導(dǎo)語：城鎮(zhèn)居民消費(fèi)研究管理論文一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點(diǎn)，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

一、引言

目前，中國的高儲(chǔ)蓄現(xiàn)象已備受人們關(guān)注，很多學(xué)者認(rèn)為中國目前養(yǎng)老保險(xiǎn)制度不健全、養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋面小是造成居民高儲(chǔ)蓄的重要原因。他們大多認(rèn)為，“擴(kuò)大養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋范圍，解決了人們的后顧之憂，居民在工作期間就可以放心消費(fèi)，從而減少儲(chǔ)蓄”。然而，我國從90年代中期實(shí)行“統(tǒng)賬結(jié)合”的養(yǎng)老保險(xiǎn)制度起，養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋范圍逐年擴(kuò)大，截至2006年底，參保的在職職工已達(dá)到14130.9萬人，是1990年參保人數(shù)的2.7倍；參保的離休、退休退職人數(shù)已達(dá)到4635.4萬人，是1990年的近4.8倍，城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率不但沒有減少，反而卻分別從1990年的15.3%、增加到2006年的26%?？梢?，近十幾年養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋范圍不斷擴(kuò)大究竟能否降低居民儲(chǔ)蓄率，還有待于深入研究。因而，評(píng)價(jià)中國養(yǎng)老保險(xiǎn)制度實(shí)施對(duì)居民消費(fèi)的影響，在理論和現(xiàn)實(shí)上都有著重要的意義。

下面，本文將利用我國各地區(qū)城鎮(zhèn)居民1994~2006年的有關(guān)數(shù)據(jù)建立經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型，就這一問題進(jìn)行實(shí)證研究。

二、文獻(xiàn)回顧

國外學(xué)術(shù)界關(guān)于分析養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)儲(chǔ)蓄、消費(fèi)影響的文獻(xiàn)十分豐富。最早可以追溯到Diamond（1965）在經(jīng)濟(jì)增長模型中引入社會(huì)保險(xiǎn)，從此，多年來社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)儲(chǔ)蓄和資本積累的影響就成為學(xué)術(shù)界爭論不休的問題。

Feldstein(1974)利用美國1930-40/1947-71樣本數(shù)據(jù)估計(jì)包含養(yǎng)老保險(xiǎn)指標(biāo)的生命周期消費(fèi)函數(shù)，通過實(shí)證，他認(rèn)為社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)可消減個(gè)人儲(chǔ)蓄。然而Barro(1974)指出，當(dāng)存在代際轉(zhuǎn)移時(shí)，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)儲(chǔ)蓄沒有影響。較早的關(guān)于研究這些問題的文獻(xiàn)都沒有一致的結(jié)論，例如，F(xiàn)eldstein（1982，1996）、Barro和Macdonald(1979)、Leimer和Lesnoy(1982)等都提出自己的觀點(diǎn)。Cigno和他的合作者（1992）年通過對(duì)多個(gè)國家的時(shí)間序列數(shù)據(jù)實(shí)證分析，認(rèn)為在完全基金制的情況下，擴(kuò)大社會(huì)保險(xiǎn)覆蓋范圍對(duì)儲(chǔ)蓄有顯著正的影響。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會(huì)保障制度與預(yù)防性儲(chǔ)蓄的關(guān)系。他們均發(fā)現(xiàn)，提高社會(huì)保障水平可以顯著減少預(yù)防性儲(chǔ)蓄，進(jìn)而降低儲(chǔ)蓄率。

近幾年，研究社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)儲(chǔ)蓄的影響，國外研究者考慮更多的因素，研究方法也多有創(chuàng)新。

戴維斯（1995）利用生命周期理論研究養(yǎng)老基金對(duì)個(gè)人生命周期儲(chǔ)蓄的影響。他認(rèn)為由于以下幾個(gè)原因，養(yǎng)老保險(xiǎn)制度并不會(huì)使個(gè)人儲(chǔ)蓄減少。第一，由于養(yǎng)老承諾的非流動(dòng)性和未來收益的不確定性，尤其是在通貨膨脹壓力下，個(gè)人儲(chǔ)蓄不會(huì)隨著養(yǎng)老金收益的增加而一對(duì)一地減少；第二，流動(dòng)性約束的存在使個(gè)人自由借債的能力受限，那么，個(gè)人在年輕時(shí)就應(yīng)該為年老的消費(fèi)積累資金，這樣，個(gè)人儲(chǔ)蓄就不會(huì)因?yàn)閺?qiáng)制儲(chǔ)蓄而減少；第三，為了追求閑暇，職工可能希望提前退休，這會(huì)使他增加工作期的儲(chǔ)蓄；第四，如果從當(dāng)前消費(fèi)轉(zhuǎn)向未來消費(fèi)的稅收方面有優(yōu)惠政策，也會(huì)為提高個(gè)人的總儲(chǔ)蓄而提供激勵(lì)。然而，戴維斯在分析12個(gè)OECD國家、智利和新加坡的養(yǎng)老金后，并沒有發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老基金對(duì)個(gè)人儲(chǔ)蓄有規(guī)律性影響。因此，他認(rèn)為，基金制養(yǎng)老金計(jì)劃對(duì)個(gè)人儲(chǔ)蓄的影響要依各個(gè)國家經(jīng)濟(jì)的具體情況而定。

在《宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)》（1998）一書中，奧利維爾•瓊•布蘭查德和斯坦利•費(fèi)希爾采用戴蒙德的代際交疊模型分析養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)儲(chǔ)蓄和資本積累的影響。他們得出以下結(jié)論：在完全基金制下，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)儲(chǔ)蓄沒有影響；在現(xiàn)收現(xiàn)付制條件下，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)貢獻(xiàn)會(huì)使私人儲(chǔ)蓄減少。

Zhang(1995)分析養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響時(shí)，認(rèn)為非基金制條件下的社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)可以通過降低出生率和增加人力資本投資來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。但他指出，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)儲(chǔ)蓄沒有影響。

Ehrlich和Zhong（1998）用多國數(shù)據(jù)檢測養(yǎng)老金/GDP這一比率與出生率、儲(chǔ)蓄和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。他們發(fā)現(xiàn)，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)出生率、儲(chǔ)蓄和經(jīng)濟(jì)增長有顯著負(fù)的影響。

AlessandroCigno、LucaCasolaro和FurioC.Rosati（2000）通過建立VAR模型，用德國數(shù)據(jù)估計(jì)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)儲(chǔ)蓄和出生率的影響。他們發(fā)現(xiàn)，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率對(duì)家庭儲(chǔ)蓄有正的影響，但對(duì)出生率有負(fù)的影響。

Cigno和Werding(2003)基于家庭網(wǎng)絡(luò)原理，認(rèn)為社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)可以增加總儲(chǔ)蓄。

中國國內(nèi)關(guān)于研究社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)儲(chǔ)蓄影響的文獻(xiàn)還不是很多。朱青（2002）對(duì)養(yǎng)老金計(jì)劃實(shí)行部分積累制的模式進(jìn)行了經(jīng)濟(jì)分析，并研究養(yǎng)老金計(jì)劃對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響。柳清瑞和穆懷中（2003）利用代際交疊模型分析養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)儲(chǔ)蓄的影響，他認(rèn)為，“伴隨中國人口老齡化進(jìn)程的加快和制度贍養(yǎng)率的提高，現(xiàn)收現(xiàn)付制將出現(xiàn)養(yǎng)老金需求增加和供給不足的兩難困境。同時(shí)，現(xiàn)收現(xiàn)付制將對(duì)家庭儲(chǔ)蓄產(chǎn)生負(fù)面影響”。劉俊霞（2003）認(rèn)為在需求不足的條件下，實(shí)行現(xiàn)收現(xiàn)付制的養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，有利于提高邊際消費(fèi)傾向，從而有利于擴(kuò)大消費(fèi)需求。岳遠(yuǎn)斌（1997）認(rèn)為養(yǎng)老保險(xiǎn)基金的支付，無論從某一個(gè)年度，還是從整個(gè)生命周期考慮，總表現(xiàn)為社會(huì)儲(chǔ)蓄的減少，只有在現(xiàn)收現(xiàn)付制的傳統(tǒng)體制下，才不會(huì)對(duì)儲(chǔ)蓄產(chǎn)生太大的影響。

三、理論模型

本文的實(shí)證分析采用了杜森貝利的相對(duì)收入假設(shè)消費(fèi)理論。他認(rèn)為，一方面，消費(fèi)者的消費(fèi)支出不僅受其自身收入的影響，而且也受周圍人的消費(fèi)行為及收入與消費(fèi)相互關(guān)系的影響，即消費(fèi)具有“示范性”或“攀附性”;另一方面，消費(fèi)者的消費(fèi)支出不僅受自己目前收入的影響，而且也受自己過去收入和消費(fèi)水平的影響，即消費(fèi)又具有“不可逆性”。根據(jù)這一理論假設(shè)，杜森貝利的相對(duì)收入假設(shè)消費(fèi)函數(shù)可近似地簡化為下式：

（3.1）

在該模型中考慮養(yǎng)老保險(xiǎn)的影響，本文使用養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率指標(biāo)，養(yǎng)老保險(xiǎn)的實(shí)施對(duì)人們消費(fèi)行為的影響可能存在滯后性，故建立模型如下：

（3.2）

其中，C表示消費(fèi)；Y表示收入；fgl表示養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率。

四、實(shí)證分析

（一）、數(shù)據(jù)來源。

由于養(yǎng)老保險(xiǎn)的相關(guān)數(shù)據(jù)只能收集到1989年到2003年，時(shí)間序列數(shù)據(jù)不足。通過近幾年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國勞動(dòng)和社會(huì)保障年鑒》的相關(guān)資料進(jìn)行整理，可以得到1994~2006年各地區(qū)的城鎮(zhèn)居民人均實(shí)際可支配收入、人均實(shí)際消費(fèi)支出數(shù)據(jù)、城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)及參保職工人數(shù)。本文定義養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率為參保職工人數(shù)與城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)的比值。

（二）、模型設(shè)計(jì)

根據(jù)理論分析，建立模型如下：

（4.1）

其中，、分別表示城鎮(zhèn)居民的人均實(shí)際消費(fèi)支出、人均實(shí)際可支配收入（以各地區(qū)1993年的城市居民消費(fèi)價(jià)格為100，從人均消費(fèi)支出和人均可支配收入中剔除物價(jià)波動(dòng)因素）；i表示省或自治區(qū)（西藏除外），t表示年份；表示養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率。

（三）、模型估計(jì)

對(duì)于模型4.1，涉及到固定與隨機(jī)效應(yīng)的選擇問題。考慮到各個(gè)省或自治區(qū)在政策實(shí)施、經(jīng)濟(jì)進(jìn)展、及消費(fèi)行為上有許多不同，本文旨在考慮各自的影響因素對(duì)居民消費(fèi)支出的影響，故不把截面單元看成來自同一總體的一組樣本，故選擇固定效應(yīng)模型。對(duì)模型4.1用eviews5.0估計(jì)結(jié)果見表4-1：

表4-1：模型（4.1）基于1994—2006年樣本數(shù)據(jù)的擬和結(jié)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表示陜西；SHXNXI表示山西

調(diào)整后的達(dá)到0.9945；參數(shù)都顯著不為零?？梢?，養(yǎng)老保險(xiǎn)的實(shí)施對(duì)人們的消費(fèi)行為起到促進(jìn)作用，養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率每增加一個(gè)百分點(diǎn)，兩年后人均實(shí)際消費(fèi)支出增加238元。為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷暮侠硇?，本文從以下兩個(gè)角度進(jìn)行檢驗(yàn)：1殘差的平穩(wěn)性；2模型階段性的適應(yīng)性。

（四）模型合理性檢驗(yàn)

1、殘差平穩(wěn)性檢驗(yàn)

最早使用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)的是Bhargava等（Bhargavaetal,1982）。他們利用修正的DW統(tǒng)計(jì)量提出了一種可以檢驗(yàn)固定效應(yīng)動(dòng)態(tài)模型的殘差是否為隨機(jī)游走的方法。Abuaf和Jorion（1990）基于SUR回歸(seeminglyunrelatedregression)模型，采用GLS估計(jì)方法提出了面板單位根檢驗(yàn)方法——SUR-DF檢驗(yàn)。LevinandLin(1993)建立的LLC法也是對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)的早期版本。Im、Pesaran和Shin在1997年建立了IPS法，但Breitung（1999）發(fā)現(xiàn)IPS法對(duì)限定性趨勢的設(shè)定極為敏感。MaddalaandWu(1999)建立了MW法。2003年Im、Pesaran和Shin在考慮異方差和殘差自相關(guān)后，建立了面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)的W檢驗(yàn)。為了避免單一方法可能存在的缺陷，本文選擇用Levin,Lin和Chu檢驗(yàn)、Im,PesaranandShinW-stat檢驗(yàn)、ADF-FisherChi-square檢驗(yàn)和PP-FisherChi-square檢驗(yàn)(MaddalaandWu(1999)和Choi(2001))。這些方法出發(fā)點(diǎn)很類似，都考慮paneldata如下的AR（1）處理過程：

（4.2）

表示外生變量，包括固定影響及各自的趨勢。表示自相關(guān)系數(shù)。假定獨(dú)立同分布。如果，，則認(rèn)為是平穩(wěn)的；如果，，則認(rèn)為包含一個(gè)單位根。為了檢測，通常對(duì)有兩個(gè)假定：一是=對(duì)于所有的i，Levin,Lin和Chu檢驗(yàn)方法就包含這個(gè)假定；二是允許隨i的不同而變化，Im,Pesaran和Shin(2003),Fisher-ADF和Fisher-PPtests檢驗(yàn)方法包含這個(gè)假設(shè)。

用Eviews5.0檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜌埐钏綌?shù)據(jù)單位根存在情況，在檢驗(yàn)時(shí)選取具有固定效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)模型，結(jié)果見表4-2，可見殘差是平穩(wěn)的。

表4-2：殘差平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)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

PP-FisherChi-square141.8050.000030297

2、模型的階段性適應(yīng)性檢驗(yàn)

考慮面板數(shù)據(jù)模型對(duì)數(shù)據(jù)比較敏感，考慮到合理的模型對(duì)樣本內(nèi)的階段性數(shù)據(jù)也應(yīng)該有一定的適應(yīng)性。由于在2000年，國務(wù)院出臺(tái)了《關(guān)于完善城鎮(zhèn)社會(huì)保障體系的試點(diǎn)方案》，提出了進(jìn)一步完善社會(huì)保障體系的基本原則、目標(biāo)任務(wù)，確定了進(jìn)一步調(diào)整和完善我國養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的主要政策，故以2000年為間斷點(diǎn)，分別以1994~2000、2000~2006為樣本擬和模型結(jié)果如下：

表4-3：模型（4.1）基于1994—2000年樣本數(shù)據(jù)的擬和結(jié)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年樣本數(shù)據(jù)的擬和結(jié)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

從表4-3、4-4可見模型有很好的適應(yīng)性，但也從看出一些問題：養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋范圍的擴(kuò)大對(duì)消費(fèi)的促進(jìn)作用逐漸降低。

五、小結(jié)和意見

通過面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析，認(rèn)為養(yǎng)老保險(xiǎn)的實(shí)施解決了人們的后顧之憂，居民在工作期間就可以放心消費(fèi)，從而減少儲(chǔ)蓄，但養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋范圍的擴(kuò)大對(duì)消費(fèi)的促進(jìn)作用逐漸降低。這可能是由于目前的養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋范圍依然不能達(dá)到應(yīng)保盡保，見表5-1，這使得養(yǎng)老儲(chǔ)蓄依然是很重要的儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)；另外，養(yǎng)老保險(xiǎn)金空賬問題日益嚴(yán)重造成的（見表5-2），也可能加劇了人們對(duì)未來預(yù)期的不確定性。因而，作建議如下：

一方面，在“社會(huì)統(tǒng)籌”向“統(tǒng)賬結(jié)合”的過渡階段，政府應(yīng)加大投資，包括對(duì)養(yǎng)老金支付的補(bǔ)貼和對(duì)個(gè)人繳納養(yǎng)老費(fèi)的補(bǔ)貼。確?！敖y(tǒng)賬結(jié)合”政策實(shí)施前參加養(yǎng)老保險(xiǎn)且已經(jīng)離退休人員養(yǎng)老金按時(shí)發(fā)放，確保政策實(shí)施后的個(gè)人賬戶資金不被挪用。

另一方面，進(jìn)一步擴(kuò)大養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋范圍，將養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋面擴(kuò)展到經(jīng)濟(jì)效益較好的私營、個(gè)體和外資企業(yè)。確保養(yǎng)老保險(xiǎn)資金更多的來源渠道。

表5-1：中國歷年城鎮(zhèn)在職職工養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率

時(shí)間城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)（萬人）參保在職職工人數(shù)（萬人）覆蓋率（%）

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：城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)、參保在職職工人數(shù)數(shù)據(jù)來源《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2007》，中國統(tǒng)計(jì)出版社，2007年

表5-2：養(yǎng)老金“空賬”金額

時(shí)間1997199819992000200320052006

養(yǎng)老金“空賬”（多億）14045010002000470080009000

注：1997～2003數(shù)據(jù)來源“中央對(duì)養(yǎng)老金缺口的大規(guī)模補(bǔ)貼無法持續(xù)”，安邦研究簡報(bào)，2005年8月2日；2005年數(shù)據(jù)來源于：“8000億養(yǎng)老金空賬如何補(bǔ)”，《中國經(jīng)濟(jì)周刊》，2006年11月27日；2006年數(shù)據(jù)來源于：“至06年底全國養(yǎng)老金空賬逾9000億元”