计量经济学课程论文题目：养老保险对个人储蓄的论证学生姓名：学院：专业：班级：学号：指导教师：日期年月日养老保险对个人储蓄的论证内容摘要：我国较高的储蓄率影响了经济的健康发展，降息等一系列的调控措施收效甚微。
近年来，我国养老保险的迅速发展对居民个人储蓄的影响成为各方关注的焦点，本文从相关理论和我国实际出发，合理选择相关变量构建计量模型。
实证研究表明，养老保险发展对居民储蓄存在一定的“挤出效应”，由于社会保障体系的不健全，这种“挤出效应”还不明显，同时认为储蓄的增长是多因素共同作用的结果。
关键词：养老保险个人储蓄检验一、问题的提出随着中国社会基本养老保险制度的不断完善，社会基本养老基金的收入不断提高，这种收入的提高反映了中国社会抵抗老年风险能力的强化，也表现出中国社会福利的不断完善。
但是，社会基本养老保险收入增加是基于居民收入提高所产生的“收入效应”，还是储蓄量的提高呢？这应该是当前关注中国社会基本养老保险基金发展的关键。
社会基本养老保险制度的建立本质上是政府利用强制力干预个人养老以弥补市场失灵而建立的制度。
在政府未介入个人养老市场运作的时候，储蓄是由个人在工作期自由完成，而转移支付则是由家庭年轻一辈承担。
但是，随着家庭功能的弱化，以及养老职能的社会化，同时存在部分人年轻时未重视养老储蓄的道德风险，因此政府介入养老保险成了当今各国社会管理的重要组成部分。
经过十多年的发展，我国的养老保险制度在不断完善，截至2010年末全国参加城镇基本养老保险人数为25707.3万人，比上年增长23.9%，其中征缴收入5215亿元，增长20.9%。
各级财政补贴基本养老保险基金971亿元，中央财政预算安排774亿元。
全年基金总支出4897亿元，比上年增长21.2%。
年末基本养老保险基金累计结存5489亿元。
同时，储蓄仍然保持了较快的增长，截止2010 年，城乡居民储蓄已高达16万亿人民币，以当年人口13.14 亿计算，城乡居民人均储蓄12297 元，城乡居民储蓄占到了当年GDP 的近80%，1989—2010 年，人均储蓄平均发展速度达到17%。
我国在完善养老保险制度的同时，养老保障覆盖面仍然很小，尤其是九亿农民多数无养老保障，而且社会竞争激烈，从子女处可获得的经济来源也不稳定。
从央行调查来看，因养老和预防意外这两项而储蓄的分别处于第二位与第四位，城乡居民存款余额却保持高速增长的现象；与养老保险制度对个人储蓄存在着“挤出效应”相矛盾。
基于上述思考，利用1989—2010年的有关数据对这种影响进行的研究。
二、理论依据国内外学者对于社会养老保险金的形成进行了广泛的研究，逐渐形成较为成熟的观点。
从养老储蓄方面，当前学者的研究主要体现在个人进行养老准备的能力，突出表现为个人的储蓄规模，可支配收入以及一个国家的GDP 水平等。
戴维（1995）分析了12 个经济合作与发展组织（OECD）国家和智利与新加坡的养老金，发现各个国家基金制的养老保险制度对于个人储蓄总量未见明显影响。
养老保险制度的建立强化了人们养老意识，从而增强了人们志愿性养老储蓄。
养老保险发展对居民储蓄存在一定的“挤出效应”，由于社会保障体系不健全，这种“挤出效应”不明显。
通过实证认为，选用城镇居民可支配收入、养老保险净收益、老年人口抚养比来构建城市居民储蓄函数能够形成较强的相互之间的解释力。
通过考察中国2005 年社会养老保险改革，发现这项改革提高了各代人的养老金纯受益，缩小了低年龄组和高年龄组之间的代际不平衡，但加大了高年龄组的代际不平衡，扩大了逆向收入转移的程度。
通过开征社会保障税强化政府转移支付的能力。
中国社会养老保险的发展表面上虽然依靠政府行政力量推动，但本质上取决于各种社会经济因素的变化，促使政府不断地完善社会养老保障制度，因此，探讨这些社会经济因素的变化，将对完善社会养老保险制度产生积极的促进作用。
三、变量选取假设：假定养老金是老年人收入的惟一来源。
同时，养老保险实行年金制。
养老保险而言，大部分社会成员没有享受到社会化的养老保障，他们必须自己为今后的老年生活进行储蓄，因此，为了今后的生活质量不下降，他们也还得在年轻的时候为此进行储蓄。
研究变量国民的储蓄倾向是一个多因素综合影响的结果，对于今天的大多数中国公民来说，储蓄的主要目的是为了今后在：住房、教育和医疗、养老这四个方面的消费的需要。
为研究养老保险发展对个人储蓄的影响，本文选取了以下几个研究变量。
Ⅰ、人均储蓄增量（△PS）：是当年人均国民储蓄与上年数字的差额，它主要用来反映了国民储蓄的增长情况。
Ⅱ、养老保险缴费人数（P）：是养老保险制度发展程度的重要指标，体现了养老保险制度发展的数量指标。
Ⅲ、城镇居民实际可支配收入（DPI）：居民家庭可用于最终消费和其它非义务性支出以及储蓄的总和，即居民家庭可以用来自由支配的收入。
它将直接影响居民的储蓄行为。
四、数据来源1989-2012年各年《统计年鉴》五、模型的建立与修正1、对时间序列数据进行单整及平稳性检验（1）单位根检验利用单位根检验来确定城镇居民实际可支配收入（DPI）国民储蓄增量（DPS）和养老保险缴费人数（P）三个变量的平稳性, 具体采用的是ADF（Augmented Dickey Fuller test）方法, 检验方程根据是否具有截距项或者时间趋势分为三类，既无截距项又无时间趋势, 有截距项但无时间趋势, 既有截距项又有时间趋势。
设原假设H0 :ρ= 1 ,备选假设H1 :ρ< 1 。
接受原假设意味着时间序列含有单位根。
（表1）有表（1）可知，拒绝原假设，即对变量城镇居民实际可支配收入（DPI）序列二阶差分后, t检验统计量-4.248360小于临界值，所以变量序列是I~（2) ,即均具有单位根。
同理对国民储蓄增量（DPS）、养老保险缴费人数（P）进行单位根检验，结果如表2所示：表2列出其检验结果如下：表4 单位根ADF 检验结果变量ADF检验检验类型临界值1% 5% 10%DPI -4.24836 （0,2） -3.85783 -3.04039 -2.66055 DPS -6.02443 (0,1) -3.83151 -3.02997 -2.65519 DP -6.72673 (0,2) -3.83151 -3.02997 -2.65519注:检验类型中的(0,1)表示无常数项和趋势项,滞后一阶.单位根检验的结果表明,模型中的所有变量序列都是I~ (2) ，即它们都是同阶单整的,具备构造协整方程组的必要条件。
为此,本文对上述各个变量序列之间做长期的协整分析。
(2) 协整检验协整回归方程协整检验的基本思想是：尽管两个或两个以上的变量序列为非平稳序列, 但它们的某种线性组合却呈现稳定性, 则这两个变量之间便存在长期稳定关系即协整关系, 这种关系可以看作是对经济学中所说的规律性的定量描述。
具有相同阶单整的非平稳变量，可能有协整关系。
如果变量是协整的，相互之间有长期的均衡关系，这种长期均衡关系是固有经济规律作用的结果，它们之间的回归就是有意义的，而不是伪回归。
也就是说，只要能够证实变量间是协整的，传统的回归方法（包括 t 检验和 F 检验），就可以用于所研究的时间序列数据。
设定人均储蓄增量（DPS）为被解释变量，养老保险缴费人数（p）、镇居民实际可支配收入（DPI）为解释变量作协整回归。
结果见（表5）。
Dependent Variable: DPSMethod: Least Squares Date: 12/27/12 Time: 19:20 Sample: 1989 2010 Included observations: 22Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 5086.666 9921.916 0.512670 0.6141 DPI 3.864270 1.625039 2.377955 0.0281 P-3.4839431.616756-2.1548970.0491R-squared 0.849157 Mean dependent var 13551.18 Adjusted R-squared 0.833279 S.D. dependent var 13534.27 S.E. of regression 5526.240 Akaike info criterion 20.19853 Sum squared resid 5.80E+08 Schwarz criterion 20.34731 Log likelihood -219.1838 Hannan-Quinn criter. 20.23357 F-statistic 53.47952 Durbin-Watson stat 2.100725Prob(F-statistic)0.000000估计的模型为：P DPI PS 483943.3864270.3666.5086-+=∆)512670.0(=t )377955.2( )154897.2(-849157.02=R 833279.0_=R 47952.53=F 100725.2=DW得到残差序t e ，对t e 进行平稳性检，选择无截距项、无趋势项的DF 检验，结 如下表6：表6由于是多变量的协整检验，临界值不能用Eviews生成的临界值，而是查询麦金农（MacKinnon）通过模拟试验得到了不同变量个数时变量协整检验的临界值，得临界值为-4.1（在5%的显著性水平下），ADF检验统计量为-4.582462<-4.1,从而拒绝原H，表明残差序列不存在单位根，即平稳序列，说明各变量之间存在0协整关系，表明它们之间存在着长期均衡关系。
（2）因果检验：表7在5%的显著水平上，人均储蓄增量（△PS）不是人均可支配收入（DPI）的格兰杰因果原因；人均可支配收入(DPI)是人均储蓄增量（△PS）的格兰杰因果原因；养老保险缴费人数（P）是人均储蓄增量（△PS）的格兰杰因果原因；人均储蓄增量（△PS）不是养老保险缴费人数（P）的格兰杰因果原因。
结果分析DPS 与P、DPI 之间存在协整关系与单向因果关系。
六、模型的估计与调整1、人均可支配收入对人均储蓄增量的回归由于本文是研究养老保险发展对储蓄的影响，但对储蓄有直接影响的是收入所以首先对被解释变量人均储蓄增量（△PS）与城镇居民实际可支配收入（DPI）进行回归分析：∆=+（*）PS C DPIEviews的最小二乘估计结果如下表：表8 最小二乘估计Dependent Variable: DPSMethod: Least SquaresDate: 12/26/12 Time: 20:52Sample: 1989 2010Included observations: 22Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.C -4031.821 2068.227 -1.949410 0.0654DPI 2.352229 0.227719 10.32952 0.0000R-squared 0.842145 Mean dependent var 13551.18Adjusted R-squared 0.834253 S.D. dependent var 13534.27S.E. of regression 5510.081 Akaike info criterion 20.15305Sum squared resid 6.07E+08 Schwarz criterion 20.25224Log likelihood -219.6836 Hannan-Quinn criter. 20.17642F-statistic 106.6989 Durbin-Watson stat 1.998244Prob(F-statistic) 0.000000（1）、经济意义检验从回归结果可以看出，随着经济的发展，人民收入的提高，人们的储蓄也会随着收入的增加而增加。