期的消费中仍处于比较消极的状态，较多的城镇居民选择把短期的收入储蓄起来，计划着长远的打算，从而导致城镇居民的消费支出上不去，中国居民的储蓄率居高不下的现象。

三、结论和政策建议

基于Feldstein生命周期假说，本文构建了估计养老保险支出、可支配收入和居民储蓄对城镇居民消费影响的计量经济模型。模型估计参数符合基本经济理论和Feldstein生命周期假设，说明模型设定基本正确。同时，模型估计结果表明：城镇居民的可支配收入、城镇居民的年末储蓄和城镇居民的基本养老保险与城镇居民的消费支出无论是在短期还是长期，都有着均衡关系。无论是长期还是短期，城镇居民的基本养老保险支出均促进城镇居民的消费支出增长，并且长期促进效应大于短期效应。误差修正模型估计结果表明，短期波动偏离长期均衡时，将以（-0.29）的力度从非均衡的长期均衡状态，拉回长期均衡的状态。由此可以看出城镇居民的基本养老保险支出对城镇居民的消费支出无论是在短期还是在长期，都具有较大的影响作用。实证研究的结果表明目前我国养老保险存在资产替代效应的作用，当城镇居民的基本养老保险的支出增加时，相当于城镇居民对以后生活的资金保障增加，即国家从某种方面上增加了城镇居民的收入，相当于城镇居民的储蓄增加。根据本文计量模型估计结果，提出以下两点政策建议：首先，提高养老保险财政支出，促进消费可持续增长。研究表明，国家提高中国居民的基本养老保险支出，可以提高居民的消费支出，从而扩大内需，使得经济持续稳定的发展。所以为了保持消费可持续增长，从而促进经济稳定增长，政府可以在财政支出资金允许的情况下，适当地提高政府对养老保险的补助，增加居民的养老保险的政府补助。其次，保持收支平衡，解决“空账”问题。由于我国过快的老年化，导致我国存在养老保险的资金上“空账”难题，年轻人养老保险的个人账户中，虽然账目上存在着资金，但实际资金已由国家作为养老保险发放给上一辈。导致空账的主要原因是“社会统筹账户”和“个人账户”一起管理，再加上我国大部分地区提前进入老年化，老年人口过多，老年人所缴纳的“社会统筹账户”不足以发放给老年人，从而挪动年轻人所缴纳的个人账户上面的资金，去弥补发放给老年人在养老保险上面不足的资金，从而造成了“空账”现象。由此国家可以通过实行“个人账户”与“社会统筹账户”分开管理，加快全国统筹来解决“空账”问题；同时可以提高国企的经营利润，从而从国企获得更多的红利；由此使得在养老保险现收现付的体系下，收支平衡，从而解决养老保险“个人账户”空账问题。

城镇居民养老保险范文第5篇

关键词:城镇居民 养老保险 社会保障体系 山东淄博

中图分类号:F840.67 文献标识码:A

文章编号:1004-4914(2010)06-048-02

随着城镇企业职工养老保险的逐步完善,新型农村社会养老保险试点工作的顺利开展,社会养老保障体系正在进一步健全。但是,城镇中未正规就业、没有经济实力参加企业职工养老保险的居民,或已达到退休年龄但是又未享受任何社会养老保险待遇的居民,他们的养老问题仍然显得十分突出,成为了整个养老保险体系中的“短板”,急需要政府根据实际情况尽快建立城镇居民养老保险,解决好他们的养老待遇问题。

一、建立城镇居民养老保险的必要性

1.城镇居民参保愿望强烈。由于多数未参保的城镇居民没有正规就业,经济收入和生活条件较差,自身没有经济能力参加城镇企业职工养老保险,又无其他方面的养老保障,未来养老难的问题十分突出。在社会养老保险体系逐步完善的情况下,迫切期望政府出台适合他们的养老保险政策,来解决他们的养老待遇问题。

2.政府履行职责,保障城镇居民的养老待遇。城镇居民养老保险作为整个养老保险体系中的“短板”,急需要政府履行职责,尽快建立相应的养老保险制度,解决未参保城镇居民的养老待遇问题。去年,山东淄博市完成地方财政收入128.77亿元,增长12.28%。考虑到城镇居民保险所涉及的人员只是城镇中未参保的居民(约80万人),数量并不多,政府有能力支付养老保险的财政补贴部分。

3.多个城市已提供了可以借鉴的成功经验。从全国范围来看,北京、重庆、郑州、马鞍山等多个城市已经建立了城镇居民养老保险,并且工作开展顺利,运行效果良好,无论是方案设计,还是账户模式选择,都为淄博市建立城镇居民养老保险提供了可以借鉴的宝贵经验。

二、建立城镇居民养老保险需要解决好的几个主要问题

1.根据实际情况,制定合适的缴费和待遇标准。合适的缴费和待遇标准是养老保险能够顺利实施和运行的关键。根据未参保城镇居民的实际收入和消费情况,城镇居民养老保险的缴费和待遇标准既不能高于城镇企业职工养老保险,又不能低于新型农村养老保险。在广泛调研的基础上,需要对城镇居民养老需求、缴费能力、待遇享受标准、基金收支情况、承受能力等进行大量论证、模拟、分析,制定出合理的养老保险缴费和待遇标准。

2.发挥政府主导作用,解决好养老保险资金来源。保险资金来源一直是实施养老保险的难点。政府应该履行职责,发挥主导作用,在保险的财政补贴部分给予资金支持。由于各区(县)财政状况差别较大,加上金融危机的负面影响,在缺乏省市财政资金支持的情况下,一些经济不发达区(县)的财政支付压力较大,保险工作在开始阶段将很难推进。所以,应加快制定公共财政支持城镇居民养老保险的办法,建立省市级财政补贴补助机制,确保资金及时、按量到位,减轻居民的参保缴费负担。

3.灵活设计制度,做好与其他养老保险制度的衔接。统筹城乡社会养老保险是未来几年的发展趋势,在新制度设计时,在筹资方式、账户模式、养老保险转移上就要灵活设计,既要保证当前城镇养老保险的顺利运行,又要提前做好与其他养老保险制度的衔接。

4.加强基金监管,创新制度运作模式。在养老基金的监管上,既要保证养老基金的安全,又要实现它的保值增值,这就需要从运作模式上进行创新,逐步健全行政监督、专门监督、社会监督、内部监督相结合的监督体系,在把握好养老基金投资运营的安全性和流动性的前提下,政府应积极引入市场化的运作方式,为基金的投资提供必要的环境,拓展其可投资范围。可以通过制定健全的投资政策来丰富资本市场的投资工具,为养老保险基金安全稳定的运营创造更多机会,增强基金保值增值能力,实现养老基金的有效管理。

三、尽快建立城镇居民养老保险的对策

1.落实政府责任,建立公共财政投入的保障机制。加快制定公共财政支持养老保险的办法或规定,建立各级财政补贴补助机制,落实责任,减轻城镇居民的参保缴费负担,确保养老保险工作的顺利开展。在财政资金分配过程中,应按照社会保障的“公平原则”,注重两方面平衡:一是要向财政相对紧张的区(县)加大资金拨付数量,以此来提高该地区居民的参保率;二是要向收入低、生活困难的家庭和人员倾斜,来解决他们因没有储蓄而难以参保的问题。

2.广泛宣传政策,增强居民的参保意识。在保险工作开展前期,一定要通过各种渠道进行新政策的宣传,让广大居民及时了解新政策的内容,提高他们参保的积极性。宣传上一是覆盖面要广,尽快让广大城镇居民了解新政策;二是宣传力度要深,要把新政策讲透,账算明白,解除部分居民的疑虑和后顾之忧;三是要长期宣传,逐步提高居民的参保意识,让他们认识到参加养老保险的必要性和重要性。宣传方式上,既要使用报纸、广播、电视和传单等常用的宣传方式,也要安排工作人员向居民做面对面的宣传讲解,真正让广大居民理解新政策、接纳新政策,积极参保。

3.加强机构队伍建设,提高业务经办能力。在不增加新的办事机构的前提下,社会保障部门一是可以通过组织推荐或公开招聘的方法,选拔一批素质高、专业技能强的人员充实到经办机构中,通过人员数量的充实来加强机构队伍的业务经办能力。二是要强化培训,提高工作人员业务能力。由市劳动保障部门对本系统和各区县相关工作人员开展新政策业务培训和专业技能的学习,提高工作人员的业务水平,尽快适应新业务的开展。

4.选择经济条件较好的区(县)率先进行试点。在形成可行性方案后,首先选择经济条件较好的区(县)进行试点,并在人、财、物上给予试点区(县)相应的支持,确保试点工作的顺利开展。在试点过程中,需要进一步对养老保险制度的运行情况进行汇总、研究、修改、完善,并根据实际情况逐步扩大养老保险的试点范围。

5.加强基金管理,建立健全基金风险控制制度和投资管理机制。首先,各级财政和劳动保障部门都要建立健全养老保险基金管理办法,建立基金的内审稽核制度。各级社会保险基金监督部门要将养老基金纳入日常监督管理范围,对基金使用、投资运营进行规范和定期检查,同时加强财政监察、审计监督和社会监督。其次,建立稳健、可靠的养老基金投资运营机制,确保基金保值增值。养老保险基金投资管理可采取委托投资的方式,选择具备资格的专业投资机构,由具备资格的商业银行进行托管,设立经办机构和投资管理委员会。经投资管理委员会授权的机构和投资机构、托管机构签定书面投资管理合同和托管合同,建立委托关系。监督管理机构要加强对经办机构、投资机构、托管机构的全过程监督。

参考文献:

1.郑造桓主编.社会保障:问题与对策[M].浙江大学出版社,2008

2.王思.探索我国城镇社会养老保险制度改革方向[J].经济问题探索,2009(9)

3.梁颖,郭俊华.我国城镇养老保险存在的问题及完善对策[J].财经科学,2010(1)

(作者单位:中共淄博市委党校 山东淄博 255033)

城镇居民养老保险范文第6篇

【关键词】城镇居民养老保险 保险信息不完全理论 代际矛盾 捆绑机制

2011年6月13日,中国政府网《国务院关于开展城镇居民养老保险试点的指导意见》;2011年7月1日,全国范围逐步开展城镇居民社会养老保险试点推广工作,预期2012年基本实现城镇居民养老保险制度的全覆盖。目前来看,该制度的运行成效尚未显现,借鉴保险信息不完全分析理论,试着通过理论的共性来探讨政策实施过程中可能出现的问题。另外,城镇居民养老保险政策的试点地区以新农保为基础,实施过程中提倡两者逐步并轨结合,两者的政策在制定中有许多相似之处,可以借鉴新农保的实施概况,针对两者的不同之处进行进一步的分析。

城镇居民养老保险的基本理念

全国第六次人口普查显示,我国总人口达到13.39亿,居住在城镇的人口总数为66557万人,占总人口比重为49.68%,60岁及以上人口约1.7亿,占总人口比重为13.26%。①普查显示,我国人口具有城乡人口持平、出生人口性别比偏高、人口流动性增强等特征。其中变化最为显著的是人口年龄结构变化,青少年人口比重较以前下降了6.29个百分点,60岁及以上人口上升了2.39个百分点,65岁及以上人口比重上升了1.91个百分点。②这表明我国的人口红利期逐渐衰退,老龄化逐渐加重。城镇居民养老保险将参保对象锁定在既没有参加城镇职工养老保险,也不在“新农保”保障范围之内的群体,有利于逐步将养老保险覆盖面扩展至全体居民,实现“老有所养”的发展目标。

综观城镇居民养老保险政策的四大原则,“保基本”与“有弹性”相伴而生,体现了兼顾效率与公平的思想,政府提供的社会保险保障基本生活,适当拉开档次,更高的生活需求建立在自我经济基础上,由市场给于满足;“广覆盖”体现为了避免养老保险资源的浪费,尤其是重叠浪费,每个种类的险种都有特定的参保群体,但是,各个险种构成的社会保险体系覆可以盖到全体居民;“可持续”更是将社会保险基金的合理有效运营作为首要考虑对象,确保该险种的持续长远发展。

政策内容分析

城镇居民养老保险政策主要内容分析:

参保条件方面。“年满16周岁不符合职工基本养老保险条件的城镇非从业居民”,从社会保险体系方面来讲,将社会保险覆盖面扩展至全体居民,对基金的管理采取县级统筹,有条件的地方省级统筹,并入“金保工程”体系,大力推行社会保障卡,建立专门的经办管理机构,有利于降低社会养老保险的管理成本,根据发放待遇与成本管理之间的负相关关系,有利于我国居民整体上养老保障水平的提升。

基金筹集的政府补贴,弥补市场对准公共产品的失效调节。养老保险是每个社会人、自然人不可或缺的保险项目组成,提供养老保险有利于我国应对老龄化问题带来的挑战,促进社会和谐,转移代际矛盾。

分类缴费,明确了保险的权利与义务的关系。进行不同档次的划分,一方面,设立最低的100元缴费标准,经过地方财政补贴后基本达到每月60元的最低发放标准,成为一定的生活保障基础;另一方面,在自我选择缴费标准的基础上,根据自己的经济情况,给予较多的选择,避免养老保险待遇的“一刀切”,有利于适当地提升居民的养老保险待遇。

加大宣传,充分调动城镇居民参保积极性。尽量解决居民的疑虑,减少险种推广实施中的困难。不同于农村的信息闭塞,城市的网络和媒体宣传更具可行性,居民生活在信息环境之中,加大对居民的养老保险信息正确引导机制,对居民养老保险的推广具有重大作用。

建立个人账户和基金发放的汇率和弹性浮动机制。城镇居民养老保险建立在城市低保和城镇职工养老保险已经建立的环境下,城镇低保部分地区实行物价浮动机制,我国的城镇职工养老保险制度也根据经济发展,逐年提高养老待遇,在这些基础上,实行浮动的待遇机制,具有一定的吸引力。

总之,在城镇居民养老保险政策这个问题上,对于信息不对称造成的市场失灵,政府应当做出积极的对策,在调整经济主体关系的同时,注重公平与效率的关系,尽量降低社会风险的不确定性。通过政府政策引导,居民自主选择缴费,社会公众参与监督的形式,建立、管理城镇居民养老保险体系。

政策的前瞻性评估

对城镇居民养老保险政策实施过程中可能出现问题的预估:

逆向选择挑战政策的可持续性发展。一方面,相对于城镇职工养老保险,各地的基础养老金存在差异。不利于参保群体中高风险群体与低风险群体比重的协调。以2008年为例,居于首位的上海市相对最末尾的江西省,差距巨大。这与指导意见中的每月55元的国家标准相比,存在6~26倍的差距。③不利于吸引经济实力较强的低风险群体的参与。另一方面,相对于“新农保”最高500元的档次,城镇居民养老保险增加到了1000元,这对于农村居民,尤其是城市化进程中的村民具有一定的吸引力,会吸引其中的部分群体转入较高收益回报的险种体系中,总体符合“新农保”与城镇居民保险政策统一发展的理念,但是,会对“新农保”体系造成一定的逆向选择。

道德风险带来参保者的违规操作。根据信息不完全理论,参保者为了获得较多的利益或者减少花费,会采取一些违规的操作方式。我国养老政策一直秉持“老人”、“中人”、“新人”的实施理念,城镇居民养老保险规定,在政策实施时已满60周岁的居民,不需缴费,可直接按月领取55元的基础养老金。这种根据政策制定时间“一刀切”的方法,对于政策实施中未满60周岁的居民具有非常大的吸引力,他们会选择瞒报或者虚报自我真实年龄,换取政策转轨中带来的部分利益。

城镇居民养老保险范文第7篇

目前，中国的高储蓄现象已备受人们关注，很多学者认为中国目前养老保险制度不健全、养老保险覆盖面小是造成居民高储蓄的重要原因。他们大多认为，“扩大养老保险覆盖范围，解决了人们的后顾之忧，居民在工作期间就可以放心消费，从而减少储蓄”。然而，我国从90年代中期实行“统账结合”的养老保险制度起，养老保险覆盖范围逐年扩大，截至2006年底，参保的在职职工已达到14130.9万人，是1990年参保人数的2.7倍；参保的离休、退休退职人数已达到4635.4万人，是1990年的近4.8倍，城镇居民储蓄率不但没有减少，反而却分别从1990年的15.3%、增加到2006年的26%。可见，近十几年养老保险覆盖范围不断扩大究竟能否降低居民储蓄率，还有待于深入研究。因而，评价中国养老保险制度实施对居民消费的影响，在理论和现实上都有着重要的意义。

下面，本文将利用我国各地区城镇居民1994~2006年的有关数据建立经济计量模型，就这一问题进行实证研究。

二、文献回顾

国外学术界关于分析养老保险对储蓄、消费影响的文献十分丰富。最早可以追溯到diamond（1965）在经济增长模型中引入社会保险，从此，多年来社会保险对储蓄和资本积累的影响就成为学术界争论不休的问题。

feldstein(1974)利用美国1930-40/1947-71样本数据估计包含养老保险指标的生命周期消费函数，通过实证，他认为社会养老保险可消减个人储蓄。然而barro(1974)指出，当存在代际转移时，社会养老保险对储蓄没有影响。较早的关于研究这些问题的文献都没有一致的结论，例如，feldstein（1982，1996）、barro和macdonald(1979)、leimer和lesnoy(1982)等都提出自己的观点。cigno和他的合作者（1992）年通过对多个国家的时间序列数据实证分析，认为在完全基金制的情况下，扩大社会保险覆盖范围对储蓄有显著正的影响。abel（1985），kotlifoff，shoven和spivak（1987）以及hubbard（1987）等人利用部分均衡模型分析了社会保障制度与预防性储蓄的关系。他们均发现，提高社会保障水平可以显著减少预防性储蓄，进而降低储蓄率。

近几年，研究社会养老保险对储蓄的影响，国外研究者考虑更多的因素，研究方法也多有创新。

戴维斯（1995）利用生命周期理论研究养老基金对个人生命周期储蓄的影响。他认为由于以下几个原因，养老保险制度并不会使个人储蓄减少。第一，由于养老承诺的非流动性和未来收益的不确定性，尤其是在通货膨胀压力下，个人储蓄不会随着养老金收益的增加而一对一地减少；第二，流动性约束的存在使个人自由借债的能力受限，那么，个人在年轻时就应该为年老的消费积累资金，这样，个人储蓄就不会因为强制储蓄而减少；第三，为了追求闲暇，职工可能希望提前退休，这会使他增加工作期的储蓄；第四，如果从当前消费转向未来消费的税收方面有优惠政策，也会为提高个人的总储蓄而提供激励。然而，戴维斯在分析12个oecd国家、智利和新加坡的养老金后，并没有发现养老基金对个人储蓄有规律性影响。因此，他认为，基金制养老金计划对个人储蓄的影响要依各个国家经济的具体情况而定。

在《宏观经济学》（1998）一书中，奥利维尔?琼?布兰查德和斯坦利?费希尔采用戴蒙德的代际交叠模型分析养老保险对储蓄和资本积累的影响。他们得出以下结论：在完全基金制下，社会养老保险对储蓄没有影响；在现收现付制条件下，社会养老保险贡献会使私人储蓄减少。

zhang(1995)分析养老保险对经济增长的影响时，认为非基金制条件下的社会养老保险可以通过降低出生率和增加人力资本投资来促进经济增长。但他指出，社会养老保险对储蓄没有影响。

ehrlich和zhong（1998）用多国数据检测养老金/gdp这一比率与出生率、储蓄和经济增长的关系。他们发现，社会养老保险对出生率、储蓄和经济增长有显著负的影响。

alessandrocigno、lucacasolaro和furioc.rosati（2000）通过建立var模型，用德国数据估计社会养老保险对储蓄和出生率的影响。他们发现，社会养老保险覆盖率对家庭储蓄有正的影响，但对出生率有负的影响。

cigno和werding(2003)基于家庭网络原理，认为社会养老保险可以增加总储蓄。

中国国内关于研究社会养老保险对储蓄影响的文献还不是很多。朱青（2002）对养老金计划实行部分积累制的模式进行了经济分析，并研究养老金计划对家庭储蓄率的影响。柳清瑞和穆怀中（2003）利用代际交叠模型分析养老保险对储蓄的影响，他认为，“伴随中国人口老龄化进程的加快和制度赡养率的提高，现收现付制将出现养老金需求增加和供给不足的两难困境。同时，现收现付制将对家庭储蓄产生负面影响”。刘俊霞（2003）认为在需求不足的条件下，实行现收现付制的养老保险制度，有利于提高边际消费倾向，从而有利于扩大消费需求。岳远斌（1997）认为养老保险基金的支付，无论从某一个年度，还是从整个生命周期考虑，总表现为社会储蓄的减少，只有在现收现付制的传统体制下，才不会对储蓄产生太大的影响。

三、理论模型

本文的实证分析采用了杜森贝利的相对收入假设消费理论。他认为，一方面，消费者的消费支出不仅受其自身收入的影响，而且也受周围人的消费行为及收入与消费相互关系的影响，即消费具有“示范性”或“攀附性”;另一方面，消费者的消费支出不仅受自己目前收入的影响，而且也受自己过去收入和消费水平的影响，即消费又具有“不可逆性”。根据这一理论假设，杜森贝利的相对收入假设消费函数可近似地简化为下式：

（3.1）

在该模型中考虑养老保险的影响，本文使用养老保险覆盖率指标，养老保险的实施对人们消费行为的影响可能存在滞后性，故建立模型如下：

（3.2）

其中，c表示消费；y表示收入；fgl表示养老保险覆盖率。Xl4&il73Yp*x4B''''D0l[本资料来源于贵州学习网经济管理保险学]Xl4&il73Yp*x4B''''D0l

四、实证分析

（一）、数据来源。

由于养老保险的相关数据只能收集到1989年到2003年，时间序列数据不足。通过近几年的《中国统计年鉴》、《中国劳动和社会保障年鉴》的相关资料进行整理，可以得到1994~2006年各地区的城镇居民人均实际可支配收入、人均实际消费支出数据、城镇就业人数及参保职工人数。本文定义养老保险覆盖率为参保职工人数与城镇就业人数的比值。

（二）、模型设计

根据理论分析，建立模型如下：

（4.1）

其中，、分别表示城镇居民的人均实际消费支出、人均实际可支配收入（以各地区1993年的城市居民消费价格为100，从人均消费支出和人均可支配收入中剔除物价波动因素）；i表示省或自治区（除外），t表示年份；表示养老保险覆盖率。

（三）、模型估计

对于模型4.1，涉及到固定与随机效应的选择问题。考虑到各个省或自治区在政策实施、经济进展、及消费行为上有许多不同，本文旨在考虑各自的影响因素对居民消费支出的影响，故不把截面单元看成来自同一总体的一组样本，故选择固定效应模型。对模型4.1用eviews5.0估计结果见表4-1：

表4-1：模型（4.1）基于1994—2006年样本数据的拟和结果

dependentvariable:sjzc?sample(adjusted):19962006

cross-sectionsincluded:30method:pooledleastsquares

variablecoefficientstd.errort-statisticprob.

c206.785432.037996.4543810.0000

sjsr?0.4770650.02527918.872200.0000

fgl?(-2)237.931359.028374.0307960.0001

sjzc?(-1)0.3073890.0409867.4998610.0000

fixedeffects(cross)

beijin--c258.0200

tianjin--c24.37011

hebei--c-121.7037

shanxi--c-112.2286

neimenggu--c-76.06340

liaoning--c32.22301

jilin--c4.572188

heilongjiang--c-109.0851

shanghai--c69.67936

jiangsu--c-130.9523

zhejiang--c73.10777

anhui--c-49.16519

fujian--c-7.967918

jiangxi--c-200.9693

shandong--c-153.0759

henan--c-159.7379

hubei--c25.39022

hunan--c58.26863

guangdong--c288.8604

guangxi--c-7.368855

hainan--c-80.54226

chongqin--c292.2889

sichuan--c53.43304

guizhou--c-27.22416

yunnan--c40.11709

shannxi--c103.2125

gansu--c33.62868

qinghai--c-30.13145

ningxia--c48.95082

xinjiang--c-60.19158

effectsspecification：cross-sectionfixed(dummyvariables)

r-squared0.995020f-statistic1835.850

adjustedr-squared0.994478prob(f-statistic)0.000000

注：shannxi表示陕西；shxnxi表示山西

调整后的达到0.9945；参数都显著不为零。可见，养老保险的实施对人们的消费行为起到促进作用，养老保险覆盖率每增加一个百分点，两年后人均实际消费支出增加238元。为了检验模型的合理性，本文从以下两个角度进行检验：1残差的平稳性；2模型阶段性的适应性。

（四）模型合理性检验

1、残差平稳性检验

最早使用面板数据进行单位根检验的是bhargava等（bhargavaetal,1982）。他们利用修正的dw统计量提出了一种可以检验固定效应动态模型的残差是否为随机游走的方法。abuaf和jorion（1990）基于sur回归(seeminglyunrelatedregression)模型，采用gls估计方法提出了面板单位根检验方法——sur-df检验。levinandlin(1993)建立的llc法也是对面板数据进行单位根检验的早期版本。im、pesaran和shin在1997年建立了ips法，但breitung（1999）发现ips法对限定性趋势的设定极为敏感。maddalaandwu(1999)建立了mw法。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。为了避免单一方法可能存在的缺陷，本文选择用levin,lin和chu检验、im,pesaranandshinw-stat检验、adf-fisherchi-square检验和pp-fisherchi-square检验(maddalaandwu(1999)和choi(2001))。这些方法出发点很类似，都考虑paneldata如下的ar（1）处理过程：

（4.2）

表示外生变量，包括固定影响及各自的趋势。表示自相关系数。假定独立同分布。如果，，则认为是平稳的；如果，，则认为包含一个单位根。为了检测，通常对有两个假定：一是=对于所有的i，levin,lin和chu检验方法就包含这个假定；二是允许随i的不同而变化，im,pesaran和shin(2003),fisher-adf和fisher-pptests检验方法包含这个假设。

用eviews5.0检验模型残差水平数据单位根存在情况，在检验时选取具有固定效应的面板数据模型，结果见表4-2，可见残差是平稳的。

表4-2：残差平稳性检验结果

cross-

methodstatisticprob.**sectionsobs

null:unitroot(assumescommonunitrootprocess)

levin,lin&chut*-10.01010.000030295

breitungt-stat-4.629390.000030265

null:unitroot(assumesindividualunitrootprocess)

im,pesaranandshinw-stat-5.806380.000030295

adf-fisherchi-square134.0580.000030295

2、模型的阶段性适应性检验

考虑面板数据模型对数据比较敏感，考虑到合理的模型对样本内的阶段性数据也应该有一定的适应性。由于在2000年，国务院出台了《关于完善城镇社会保障体系的试点方案》，提出了进一步完善社会保障体系的基本原则、目标任务，确定了进一步调整和完善我国养老保险制度的主要政策，故以2000年为间断点，分别以1994~2000、2000~2006为样本拟和模型结果如下：

表4-3：模型（4.1）基于1994—2000年样本数据的拟和结果

dependentvariable:sjzc?sample(adjusted):19962000

method:pooledleastsquarescross-sectionsincluded:30

variablecoefficientstd.errort-statisticprob.

c145.540584.112921.7302990.0863

sjsr?0.5797030.03507216.528980.0000

fgl?(-2)292.2467127.20742.2974030.0234

sjzc?(-1)0.1872210.0672792.7827410.0063

fixedeffects(cross)

beijin--c194.6629

tianjin--c-67.36612

hebei--c-113.7160

shanxi--c-42.34672

neimenggu--c-152.1187

liaoning--c-18.23536

jilin--c-7.334862

heilongjiang--c-91.12028

shanghai--c29.50539

jiangsu--c-81.55497

zhejiang--c59.36932

anhui--c-44.54383

fujian--c40.25343

jiangxi--c-170.0938

shandong--c-90.54050

henan--c-61.56922

hubei--c60.57644

hunan--c71.32459

guangdong--c266.7200

guangxi--c117.4767

hainan--c-133.5591

chongqin--c300.0115

sichuan--c52.16358

guizhou--c32.38790

yunnan--c75.32675

shannxi--c40.96239

gansu--c-2.537140

qinghai--c1.434211

ningxia--c19.44210

xinjiang--c-104.9737

effectsspecification：cross-sectionfixed(dummyvariables)

r-squared0.994404f-statistic633.0670

adjustedr-squared0.992833prob(f-statistic)0.000000

表4-4：模型（4.1）基于2000—2006年样本数据的拟和结果

dependentvariable:sjzc?sample:20002006

method:pooledleastsquarescross-sectionsincluded:30

variablecoefficientstd.errort-statisticprob.

c337.337460.330065.5915320.0000

sjsr?0.5562310.03554515.648550.0000

fgl?(-2)171.359988.297121.9407190.0539

sjzc?(-1)0.1734440.0564273.0737480.0024

fixedeffects(cross)

beijin--c334.1456

tianjin--c67.76995

hebei--c-153.9622

shanxi--c-178.6641

neimenggu--c-62.23352

liaoning--c80.42176

jilin--c18.66479

heilongjiang--c-142.6986

shanghai--c102.6244

jiangsu--c-189.8810

zhejiang--c76.18871

anhui--c-68.51849

fujian--c-82.69486

jiangxi--c-290.2331

shandong--c-221.1987

henan--c-250.6841

hubei--c31.67648

hunan--c87.74826

guangdong--c407.4439

guangxi--c-71.42074

hainan--c-65.65503

chongqin--c329.7631

sichuan--c76.00520

guizhou--c-68.37576

yunnan--c29.75507

shannxi--c151.9292

gansu--c65.71205

qinghai--c-56.22428

ningxia--c88.13489

xinjiang--c-45.53898

effectsspecification：cross-sectionfixed(dummyvariables)

r-squared0.995132f-statistic1130.692

adjustedr-squared0.994252prob(f-statistic)0.000000

从表4-3、4-4可见模型有很好的适应性，但也从看出一些问题：养老保险覆盖范围的扩大对消费的促进作用逐渐降低。

五、小结和意见

通过面板数据实证分析，认为养老保险的实施解决了人们的后顾之忧，居民在工作期间就可以放心消费，从而减少储蓄，但养老保险覆盖范围的扩大对消费的促进作用逐渐降低。这可能是由于目前的养老保险覆盖范围依然不能达到应保尽保，见表5-1，这使得养老储蓄依然是很重要的储蓄动机；另外，养老保险金空账问题日益严重造成的（见表5-2），也可能加剧了人们对未来预期的不确定性。因而，作建议如下：

一方面，在“社会统筹”向“统账结合”的过渡阶段，政府应加大投资，包括对养老金支付的补贴和对个人缴纳养老费的补贴。确保“统账结合”政策实施前参加养老保险且已经离退休人员养老金按时发放，确保政策实施后的个人账户资金不被挪用。

另一方面，进一步扩大养老保险覆盖范围，将养老保险覆盖面扩展到经济效益较好的私营、个体和外资企业。确保养老保险资金更多的来源渠道。

表5-1：中国历年城镇在职职工养老保险覆盖率

时间城镇就业人数（万人）参保在职职工人数（万人）覆盖率（%）

19905200.7011704130.51876

19915653.71746532.3716

19927774.71786143.52892

19938008.21826243.85171

19948494.141865345.53766

19958737.7931904045.89177

19968758.41992243.96346

19978670.92078141.72513

19988475.82161639.21077

19999501.82241242.39604

200010447.52315145.12763

200110801.892394045.12066

200211128.82478044.91041

200311646.52563945.42494

200412250.32647646.26945

200513120.42733148.00556

200614130.92831049.91487

注：城镇就业人数、参保在职职工人数数据来源《中国统计年鉴2007》，中国统计出版社，2007年

表5-2：养老金“空账”金额

时间1997199819992000200320052006

养老金“空账”（多亿）14045010002000470080009000

城镇居民养老保险范文第8篇

目前，中国的高储蓄现象已备受人们关注，很多学者认为中国目前养老保险制度不健全、养老保险覆盖面小是造成居民高储蓄的重要原因。他们大多认为，“扩大养老保险覆盖范围，解决了人们的后顾之忧，居民在工作期间就可以放心消费，从而减少储蓄”。然而，我国从90年代中期实行“统账结合”的养老保险制度起，养老保险覆盖范围逐年扩大，截至2006年底，参保的在职职工已达到14130.9万人，是1990年参保人数的2.7倍；参保的离休、退休退职人数已达到4635.4万人，是1990年的近4.8倍，城镇居民储蓄率不但没有减少，反而却分别从1990年的15.3%、增加到2006年的26%。可见，近十几年养老保险覆盖范围不断扩大究竟能否降低居民储蓄率，还有待于深入研究。因而，评价中国养老保险制度实施对居民消费的影响，在理论和现实上都有着重要的意义 。

下面，本文将利用我国各地区城镇居民1994~2006年的有关数据建立经济计量模型，就这一问题进行实证研究。

二、 文献回顾

国外学术界关于分析养老保险对储蓄、消费影响的文献十分丰富。最早可以追溯到diamond（1965）在经济增长模型中引入社会保险，从此，多年来社会保险对储蓄和资本积累的影响就成为学术界争论不休的问题。

feldstein(1974)利用美国1930-40/1947-71样本数据估计包含养老保险指标的生命周期消费函数，通过实证，他认为社会养老保险可消减个人储蓄。然而barro(1974)指出，当存在代际转移时，社会养老保险对储蓄没有影响。较早的关于研究这些问题的文献都没有一致的结论，例如，feldstein（1982，1996）、barro和macdonald(1979)、leimer和lesnoy(1982)等都提出自己的观点。cigno和他的合作者（1992）年通过对多个国家的时间序列数据实证分析，认为在完全基金制的情况下，扩大社会保险覆盖范围对储蓄有显著正的影响。abel（1985），kotlifoff，shoven和 spivak（1987）以及hubbard（1987）等人利用部分均衡模型分析了社会保障制度与预防性储蓄的关系。他们均发现，提高社会保障水平可以显著减少预防性储蓄，进而降低储蓄率。

近几年，研究社会养老保险对储蓄的影响，国外研究者考虑更多的因素，研究方法也多有创新。

戴维斯（1995）利用生命周期理论研究养老基金对个人生命周期储蓄的影响。他认为由于以下几个原因，养老保险制度并不会使个人储蓄减少。第一，由于养老承诺的非流动性和未来收益的不确定性，尤其是在通货膨胀压力下，个人储蓄不会随着养老金收益的增加而一对一地减少；第二，流动性约束的存在使个人自由借债的能力受限，那么，个人在年轻时就应该为年老的消费积累资金，这样，个人储蓄就不会因为强制储蓄而减少；第三，为了追求闲暇，职工可能希望提前退休，这会使他增加工作期的储蓄；第四，如果从当前消费转向未来消费的税收方面有优惠政策，也会为提高个人的总储蓄而提供激励。然而，戴维斯在分析12个oecd国家、智利和新加坡的养老金后，并没有发现养老基金对个人储蓄有规律性影响。因此，他认为，基金制养老金计划对个人储蓄的影响要依各个国家经济的具体情况而定。

在《宏观经济学》（1998）一书中，奥利维尔•琼•布兰查德和斯坦利•费希尔采用戴蒙德的代际交叠模型分析养老保险对储蓄和资本积累的影响。他们得出以下结论：在完全基金制下，社会养老保险对储蓄没有影响；在现收现付制条件下，社会养老保险贡献 会使私人储蓄减少。

zhang(1995)分析养老保险对经济增长的影响时，认为非基金制条件下的社会养老保险可以通过降低出生率和增加人力资本投资来促进经济增长。但他指出，社会养老保险对储蓄没有影响。

ehrlich和zhong（1998）用多国数据检测养老金/gdp这一比率与出生率、储蓄和经济增长的关系。他们发现，社会养老保险对出生率、储蓄和经济增长有显著负的影响。

alessandro cigno、luca casolaro和furio c.rosati（2000）通过建立var模型，用德国数据估计社会养老保险对储蓄和出生率的影响。他们发现，社会养老保险覆盖率对家庭储蓄有正的影响，但对出生率有负的影响。

cigno和werding(2003)基于家庭网络原理，认为社会养老保险可以增加总储蓄。

中国国内关于研究社会养老保险对储蓄影响的文献还不是很多。朱青（2002）对养老金计划实行部分积累制的模式进行了经济分析，并研究养老金计划对家庭储蓄率的影响。柳清瑞和穆怀中（2003）利用代际交叠模型分析养老保险对储蓄的影响，他认为，“伴随中国人口老龄化进程的加快和制度赡养率的提高，现收现付制将出现养老金需求增加和供给不足的两难困境。同时，现收现付制将对家庭储蓄产生负面影响”。 刘俊霞（2003）认为在需求不足的条件下，实行现收现付制的养老保险制度，有利于提高边际消费倾向，从而有利于扩大消费需求。岳远斌（1997）认为养老保险基金的支付，无论从某一个年度，还是从整个生命周期考虑，总表现为社会储蓄的减少，只有在现收现付制的传统体制下，才不会对储蓄产生太大的影响。

三、 理论模型

本文的实证分析采用了杜森贝利的相对收入假设消费理论。他认为，一方面，消费者的消费支出不仅受其自身收入的影响，而且也受周围人的消费行为及收入与消费相互关系的影响，即消费具有“示范性”或“攀附性”;另一方面，消费者的消费支出不仅受自己目前收入的影响，而且也受自己过去收入和消费水平的影响，即消费又具有“不可逆性”。根据这一理论假设，杜森贝利的相对收入假设消费函数可近似地简化为下式：

（3.1）

在该模型中考虑养老保险的影响，本文使用养老保险覆盖率指标，养老保险的实施对人们消费行为的影响可能存在滞后性，故建立模型如下：

（3.2）

其中，c表示消费；y表示收入；fgl表示养老保险覆盖率。

四、 实证分析

（一）、数据来源。

由于养老保险的相关数据只能收集到1989年到2003年，时间序列数据不足。通过近几年的《中国统计年鉴》、《中国劳动和社会保障年鉴》的相关资料进行整理，可以得到1994~2006年各地区的城镇居民人均实际可支配收入、人均实际消费支出数据、城镇就业人数及参保职工人数。本文定义养老保险覆盖率为参保职工人数与城镇就业人数的比值。

（二）、模型设计

根据理论分析，建立模型如下：

（4.1）

其中， 、 分别表示城镇居民的人均实际消费支出、人均实际可支配收入（以各地区1993年的城市居民消费价格为100，从人均消费支出和人均可支配收入中剔除物价波动因素）；i表示省或自治区（除外），t表示年份； 表示养老保险覆盖率。

（三）、模型估计

对于模型4.1，涉及到固定与随机效应的选择问题。考虑到各个省或自治区在政策实施、经济进展、及消费行为上有许多不同，本文旨在考虑各自的影响因素对居民消费支出的影响，故不把截面单元看成来自同一总体的一组样本，故选择固定效应模型 。对模型4.1用eviews5.0估计结果见表4-1：

表4-1：模型（4.1）基于1994—2006年样本数据的拟和结果

dependent variable: sjzc? sample (adjusted): 1996 2006

cross-sections included: 30 method: pooled least squares

variable coefficient std. error t-statistic prob.

c 206.7854 32.03799 6.454381 0.0000

sjsr? 0.477065 0.025279 18.87220 0.0000

fgl?(-2) 237.9313 59.02837 4.030796 0.0001

sjzc?(-1) 0.307389 0.040986 7.499861 0.0000

fixed effects (cross)

beijin--c 258.0200

tianjin--c 24.37011

hebei--c -121.7037

shanxi--c -112.2286

neimenggu--c -76.06340

liaoning--c 32.22301

jilin--c 4.572188

heilongjiang--c -109.0851

shanghai--c 69.67936

jiangsu--c -130.9523

zhejiang--c 73.10777

anhui--c -49.16519

fujian--c -7.967918

jiangxi--c -200.9693

shandong--c -153.0759

henan--c -159.7379

hubei--c 25.39022

hunan--c 58.26863

guangdong--c 288.8604

guangxi--c -7.368855

hainan--c -80.54226

chongqin--c 292.2889

sichuan--c 53.43304

guizhou--c -27.22416

yunnan--c 40.11709

shannxi--c 103.2125

gansu--c 33.62868

qinghai--c -30.13145

ningxia--c 48.95082

xinjiang--c -60.19158

effects specification：cross-section fixed (dummy variables)

r-squared 0.995020 f-statistic 1835.850

adjusted r-squared 0.994478 prob(f-statistic) 0.000000

注： shannxi表示陕西；shxnxi表示山西

调整后的 达到0.9945；参数都显著不为零。可见，养老保险的实施对人们的消费行为起到促进作用，养老保险覆盖率每增加一个百分点，两年后人均实际消费支出增加238元。为了检验模型的合理性，本文从以下两个角度进行检验：1残差的平稳性；2模型阶段性的适应性。

（四）模型合理性检验

1、残差平稳性检验

最早使用面板数据进行单位根检验的是bhargava等（bhargava et al, 1982）。他们利用修正的dw统计量提出了一种可以检验固定效应动态模型的残差是否为随机游走的方法。abuaf和jorion（1990）基于sur回归(seemingly unrelated regression)模型，采用gls估计方法提出了面板单位根检验方法——sur-df检验。levin and lin(1993)建立的llc 法也是对面板数据进行单位根检验的早期版本。im、pesaran 和shin 在1997 年建立了ips 法，但breitung（1999）发现ips 法对限定性趋势的设定极为敏感。maddala and wu(1999)建立了mw 法。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。为了避免单一方法可能存在的缺陷，本文选择用levin, lin 和chu 检验、im, pesaran and shin w-stat 检验、adf - fisher chi-square 检验和pp - fisher chi-square检验(maddala and wu (1999) 和choi (2001))。这些方法出发点很类似，都考虑panel data如下的ar（1）处理过程：

（4.2）

表示外生变量，包括固定影响及各自的趋势。 表示自相关系数。 假定独立同分布。如果， ，则认为 是平稳的；如果， ，则认为 包含一个单位根。为了检测，通常对 有两个假定：一是 = 对于所有的i，levin, lin 和chu检验方法就包含这个假定；二是允许 随i的不同而变化，im, pesaran 和 shin (2003), fisher- adf 和 fisher-pp tests检验方法包含这个假设。

用eviews5.0检验模型残差水平数据单位根存在情况，在检验时选取具有固定效应的面板数据模型，结果见表4-2，可见残差是平稳的。

表4-2：残差平稳性检验结果

cross-

method statistic prob.** sections obs

null: unit root (assumes common unit root process)

levin, lin & chu t* -10.0101 0.0000 30 295

breitung t-stat -4.62939 0.0000 30 265

null: unit root (assumes individual unit root process)

im, pesaran and shin w-stat -5.80638 0.0000 30 295

adf - fisher chi-square 134.058 0.0000 30 295

pp - fisher chi-square 141.805 0.0000 30 297

2、模型的阶段性适应性检验

考虑面板数据模型对数据比较敏感，考虑到合理的模型对样本内的阶段性数据也应该有一定的适应性。由于在2000年，国务院出台了《关于完善城镇社会保障体系的试点方案》，提出了进一步完善社会保障体系的基本原则、目标任务，确定了进一步调整和完善我国养老保险制度的主要政策，故以2000年为间断点，分别以1994~2000、2000~2006为样本拟和模型结果如下：

表4-3：模型（4.1）基于1994—2000年样本数据的拟和结果

dependent variable:sjzc? sample (adjusted): 1996 2000

method: pooled least squares cross-sections included: 30

variable coefficient std. error t-statistic prob.

c 145.5405 84.11292 1.730299 0.0863

sjsr? 0.579703 0.035072 16.52898 0.0000

fgl?(-2) 292.2467 127.2074 2.297403 0.0234

sjzc?(-1) 0.187221 0.067279 2.782741 0.0063

fixed effects (cross)

beijin--c 194.6629

tianjin--c -67.36612

hebei--c -113.7160

shanxi--c -42.34672

neimenggu--c -152.1187

liaoning--c -18.23536

jilin--c -7.334862

heilongjiang--c -91.12028

shanghai--c 29.50539

jiangsu--c -81.55497

zhejiang--c 59.36932

anhui--c -44.54383

fujian--c 40.25343

jiangxi--c -170.0938

shandong--c -90.54050

henan--c -61.56922

hubei--c 60.57644

hunan--c 71.32459

guangdong--c 266.7200

guangxi--c 117.4767

hainan--c -133.5591

chongqin--c 300.0115

sichuan--c 52.16358

guizhou--c 32.38790

yunnan--c 75.32675

shannxi--c 40.96239

gansu--c -2.537140

qinghai--c 1.434211

ningxia--c 19.44210

xinjiang--c -104.9737

effects specification：cross-section fixed (dummy variables)

r-squared 0.994404 f-statistic 633.0670

adjusted r-squared 0.992833 prob(f-statistic) 0.000000 表4-4：模型（4.1）基于2000—2006年样本数据的拟和结果

dependent variable: sjzc? sample: 2000 2006

method: pooled least squares cross-sections included: 30

variable coefficient std. error t-statistic prob.

c 337.3374 60.33006 5.591532 0.0000

sjsr? 0.556231 0.035545 15.64855 0.0000

fgl?(-2) 171.3599 88.29712 1.940719 0.0539

sjzc?(-1) 0.173444 0.056427 3.073748 0.0024

fixed effects (cross)

beijin--c 334.1456

tianjin--c 67.76995

hebei--c -153.9622

shanxi--c -178.6641

neimenggu--c -62.23352

liaoning--c 80.42176

jilin--c 18.66479

heilongjiang--c -142.6986

shanghai--c 102.6244

jiangsu--c -189.8810

zhejiang--c 76.18871

anhui--c -68.51849

fujian--c -82.69486

jiangxi--c -290.2331

shandong--c -221.1987

henan--c -250.6841

hubei--c 31.67648

hunan--c 87.74826

guangdong--c 407.4439

guangxi--c -71.42074

hainan--c -65.65503

chongqin--c 329.7631

sichuan--c 76.00520

guizhou--c -68.37576

yunnan--c 29.75507

shannxi--c 151.9292

gansu--c 65.71205

qinghai--c -56.22428

ningxia--c 88.13489

xinjiang--c -45.53898

effects specification：cross-section fixed (dummy variables)

r-squared 0.995132 f-statistic 1130.692

adjusted r-squared 0.994252 prob(f-statistic) 0.000000

从表4-3、4-4可见模型有很好的适应性，但也从看出一些问题：养老保险覆盖范围的扩大对消费的促进作用逐渐降低。

五、 小结和意见

通过面板数据实证分析，认为养老保险的实施解决了人们的后顾之忧，居民在工作期间就可以放心消费，从而减少储蓄，但养老保险覆盖范围的扩大对消费的促进作用逐渐降低。这可能是由于目前的养老保险覆盖范围依然不能达到应保尽保，见表5-1，这使得养老储蓄依然是很重要的储蓄动机；另外，养老保险金空账问题日益严重造成的（见表5-2），也可能加剧了人们对未来预期的不确定性。因而，作建议如下：

一方面，在“社会统筹”向“统账结合”的过渡阶段，政府应加大投资，包括对养老金支付的补贴和对个人缴纳养老费的补贴。确保“统账结合”政策实施前参加养老保险且已经离退休人员养老金按时发放，确保政策实施后的个人账户资金不被挪用。

另一方面，进一步扩大养老保险覆盖范围，将养老保险覆盖面扩展到经济效益较好的私营、个体和外资企业。确保养老保险资金更多的来源渠道。

表5-1：中国历年城镇在职职工养老保险覆盖率

时间 城镇就业人数（万人） 参保在职职工人数（万人） 覆盖率（%）

1990 5200.701 17041 30.51876

1991 5653.7 17465 32.3716

1992 7774.7 17861 43.52892

1993 8008.2 18262 43.85171

1994 8494.14 18653 45.53766

1995 8737.793 19040 45.89177

1996 8758.4 19922 43.96346

1997 8670.9 20781 41.72513

1998 8475.8 21616 39.21077

1999 9501.8 22412 42.39604

2000 10447.5 23151 45.12763

2001 10801.89 23940 45.12066

2002 11128.8 24780 44.91041

2003 11646.5 25639 45.42494

2004 12250.3 26476 46.26945

2005 13120.4 27331 48.00556

2006 14130.9 28310 49.91487

注：城镇就业人数、参保在职职工人数数据来源《中国统计年鉴2007》，中国统计出版社，2007年

表5-2：养老金“空账”金额

时间 1997 1998 1999 2000 2003 2005 2006

养老金“空账”（多亿） 140 450 1000 2000 4700 8000 9000

城镇居民养老保险范文第9篇

关键词：基本养老保险；城镇居民消费；生命周期理论

长期以来，我国GDP增长的主推动力是出口和基础投资，居民储蓄率居高，消费率低于世界平均水平，并长期呈下降趋势，有效需求不足成为制约我国经济增长的重要因素。养老保险在一定程度上能降低预防性储蓄，为国民经济的发展和人民生活水平的提高创造了稳定的社会环境。本文首先进行文献综述，然后通过计量方法来分析我国养老保险对城镇居民消费的影响；最后，得出结论并提出相关建议。

一、 文献综述

（一）国外研究

国外在有关社会保障对消费是否有影响的理论基础上并无大的分歧， 大多是利用时间序列数据或面板数据以储蓄为变量来进行实证分析， 且倾向于分析养老保险财富对居民消费和储蓄的影响。

Feldstein（1974）运用扩展的生命周期模型，提出社会保障对储蓄的影响存资产替代效应和退休效应。一方面，养老保险会降低提前退休人员在工作期间的消费水平；另一方面，养老保险的资产替代效应使得居民消费水平提高。社会保障大幅度降低储蓄额和资本总积累，对居民消费的促进作用十分显著。Wouter的研究表明社会保障与总消费存在正相关关系。Wilcox（1989）认为养老金给付水平的变化与总消费的变化之间有着显著的相关关系。H.Yigit Aydede以土耳其为例，指出社会保障财富对总消费有显著的正向影响。Phillip Cagan利用1958-1959年消费者联盟中15000位会员的数据分析消费者的储蓄行为。研究发现参与养老金计划会增加储蓄，从而抑制消费。Hubbard，Skinner 与Zeldes（1995）认为社会保障能够通过降低居民面临的不确定性而影响居民的预防性储蓄。Barro的代际转移支付理论批驳了生命周期模型。他认为生命周期模型撕裂了各代人之间的联系，用储蓄作为中介变量， 社会保障可能被个人代际转移支付所补偿，从而抵消一部分挤出效应。

（二）国内研究

国内对于养老保险与居民消费之间的研究在时间上具有明显的阶段性，且普遍认为养老保险支出对我国居民的消费有促进作用。史静远、郭兆利和何广安（2012）的实证结果表明我国养老保险支出对城镇居民消费起到了积极的促进作用。马凤鸣（2012）认为城市居民消费受家庭收入和户主教育程度影响的同时，社会保障对中、低收入水平的家庭消费也有显著的正向作用，此外，收入和社会保障对消费的影响存在着相互削弱的关系。孟祥宁（2013）的分析结果表明，中国城镇居民人均养老保险支出每增加1%，消费就会增加0.5%，说明城镇居民养老保险对消费有较大的推动作用。邹红、喻开志和李奥蕾（2013），分析了2002 - 2009 年广东省城镇住户社会保险参与率和缴费率对城镇家庭消费的影响。研究发现：参保家庭的消费支出与未参保家庭相比有所增加，且城镇家庭消费会随社保缴费率的增加而降低。从家庭类型看，非国有部门、低收入和老年家庭的社会保障缴费率对消费的抑制作用低于国有部门、高收入和年轻家庭。从社保类型看，养老保险缴费率增加1%，消费将降低2. 58%； 而医疗保险缴费率增加1%，消费将增加2.1%。

二、协整分析

（一）变量选取与数据来源

为了分析我国社会养老保险与城镇居民消费之间的关系，本文选取了《中国统计年鉴》（2002-2014 年）的数据为样本，选取当期城镇居民家庭平均每人全年消费性支出（CS）为被解释变量；以当期城镇居民家庭可支配收入（YD）、当期全国基本养老金支出（SS）以及城镇居民上一年末的储蓄（Wt-1）为解释变量。所有数据经过各年度CPI调整（以2001年为基期）。首先，对各变量的总量数据进行协整分析。然后，本文将养老保险支出引入生命周期理论的消费函数建立模型，分析我国养老保险支出对城镇居民消费的影响。

（二）协整分析

为了降低数据的异方差性，首先对养老保险支出、居民收入以及居民消费作对数处理。

1.单位根检验

对城镇居民全年人均消费性支出、居民可支配收入以及社会保险支出进行ADF检验，结果显示，未经差分的序列lnCS，lnSS，lnYD都存在单位根，经过一阶差分的序列不存在单位根，所以lnCS，lnSS，lnYD均为一阶单整序列。

2.协整分析

本文将分别检验序列lnCS与lnYD 、序列lnCS与lnSS、序列lnCS与lnWt-i的协整关系。

对lnCS与lnYD 进行OLS回归，结果如下：

对残差估计值序列ε∧作单位根检验，结果表明残差估计值序列ε∧的检验值在1%的显著水平下，拒绝存在单位根的假设，即残差序列是平稳的。所以lnCS与LnYD存在协整关系，即城镇居民消费与居民收入之间存在长期稳定的关系。

对lnCS与lnSS进行协整关系检验，回归结果如下：

对残差估计值序列ε∧作ADF检验结果表明LnCS与lnSS 存在协整关系，即城镇居民消费与社会养老保险收入之间存在长期稳定的关系。而社会养老保险支出对消费的增加存在正向影响。

对lnCS与 lnWt-i进行协整关系检验，回归结果如下：

对残差估计值序列ε∧作单位根检验，残差估计值序列ε∧的检验值在1%的显著水平下，拒绝存在单位根的假设，即残差序列是平稳的。所以lnCS与lnWt-i 存在协整关系，即城镇居民消费与居民储蓄之间存在长期稳定的关系。

三、基于生命周期理论的消费模型分析

本文将养老保险支出引入生命周期理论的消费函数中，运用人均数据进行回归分析，考察我国养老保险支出对居民消费的影响。

（一）模型建立

Modigliani（1963）年的传统生命周期消费函数为：

上式中，Ct代表居民消费支出，Yt代表持久性收入，Wt代表t年末家庭拥有的金融资产。现在将养老保险变量引入到公式中，构建存在养老保险的情况下的居民消费函数：

上式中，lnCS表示实际居民消费支出的对数值，lnSS表示实际养老保险收入，lnYD表示城镇居民人均可支配收入，lnWt-1表示t-1年末家庭人均拥有的金融资产。

（二）实证分析

由于我国1997年对养老保险制度进行了改革，本文为避免改革产生的影响，选择了2001-2013年的时间序列数据进行回归分析，回归结果如下：

以上回归结果显示，可决系数R2=0.9990，模型的拟合度较高。

（三）结论

实证表明，城镇居民的可支配收入和养老保险基金的增加都会刺激居民消费的增加；当期可支配收入是影响居民消费的主要因素；社会养老保险收入在一定程度上能促进居民消费；储蓄与消费呈负相关关系；养老金收入对居民消费作用虽然显著，但影响系数仍然较小。1997年改革以来，我国养老保险水平虽然大幅度上升，但其覆盖率仍然较低。2002年，我国将城镇灵活就业人员纳入到基本养老保险。我国基本养老保险覆盖人数，从1997年的11203.9万人，上升到2013年的32218.4万人，全国基本养老保险支出也从1997年的1251.3万元上升到2013年的18470.4万元，但仍有大量人群未被养老金保险覆盖。因此，强化财政投入对养老保险的适度倾斜，继续扩大养老保险的覆盖面，完善养老保险制度，将有利于城镇居民对未来形成稳定的预期，促进居民消费。

四、政策建议

本文将养老保险支出引入生命周期理论的消费函数中，分析我国养老保险支出对城镇居民消费的影响程度。研究表明我国养老保险制度的实施对我国居民消费有一定的正面影响。针对我国的具体情况，本文从以下方面对完善养老保险制度，提高居民消费水平提出以下建议：

（一）提高居民素质与技能，增加居民的可支配收入。

居民的可支配收入是居民消费的最主要的因素。我国要继续坚持科教兴国、人才强国的战略，不断提高人民的素质和技能，大力发展产业，促进产业优化升级，加快我国经济增长，提高人民的收入水平，增加居民的可支配收入，减少对养老保险的依赖，提高居民消费水平。

（二）强化财政投入对养老保险的适度倾斜，扩大养老保险的覆盖面。

就我国而言，由于当前国家对基本养老保险的财政投入力度十分有限，居民的养老金收入普遍偏低，我国养老保险对居民消费的促进作用仍然有限。因此，强化财政投入对养老保险的适度倾斜，继续扩大养老保险的覆盖面，是完善我国社会保障机制，解决我国养老保险困境的重要手段。

（三）加快养老金并轨的步伐，缩小人群之间的基本养老金差距。

通过完善养老金制度，加快养老金并轨步伐，能有效地加大高收入者对低收入者的转移支付，提高国家福利水平，缩小不同人群之间的基本养老金差距，促进社会公平，提高城镇居民的总体消费水平。

（四）拓展基本养老保险资金筹措渠道，增加养老金支出的有效供给。

国际上大部分建立社会保障制度的国家大多采用社会保障税的形式来确保养老基金的可持续性。而我国目前的养老保险基金强制性还不够，大量人群未被养老保险覆盖，养老保险资金缺口呈扩大趋势，影响养老基金的可持续性。随着经济的发展，首先，我国可酌情借鉴国外的经验，逐渐采用缴纳社会保障税的形式筹措资金，增加养老金支出的有效供给。其次，国家可适量发行特别国债，加大对基本养老保险的财政投入力度。再次，加强养老保险基金的运营管理，使运营基金保值增值。（作者单位：湖南师范大学）

参考文献：

[1] 邹红，喻开志，李奥蕾.养老保险和医疗保险对城镇家庭消费的影响研究[J].统计研究，2013（11）.

[2] 陈静.基本养老保险对家庭消费的影响――基于CHFS数据的实证分析[J].消费经济，2015（2）.

[3] 袁志刚，宋铮.人口年龄结构、养老保险制度与最优储蓄率[J].经济研究，2000（11）.

[4] 姚晓垒，虞斌.我国养老保险影响居民消费的实证研究――基于养老保险改革前后的对比分析[J].浙江金融，2012（3）.

城镇居民养老保险范文第10篇

根据党的十七大和十七届三中全会精神，国务院办公厅于2009年9月4日《国务院关于开展新型农村社会养老保险试点的指导意见》，决定从2009年开始开展新型农村社会养老保险。新农保全称新型农村社会养老保险，其之所以被称为新农保，是相对于以前的农村养老保险而言的。相对于过去老农保的农民自己缴费进行自我储蓄的模式，新农保最大的特点是采取个人缴费、集体补助和政府补贴相结合，并汲取城镇职工基本养老保险的经验建立了社会统筹与个人账户相结合的筹资模式，国家财政全部保证支付社会统筹部分，形成基础养老金，这就意味着中国农民60岁以后都将享受到国家普惠式的养老金。在新农保的三个筹资渠道中，最惠农的是中央财政对地方进行补助，这个补助是直接补贴到农民的头上，其被认为是继取消农业税、农业直补、新型农村合作医疗等一系列惠农政策之后的又一项重大的惠农政策。我国新农保初步的实施目标是2009年试点覆盖面为全国10%的县（市、区、旗），以后逐步扩大试点，在全国普遍实施，2020年之前基本实现对农村适龄居民的全覆盖。这对于工业化的最大牺牲者--农民来说具有重要的意义，它不但在一定程度上确保了农村居民的基本生活，使农民养老有所保障，还有利于缩小城乡差距，是覆盖城乡居民的社会保障体系的重要组成部分。

根据发达国家的养老保险经验和我国的发展趋势来看，随着经济和社会的发展，农民和城镇居民的养老保险制度将逐步并轨，形成统一的制度结构。相对于旧的农村养老保险来说，新农保的实施无疑是向国家养老保障一体化道路的一大步跨越。但是，目前的新农保与城镇居民基本养老保险制度虽有相同，但也存在大的差异之处，因此，我们必须要对两者的异同进行比较，以便进一步分析两者的合轨路径。

二、新农保与城镇职工基本养老保险的合轨

资金是养老保险制度能够顺利、成功实施的物质基础和关键所在，新农保资金的筹集和城镇居民统一为统帐结合的模式，对于二者将来的合轨来说极其重要。其次，虽目前新农保和城镇居民养老保险是两个不同的制度，但两者需要解决的问题和目标是相同的，都是为了应对即将到来的人口老龄化危机及完善全体中国人民的养老保障制度，因此，随着经济和社会的发展，农民和城镇居民的差异理应是越来越小的，两个制度之间的差别也将逐渐缩小。再次，中国城镇居民基本养老保险从实施以来已经有一段历史，也积累了一些自己所独有的制度经验，这都是目前适合中国国情发展的，而新农保才刚设立，相关的制度还处于探索阶段，并且在中国目前的经济水平下，农民的发展落后于城镇居民，虽然二者不可能立刻达到统一，但是新农保相关制度的设计应考虑到与城镇职工基本养老保险制度的衔接与并轨趋势，新农保可从城镇基本养老保险中汲取和借鉴一些目前可以实施的成功经验。

1、现在基本养老保险制度需要改革、完善的方面。

（1）扩大新农保社会统筹筹资渠道，提高其发放水平，缩小二者保障水平差距。

由于社会的养老保险保障水平具有刚性，目前中国的经济发展水平，还不适合对城镇居民基本养老保险进较大的改革，特别是降低城镇居民养老保障水平的相关改革，因此要想缩小二者保障水平的差距，只能提高新农保的保障水平。当前，为了获得更高的未来养老保障水平，农民还是愿意缴纳更多的保费，但是如果新农保社会统筹部分不提高，农民缴费只相当于个人长期储蓄，一方面无法提高农民的参保积极性，另一方面新农保和城保的保障水平差距持续存在。因此，新农保社会统筹资金发放水平亟待提高。总体来说，政府要加大资金投入和调整相关补贴政策。

（2）在扩大覆盖范围的同时提高统筹层次，统一基金管理。

随着新农保制度在全国范围的实施，其覆盖范围逐步扩大。在这种情况下如果养老基金还是局限于比较低的一级财政专户，其投资运营条件有限，资金面临巨大的贬值风险。“积累型的社会保险基金必须进行投资运营，之前关注的主要是养老金挪用等显性风险，但是贬值的隐性风险同样需要引起注意。”人力资源和社会保障部基金司司长陈良说。

（3）解决个人账户基金保值增值问题，应和城镇职工基本养老保险个人账户统一考虑。人保部农保司，截至2010年7月底，新农保个人账户资金余额已累计达到约295亿元人民币，这一额度仍将以较快速度积累。面对我国目前的高度通货膨胀率，二者都面临保值增值问题，且性质相同，因此在制定相关投资增值管理办法是应统一考虑。

2、将来我国基本养老保险制度统一的发展方向。

（1）社会统筹部分转型，形成全民养老金，由国家财政统一负责，资金来源于公民缴纳的社会保障税或者国家的财政拨款。未来国家的基本养老保障制度应该是向全覆盖、无差别发展；全覆盖，即依法享受中国基本养老保障制度的公民，达到年龄都可以领取全民养老金。无差别，即所有公民享受的基本养老保障制度和领取的全民养老金无差别。这样不但可以缩小城乡差别，保障所有公民的养老，同时公民在转移养老保险关系时，不会因为社会统筹部分无法转移而利益受损。

（2）公民个人账户的缴费设最低线和最高线，公民可自由选择，不具强制性，国家设立相关制度鼓励多缴费，如果不缴纳费，即不为其开设个人账户，一旦缴费需至少缴纳15年，不满15年者养老金扣除总资金的20%后一次性发放。

（3）资金统一管理，实行省统筹，制定多元化投资制度，加强资金的监督管理。之所以不实行全国统筹的原因有：首先，因为个人账户的资金属于个人所有，不具调剂作用，全国统筹无必要；其次，个人账户的资金对流动性和增值性要求比较大，实行全国统筹虽有利于增值，但和省级统筹效果差别不大，同时个人账户资金的变动比较大，全国统筹不利于其流动性的发挥。才外还应加强资金反而监督管理预防挪用风险。

参考文献：

[1]刘昌平.可持续发展的中国城镇基本养老保险制度研究[M].中国社会科学出版社，　2008年11月第1版