贵州省城镇职工基本养老保险与居民消费的关系研究

I前言基本养老保险对消费增长也有重要影响，是影响居民消费的主要因素之一。自2013年以来，国家统计局使用的城乡一体化家庭收入和支出以及生活条件的调查数据在范围，方法和指标方面与以往的城乡家庭调查有所不同。我会。在本文中，我们使用贵州省城镇居民的相关指标。调查数据。目前，大多数国内关于基本养老保险对人口消费影响的研究都针对经济较发达的州和地区，但是由于每个州的经济发展水平和人口的差异，基本养老保险在治疗上有一定差距。研究贵州基本养老保险在城镇居民消费决策中的作用，激发了贵州城镇居民的消费需求，完善和完善了基本养老保险机制，提供了稳定，健康的基础。这对于维持经济发展非常重要。1基本养老保险与城镇居民消费概述1.1我国基本养老保险的发展历程在计划经济和市场经济的各种背景下，由于国民经济的快速发展和人民生活水平的不断提高，中国养老保险经历了初创和持续改革与完善两个阶段。1.1.1养老保险制度初步建立1951年颁布的《中华人民共和国劳动保险条例》表明，中国的养老保险制度已经正式建立。本规定适用于国有企业的职工，规定了年金，退休年龄和养老保险分配必须满足的条件。文革阻碍了中国的养老保险制度，新建立的社会保险制度被公司保险所取代。1978年，恢复了养老保险制度，并在各地重新启动了社会养老保险制度的试点工作。1984年，中国的外资合资企业逐渐被纳入中国养老保险体系的范围。国家规定，外资合营企业应采用国有企业养老金法作为向中外合资企业中方雇员发放养老金的参考标准。适用于国有企业职工。1988年，国家规定私人公司也向其雇员提供养老保险，养老保险制度成为一种社会保障制度，正式惠及全国居民。基本养老保险制度的早期阶段具有三个主要特征。首先，早期退休金保险是现收现付的。其次，养老保险的覆盖面并不全面，目标人群主要是国有企业的员工；第三，养老保险制度在全国范围内不完全统一，不同地区的经济水平和发展政策的不同导致养老保险制度不同。1.1.2养老保险制度的改革和完善自1991年以来，国家养老保险已从“现收现付”融资模式转变为“社会统筹”模式。建立结合个人储蓄养老保险，企业补充养老保险和基本养老保险的养老保险制度。个人除了由国家和企业负担外，还应支付其部分养老金，从而减轻国家的经济负担。为了更好地保障农村老年人的生活质量，2009年，中国推出了新型的农村合作医疗保险制度，并寻求确保农村居民基本生活的途径。开始。育儿和预防老年以及农村家庭的传统模式已不能满足农村老年人的需求。中国的农村人口占总人口的一半以上，确保农民的基本生活对于改善所有人的生活水平和建设富裕的社会至关重要。因此，农村养老保险的改革与发展对于深化我国社会保障的公平性和广度，完善国家养老保险体系具有重要作用。2011年颁布了《中华人民共和国社会保障法》，明确了基本养老保险的适用范围，发行方式，养老保险账户的运作方式。在中国现行的养老保险体系中，公司和个人储蓄年金是对基本年金的补充。两者的比例可以忽略不计。城市养老保险仍然以基本养老保险为主，因此本文的研究重点是基本养老保险。个人账户采用资金积累模型，由个人支付的保险费经过一定时期的积累投资后形成养老金。离退休职工的养老金来源于社会统筹账户。城镇居民的基本养老保险包括自由职业者和公司雇员。养老金保费来自两个根据工资计算的来源。个人支付其工资的8％，所有这些都存入其个人帐户。社会统筹部分由保险费不超过其工资的20％的公司和财政补贴提供。对于个体工商户，上一年度平均社会工资的20％是标准退休金保险，个人帐户为8％，其余为社会统筹帐户。为了最大程度地发挥养老保险保障救助和分散风险的功能，国务院规定，应当下而上逐层过度统筹。1.2贵州省养老保险的现状分析贵州省位于中国北方地区，是中国重要的粮食和棉花生产区。下辖11个地级市，常住人口数7591.97万人（2019年）。2005年至今，贵州省65岁以上的人口比例继续增长，但随后增长势头减弱。贵州省的人口老龄化和全国的人口老龄化日益严重。按照人口老龄化标准，65岁以上人口占7％以上的国家或地区是老年人。贵州省和全国都已超过7%的标准线。甚至贵州省在2009年之前与2017年之后比全国老龄化问题更严重。因此应意识到，完善基本的养老保障体系变得越来越紧迫，养老保险变得越来越重要。因此，从完善基本养老保障制度的具体途径来看，贵州省需要广泛研究，借鉴和利用其他省份的实际案例，找到一条合理可行且有效的途径来解决居民养老问题。如图1.1它显示了2018年贵州省现代社会保险体系中各种保险基金的支出。基本养老保险基金支出为2020.3亿元，约占各项保险基金总支出的71％。这说明基本养老保险是社会保障体系中最重要的部分。资料来源：2019年《贵州经济年鉴》。图1.12018年贵州省社会保险支出结构图1.2描绘了贵州省基本养老保险支出情况。从图1.2可以看出，贵州省基本养老金支出近年来一直在增长，2018年养老金支出达到22.26亿元，是2001年的20倍以上。2011年至2018年的增长率大大高于2001年至2011年的增长率，贵州省基本养老保险支出增长速度在加快。图1.22001年-2018年贵州省基本养老基金支出资料来源：2002-2019《中国统计年鉴》图1.3反映了贵州省基本养老保险的参保人数和养老保险覆盖率。从基本养老保险总人口的角度看，贵州省具有基本养老保险的城镇职工人数正在增加。2018年，贵州省市区员工人数超过1850万，约为2001年的三倍。2005年至2018年贵州省养老保险覆盖面逐步扩大。2001覆盖率过高的原因有两点：一是养老保险制度发展之相对完善，参保人数较多。二是人口总量相对较少，2001年之后，人口急剧增长，但城镇职工参保人数没有明显提高，属于异常情况。图1.32001-2018年贵州省基本养老基金参保情况资料来源：中经网统计数据库。1.3贵州省城镇居民消费水平分析贵州省城镇居民的消费水平可以与贵州省居民的消费状况并存。图1.4显示了2000年至2017年的人均消费水平，贵州省居民的消费水平以及贵州省城镇居民的消费水平。图1.4人均消费水平对比资料来源：2001-2018年《中国统计年鉴》。图1.4显示了两种变化对比：一种是2000年以来贵州省城镇居民和全体居民人均消费水平的变化，另一种是贵州省城镇居民与全国城镇居民消费水平变化对比。首先，从贵州省内来看，近年来，贵州省城镇居民消费水平不断提高，2017年消费水平约为20,000元，是2000年的4倍，年均增长16.7％。贵州省城镇居民的人均消费水平高于所有居民，并且差距近年来有所增加。这在一定程度上也反映了贵州省城乡差距的扩大。其次，比较贵州省城镇居民和国民的人均消费水平，很明显，贵州省城镇居民的消费水平还没有达到全国平均水平，增长率基本没有变化。这表明贵州城镇居民消费水平仍有一定的上升空间。此外，寻找刺激人口消费的方式，从而在促进区域经济发展中发挥作用，是贵州保持长期健康增长的有效途径。2基本养老保险影响消费的理论基础2.1费尔德斯坦的“引致退休效应”基本养老保险是社会保障体系的重要组成部分。它由基本医疗保险，生育保险，工伤保险和失业保险构成当前的社会保险体系。它是其中之一具体来说，所谓的养老保险涵盖了国家为工人设定的年龄限制，这些工人由于缺乏能力而无法履行其工作义务或退出其职位和基本生活。由国家和社会根据某些法律法规建立的，以确保达到目标。社会保险制度。费尔德斯坦认为，社会保障体系的改善将使居民能够期望一种特定的收入来源来满足其退休生活的需求，从而减少未来退休所需的储蓄。我会。这种现象就是“资产替代效应”。另一方面，随着社会保障体系的完善，人们越来越需要通过退休金等方式提前退休和维持生活。制度使社会需要更多的储蓄来维持生命，这种现象也被称为“诱发退休效应”。基于费尔德斯坦的相关理论，许多学者陆续提出理论观点，并且一些人认为，拥堵效应的程度应与人口结构有关。老年人在人口中的比例越大，替代储蓄的效果就越大。如图2.1所示，工作中青年人储蓄的主要类型是预防性储蓄，例如疾病预防和购房，但中年储蓄包括预防性储蓄，不包括未来的养老金。而且往往具有养老金储蓄的双重性质。我们不仅应该有足够的可用资金，而且还需要考虑确保某些资金用于子孙后代的生计。储蓄的主要来源是养老金储蓄，因为老年人没有固定的工作收入来源，退休后通常依靠国家的社会保障来维持生活。社会保障体系主要可以代替养老储蓄，但预防性储蓄是不可能的，因此，对于人口老龄化的国家和城市，社会保障对储蓄的影响很大，并增加了当地消费。私人储蓄私人储蓄养老储蓄预防性储蓄养老储蓄预防性储蓄年轻人老年人年轻人老年人中年人中年人图2.1年龄结构与不同储蓄结构图2.2消费与储蓄的生命周期假说莫迪利安尼、安东和布伦贝格提出的生命周期假设也称为消费和储蓄的生命周期假设，基于以下两个假设：第一，消费者是完全理性的，可以根据理性的消费或储蓄决定以合理的方式使用其收入。第二，消费者决策的唯一目标是最大化效用。也就是说，理性的消费者使用生命周期的收入根据效用最大化的原则做出消费决策，因此总收入等于总消费。该假设建立的生命周期模型为：C其中，Ct是t时期的人均消费，Yt是每个时期的人均收入，Wt-1是t-1时期的人均收入，通常t-1时期的人均财产可用人均储蓄代替或人均消费。该假设意味着，如果人们期望将来一段时间内没有收入来源，然后他们将在当前期间进行储蓄以满足未来的消费需求并解释人们的储蓄行为。养老保险对消费的影响可以据此进行分析。费尔德斯坦（1974）将年金变量引入生命周期假设模型，从而建立了修正的生命周期模型：C其中，SSWt代表时期t的养老保险资产。他提出了养老保险对人口储蓄和退休影响的另一种影响，并认为这两种影响将决定养老保险对人口消费的最终影响。在我国，法律规定了雇员的法定退休年龄，这一要求适用于大多数雇员。因此，在中国基本养老保险制度下，提前退休的退休效果远低于基本养老保险的替代效果。根据修订后的生命周期假说，中国的基本养老保险可以在促进居民消费方面发挥作用。3基本养老保险对城镇居民消费影响的实证研究本文选择2001年至2018年贵州省的相关统计数据，以显示各种相关的可支配收入，人均储蓄，人均消费支出以及与基本养老保险有关的各种数据。分析数据类型之间的关系。对变量之间的关系进行更全面的分析可以客观地反映贵州的现状。3.1数据的选取与基础性分析自贵州省城镇职工基本养老保险制度改革实施以来，基本养老保险体系日益完善，探究贵州省养老保险缴费对居民消费和储蓄的影响以及二者的相关性具有重要的意义表1中的数据描述了以8％的养老金缴费率缴纳基本养老保险后，贵州省城镇居民人均消费的变化。在工资计算中，城镇居民人均养老保险缴费是城镇居民人均工资乘以8％。从分析表中不难看出，2003年至2012年，贵州省城镇居民人均可支配收入比重呈逐年下降的趋势，而人均储蓄水平则逐年上升。但是，城镇居民人均消费和基本养老保险金支付额占人均收入的比重也呈下降趋势，但在2012年之后，该指标出现反弹。表3.12000-2018年贵州省城镇居民人均收入、人居消费及养老保险缴费情况时间城镇人均可支配收入（元）城镇居民消费性支出（元）人均消费额占人均收入（%）职工平均工资（元）人均养老保险缴费（元）养老保险缴费与人均消费支出之和（元）养老保险缴费与人均消费占人均可支配收入比（%）人均储蓄额（元）20015984.824479.7574.858730698.45178.1586.52806.6720026678.735068.3875.8910032802.565870.9487.91807.7920037239.125439.7275.1411189895.126334.8487.51904.2820047951.315819.1873.191292510346853.1886.191098.1320059107.096699.6773.57147071176.567876.2386.481230.86200610304.567343.4971.26165901327.28670.6984.141633.87200711690.478234.9770.44199111592.889827.8584.071862.62200813441.099086.7367.60247561980.4811067.2182.342373.88200914718.259678.7565.76283832270.6411949.3981.192768.86201016263.4310318.3263.44323062584.4812902.879.343360.63201118292.2311609.2963.47359732877.8414487.1379.203805.1201220543.4412531.1261.00395423163.3615694.4876.404848.96201322226.7514970.0367.35425323402.5618372.5982.663854.16201424141.3416203.8267.12462393699.1219902.9482.444238.4201526152.1617586.6267.25524094192.7221779.3483.284372.82201628249.3919105.8967.63569874558.9623664.8583.774584.54201730547.7620600.3567.44652665221.2825821.6384.534726.132018329972212767.06716335730.6427857.6484.425139.36资料来源：2019年《贵州经济年鉴》、国家统计局网站，并加入相关计算。从以上分析可以看出，个人年金保险的8％的缴费率没有超过居民的承受能力，缴费后，居民的人均实际储蓄在不影响原有消费水平的前提下不断增加。可以看到它的显示。扣除退休金保险费后，人均储蓄仍处于较高水平，近几年城镇居民储蓄在波动中，但是总体趋势有所增加，人均可支配收入的增长率有所提高。2001年至2018年，贵州省城镇居民人均储蓄平均增长率约为10.63％，城镇居民人均可支配收入平均增长率为9.84％。由此可见，个人养老保险的8％缴费率对个人储蓄没有显着影响，城镇居民仍然保持较高的储蓄率。根据现有的养老保险制度，对贵州省城镇居民储蓄的时间趋势分析表明，个人账户缴费率为8％，完全在个人负担范围内，对个人消费支出有很大影响。表示您不给。每个居民的储蓄仍在逐年增加。从2001年到2018年，城镇居民人均可支配收入的平均增长率（9.84％）高于城镇居民个人消费的平均增长率（9.22％）。3.2模型的建立本文提出的理论选择了可持续收入的理论概念和生命周期的理论模型，并在这两方面进行了改进，以确定基本养老保险对城市消费的影响问题。回归模型和数据选择：根据经济学家F.Modigliani的生命周期消耗理论，以下等式成立。： C=αWR+βYL （3-1）公式中，C是居民的消费支出，WR是有形资产，α是消耗有形资产的趋势，即每年根据有形资产消耗的资产比例，YL主要是日收入，即每日收入消耗的百分比。从该公式可以看出，只有两个因素会影响人口的消费。一个是财富的数量，另一个是收入的数量。对于中国居民来说，这里的财富主要是储蓄，可以将收入与养老金收入区分开。然后3-1可以转变为：C=αWR+β1Y+其中P为养老金支出，Y为除养老金外其他收入基于3-2式，建立如下回归模型：Ct=ε+αWRCt是t年城市居民的人均消费支出，WRt-1是t-1年末的财富，Yt是城市居民的人均可支配收入，Pt是人均养老金收入。尽管WRt-1主要基于中国的人均储蓄，但由于《贵州统计年鉴》中人均储蓄的数据不完整，因此该变量被丢弃。原因之一是调查养老保险对城市人口消费的影响，消费的最重要因素是人均可支配收入而不是人均储蓄..它对研究目的和结果有很大的影响。从人均科目变量来看，人均养老保险变量的人均科目是基本养老保险范围内的退休人员，人均消费和人均可支配收入的人均主题是城市居民。已引入年金覆盖率变量以减少人均主题差异引起的错误。这是被保险城市居民人数与城市居民总人数的比率。由人均主题差异引起的错误可以在某种程度上得到纠正。因此，可将3-3式变为：Ct=α+β为了减少多重共线性并消除尺寸，获得了两侧的对数：lnCt=α+Ct为人均消费性支出；Yt为人均可支配收入；Pt表示人均基本养老保险支出；Ft为养老保险的覆盖率。由3-5式中的各项指标，收集相关性数据，如表3.2所示.表3.22001-2018年贵州省人均可支配收入、消费支出及养老情况年份城镇居民人均可支配收入城镇人均消费性支出人均养老保险基金支出养老保险覆盖率20015984.824479.756691.947140.48831820026678.735068.387922.915580.47801220037239.125439.727524.399340.29328820047951.315819.188090.551230.28006120059107.096699.679004.625410.274187200610304.567343.4910954.07850.279526200711690.478234.9712545.81130.284655200813441.099086.7315117.01910.29458200914718.259678.7516388.64610.29884201016263.4310318.3217410.40460.308764201118292.2311609.2919688.56680.320995201220543.4412531.1223166.9570.330041201322226.7514970.0324859.73980.338582201424141.3416203.8226950.21490.346461201526152.1617586.6230858.01330.346473201628249.3919105.8932441.70710.35228201730547.7620600.3532540.23190.3712832018329972212744366.1850.371964资料来源：2019年《贵州经济年鉴》。3.3lnCt与lnPt关系图在回归分析中，散点图可以直观地表示因变量与自变量的总体趋势，并为数据点进行拟合选择适当的函数。用人均消费（lnCt）与人均养老保险支出（lnPt）两组数据形成多个坐标点，绘制散点图，进行曲线拟合，检查坐标点的分布，并确定两个变量之间存在何种关系。图3.2人均养老保险支出与人均消费散点图和拟合曲线散点图直接表明，人均养老保险支出与人均消费之间存在线性关系。从养老保险支出与人均消费的拟合曲线看，两者具有正相关关系，即城镇居民人均消费养老保险支出具有积极的促进作用。3.4变量的单位根检验由于虚假回归的问题，在拟合动态回归模型时，应首先检查每个序列的稳定性。只有当所有序列都稳定时，才能拟合多个序列之间的动态回归关系。测试数据一致性的最常见方法是ADF单位根测试。ADF测试中有三种类型的单位根测试。第一种是常数均值和非趋势p阶自回归，第二种是常数均值和非趋势p阶自回归，第三种是常数。具有恒定均值和线性趋势的p阶自回归。最初的假设：变量是具有单位根的非平稳序列。替代假设：前两种类型是：变量是固定时间序列第三种类型是：变量为趋势平稳序列表3.3是变量进行单位根检验的结果。表3.3变量单位根检验值变量ADF检验p值变量ADF检验p值lnCt0.0124lnPt0.9652▽lnCt0.0105▽lnPt0.0101lnYt0.9564lnFt0.0001▽lnYt0.3791▽lnFt0.0027从表3.3中可以看出，ADF测试lnYt和lnPt的p值均大于0.05。这意味着lnYt和lnPt没有通过原始状态测试，并且序列不稳定。然后，将每个参数设置为一阶差，您可以看到lnCt，lnPt和lnFt的一阶差都通过了单位根检验。拒绝原假设。lnCt、lnPt和lnFt在一阶差分下该时间序列数据是平稳，lnYt在一阶差分下是接受原假设，序列不平稳。因为lnYt序列是非平稳的，但是序列与序列之间可能存在非常密切的长期均衡关系，因此做协整检验。3.5协整检验ADF变量的根检验表明变量lnYt序列是非平稳的，并执行了协整检验。协整检验是对非平稳经济变量的长期均衡关系的统计描述。在多个非平稳序列之间建立动态回归模型的关键是序列之间是否存在核心积分关系。因此，必须在模型上运行协整测试（Engle-Ganger测试，或简称EG）。检验的假设是原始假设：序列之间没有协整关系替代假设：序列之间存在协整关系lnYt序列是不稳定的。对模型进行OLS回归，得到回归结果如下：lnCt=0.525736+0.060794从而可得：μt=为了知道（3-7）是否平稳，为了采用基于残差的协整检验，需要进行单位根检验，即ADF检验结果如表3.4：表3.4残差单位根检验变量ADF值1%level5%level10%levelμt-4.599991-2.717511-1.964418-1.605603执行协整测试时，不能使用Eviews提供的临界值。这是ADF临界值，而不是协整测试临界值。使用麦金农提供的协整检验的临界值计算，C（α）=∅其中C（α）表示协整检验的临界值，α表示检验水平，T表示样本容量或序列长度，∅∞，∅1表3.5协整检验的临界值临界值1%level5%level10%levelC-5.630805-4.766497-4.371081从表3.4与表3.5综合可以看出，ADF值=-4.59991<-4.371081,协整方程通过了显著性检验，说明在10％的置信水平下，城镇居民的消费与人均养老保险基金支出，城镇居民可支配收入和养老保险覆盖支出变量之间存在长期稳定的关系。并且对人均消费都有一定的促进作用。3.6Granger因果关系检验Granger因果关系检验是为了检验某个变量的滞后值是否对所解释变量的信息具有预测能力。从Granger因果关系检验得出的因果关系不是实际经济活动中的因果关系。Granger因果检验假设：原始假设：解释变量对解释变量没有预测能力替代假设：解释变量具有对解释变量的预测能力。协整检验的结果表明，城镇居民消费与人均养老金支出，城镇居民可支配收入和养老保险支出之间存在长期稳定的关系。探索lnCt，lnYt，lnCt-1和lnPt之间的因果关系，并确定解释变量对解释变量是否具有预测能力。表3.6是对lnCt、lnYt、lnCt-1、lnPt的因果检验的结果：表3.6因果关系检验值Granger因果关系F-StatisticProb.结论lnCt→lnYt1.127540.3063接受原假设lnYt→lnCt3.818760.0448拒绝原假设lnCt→lnPt0.778200.3926接受原假设lnPt→lnCt5.588510.0331拒绝原假设lnCt→lnFt0.071650.7929接受原假设lnFt→lnCt4.856430.0701拒绝原假设从F值得检测结果可以判断，在5％的置信水平下，城市居民的人均可支配收入（lnYt）和人均养老保险支出（lnPt）（lnCt）有预测能力。在10%置信水平下，养老保险覆盖率（lnPt）对城镇人居消费（lnCt）有预测能力。协整检验结果表明，变量与变量间的因果关系具有一定可行性，将结果表示3-8所示：lnCt=0.525736+0.060794Se=(0.2022)(0.2279)(0.2417)(0.1285)T=(1.2855)(3.9935)(3.6557)(0.1292）R-squared=0.9940AdjustedR-squared=0.9926Durbin-Watsonstat=2.1566Prob(F-statistic)=0.0000从参数估计中，我们可以看到R值接近1。这表明数据拟合度良好，DW值水平接近2表示残差不是自相关的，就T值而言，条件得到了更好的满足。参数估计令人信服。从参数大小的角度来看，人均可支配收入是影响消费的主要因素。收入增长了1个百分点，当前人均消费支出增长了0.88％。这表明贵州省人均消费支出仍然受到人均可支配收入的影响。影响更大，每增加一个养老金覆盖点，人均经常支出就会增加0.06％。这说明加大养老保险宣传力度，提高养老保险覆盖率对人均消费有一点促进；以养老保险覆盖率为控制变量，人均社会养老保险支出和人均社会养老保险支出增加了1个百分点，成为影响人均消费支出的主要解释变量，引起当期人均消费性支出增加0.03%，表明人均养老保险对消费虽有着一定的促进作用，但影响力度不大，贵州省的养老保险制度还存在一定不足。经过单位根检验，协整检验和格兰杰因果关系检验的结果表明，基本养老保险的整合与贵州省城镇居民的消费之间存在长期的均衡关系。城镇居民人均基本养老金支出，有一定的预测能力。4结论与建议4.1结论首先，通过分析贵州省城镇居民过去几年的有关数据（居民收入，消费，养老保险费等），城镇居民平均工资的急剧上升表明我们可以得出结论，这导致了增长的加速。退休后的预期收入有所增加。但是，城镇居民储蓄继续增长。长期以来，储蓄往往很强劲，消费倾向弱的局面一直没有改变。这说明贵州的社会保障水平，特别是基本养老保险的发展水平不能满足人们退休后的消费需求。这表明城市居民倾向于增加退休时的消费水平，并以储蓄的形式采取行动。因此，改善养老保障是一项符合大多数城镇居民意愿的政策，在目前情况下，养老保险的发展是完全可行的，必须予以实施。定量回归分析可以得出以下结论：其一，通过协整检验，我们可以确定基本养老保险支出对城市消费的影响处于非常长期的均衡状态。其二，储蓄水平比养老保险对城市消费的影响更大。这表明，养老保险基金支出在促进居民安心方面的作用要小于家庭储蓄，并且也证实了中国居民对储蓄的重视程度高于支出传统的概念。其三，养老保险支出与个人可支配收入对本地消费的影响之间存在差距。个人可支配收入是养老保险支出的五倍，这表明贵州的养老保险政策尚未起到有效提高消费水平的作用。4.2对策建议基于前述分析，提出以下建议在贵州省居民养老保险体系中发挥主导作用：第一，扩大基本养老保险范围，减少居民预防性储蓄积极扩大基本养老保险范围，进一步完善基本养老保险范围。因此，一方面，它可以增加大多数城市居民的收入水平，并影响居民的预防性储蓄；另一方面，可以防止新的被保险人面对未来的不确定性。您可以减少担忧的程度，提高他们的消费者的信心，并努力使他们成为现实。预防性储蓄现在成为实际的消费能力，更多的收入用于消费。我会。第二，加强基本养老保险基金贷款能力，积极开拓养老融资渠道各国政府需要积极发展养老基金的其他筹资方式，例如增加基本养老基金的补贴，适度提高养老保险的支付标准以及国有企业的股息。退休居民的养老金水平将进一步提高，居民的安全感将得到改善，未来的焦虑感将得到减轻。边际消费倾向将得到提高。第三，拓宽基本养老保险基金投资渠道，实现保值保值目前，基本养老保险基金的投资范围相对较小，单一，投资回报率较低。基金管理应努力将一部分资金用于基础设施投资等领域的业务，但要预防风险并改善预警机制。这样，只要您保证基金的安全性，就可以获得更高的回报。结果，可以合理地提高基本养老金的分配水平，并可以进一步刺激居民的消费。第四，政策改革，将养老保险制度与财政政策联系起来，完善分配制度。例如，养老保险系统可以链接到税收政策。首先，通过对高收入者征收财产税和遗产税等特殊税，相对减少了流动资产投资和继承动机等，从而增加了这一群体的人们的消费..福利等方面的支出可以增加中低收入者的预期未来收入，减少城市居民的预防性储蓄支出，从而增加中低收入者的当前消费。第五，推进城镇居民基本养老保险试点制度，完善制度建设。对城市居民进行基本的养老保险实验具有非常实际和广泛的历史意义。从整个贵州省的经济和社会发展的角度来看，为贵州省城镇居民建立基本养老保险逐步缩小了城市居民之间在养老保障方面的差距，并最终得到解决。社会养老保险体系中城镇居民平等的实现，无疑实现了社会的和谐发展，促进了社会平等，逐步实现了基本公共服务均等化。是要实现的重要基础项目。在这个基础项目中，城市居民基本养老保险试点工作是该项目的先驱，从试点的成败可以发现改革的规律，可以降低改革的成本，并且改革可以顺利进行。

参考文献[1]刘亚男,张凯,潘红宇.国外农