城鄉(xiāng)差異視角下人口年齡結(jié)構(gòu)的儲(chǔ)蓄效應(yīng)

王麒麟 賴(lài)小瓊，2

（1.廈門(mén)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，福建 廈門(mén)361005；2.廈門(mén)大學(xué) 王亞南經(jīng)濟(jì)研究院，福建 廈門(mén)361005）

一、引言

20世紀(jì)90年代以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)出“高儲(chǔ)蓄、低消費(fèi)”的特點(diǎn)，我國(guó)的儲(chǔ)蓄率明顯高于世界其他主要經(jīng)濟(jì)體。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的資金流量表可知，居民儲(chǔ)蓄率從2000年的16.5%增加到2008年的22.49%，年均增長(zhǎng)4.08%；企業(yè)部門(mén)儲(chǔ)蓄率從2000年的15.65%增加到2008年的21.6%，年均增長(zhǎng)4.76%；政府部門(mén)儲(chǔ)蓄率從2000年的6.36%增加到2008年的8.21%，年均增長(zhǎng)5.87%。持續(xù)高位運(yùn)行的儲(chǔ)蓄率受到了西方國(guó)家的責(zé)難，在后危機(jī)時(shí)代中國(guó)強(qiáng)勁增長(zhǎng)的大國(guó)背景下，一些西方學(xué)者拋出了“中國(guó)經(jīng)濟(jì)責(zé)任論”和“儲(chǔ)蓄國(guó)責(zé)任論”，由此引發(fā)了又一輪探討中國(guó)高儲(chǔ)蓄率問(wèn)題的熱潮。

一般來(lái)講，一個(gè)國(guó)家GDP強(qiáng)勁增長(zhǎng)的同時(shí)將伴隨著儲(chǔ)蓄率的下降，因?yàn)槿藗儾粩嘣黾拥氖杖胧蛊鋬?chǔ)蓄意愿下降。而我國(guó)GDP經(jīng)歷了奇跡般的增長(zhǎng)，為什么儲(chǔ)蓄率依然這么高？學(xué)術(shù)界就此問(wèn)題從不同角度進(jìn)行了分析，如人口結(jié)構(gòu)因素［1］［2］、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素［3］、預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄［4］、男女比例失衡［5］，以及部門(mén)貢獻(xiàn)［6］［7］。由于我國(guó)于1999年成為老年型人口國(guó)家，今后三四十年我國(guó)人口老齡化發(fā)展速度與規(guī)模將居世界各國(guó)之首，顯然，人口老齡化及伴隨的老齡人口高齡化是我國(guó)21世紀(jì)上半葉面臨的最為嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)之一?；谶@個(gè)背景，較多文獻(xiàn)著重從人口年齡結(jié)構(gòu)的視角來(lái)解讀中國(guó)高儲(chǔ)蓄率問(wèn)題。Kraay使用中國(guó)家庭調(diào)查數(shù)據(jù)對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民的儲(chǔ)蓄率進(jìn)行了分析，并且將時(shí)期分成了1978～1983年與1984～1989年，城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的分析結(jié)果大相徑庭：未來(lái)收入增長(zhǎng)率與食品占家庭消費(fèi)支出的比重均對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率有負(fù)向影響，而人口撫養(yǎng)比和未來(lái)收入的不確定性卻對(duì)其沒(méi)有影響；同樣的指標(biāo)對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率均沒(méi)有顯著的影響［8］。Modigliani和Cao使用1953～2000年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)來(lái)分析中國(guó)居民儲(chǔ)蓄率的影響因素，結(jié)果表明，較為明顯的因素是人口撫養(yǎng)比、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與通貨膨脹率，并且這些變量均對(duì)居民儲(chǔ)蓄率有正向影響［9］。這兩項(xiàng)研究中人口撫養(yǎng)比對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響結(jié)果是矛盾的，我們認(rèn)為，這可能與我國(guó)城鄉(xiāng)儲(chǔ)蓄率積累路徑的差別有關(guān)。而在較近的國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)中，楊繼軍以我國(guó)省際面板數(shù)據(jù)為樣本對(duì)人口年齡結(jié)構(gòu)的儲(chǔ)蓄效應(yīng)進(jìn)行了考察，數(shù)據(jù)跨度為2002～2007年，面板GLS估計(jì)結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)儲(chǔ)蓄率有正向影響，人口撫養(yǎng)比對(duì)儲(chǔ)蓄率有負(fù)向影響［1］。但該研究并未體現(xiàn)城鄉(xiāng)儲(chǔ)蓄率的差異。汪偉從莫迪利安尼的生命周期理論出發(fā)，以我國(guó)1989～2006年的省際面板數(shù)據(jù)為樣本，考察了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、人口年齡結(jié)構(gòu)以及它們的交互項(xiàng)對(duì)我國(guó)儲(chǔ)蓄率的影響。通過(guò)不同的計(jì)量設(shè)定和識(shí)別方式檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，中國(guó)的高儲(chǔ)蓄率主要是由兩個(gè)急劇轉(zhuǎn)變的政策共同作用所致。第一個(gè)是20世紀(jì)70年代后期實(shí)施的經(jīng)濟(jì)體制改革，以1978年為界，1953～1977年與1978～2006年相比，改革前后人均收入增長(zhǎng)率的均值由5.5%上升到9.6%，儲(chǔ)蓄率的均值由29.6%上升至38.7%，儲(chǔ)蓄率的變動(dòng)與收入增長(zhǎng)率基本一致；第二個(gè)是人口政策的轉(zhuǎn)變，20世紀(jì)70年代我國(guó)開(kāi)始實(shí)行計(jì)劃生育政策，這一政策使得中國(guó)迅速實(shí)現(xiàn)了人口轉(zhuǎn)型，并通過(guò)“人口紅利”的集中釋放帶來(lái)高儲(chǔ)蓄。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與勞動(dòng)年齡人口的大幅增加互相影響，這又進(jìn)一步提高了儲(chǔ)蓄率［2］。該文獻(xiàn)區(qū)分了城鄉(xiāng)儲(chǔ)蓄率，但在分析結(jié)果上并未體現(xiàn)出明顯的城鄉(xiāng)差別，且數(shù)據(jù)是通過(guò)最終消費(fèi)率換算得到的。

考慮到我國(guó)城鄉(xiāng)差異較大的特點(diǎn)，本文借鑒Horioka和Wan的方法［10］，同時(shí)考察少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響，并且基于統(tǒng)計(jì)局的城鄉(xiāng)分類(lèi)法，選用31個(gè)省市自治區(qū)的省際面板數(shù)據(jù)計(jì)算城鄉(xiāng)儲(chǔ)蓄率，試圖探究人口年齡結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)儲(chǔ)蓄率的關(guān)系，并且希望在已有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上進(jìn)一步解答人口年齡結(jié)構(gòu)的儲(chǔ)蓄效應(yīng)在城鄉(xiāng)層面的差異性特點(diǎn)，這是本文研究的初衷所在。

二、變量選擇與模型設(shè)置

本文主要考察人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄率的影響，故被解釋變量分別選擇城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率（saving rate of city）和農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率（saving rate of rural），以研究城鄉(xiāng)差別。解釋變量選擇少兒撫養(yǎng)比（young＿foster）和老年撫養(yǎng)比（old＿foster），以考察不同非勞動(dòng)年齡撫養(yǎng)比的差別，在此基礎(chǔ)上我們納入一些控制變量X，模型設(shè)置如下：（其中e1和e2表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)）

saving rate of city＝a1＊young＿foster＋b1＊old＿foster＋M1＊X＋e1

saving rate of rural＝a2＊young＿foster＋b2＊old＿foster＋M2＊X＋e2

在控制變量的選擇方面，首先，根據(jù)發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)的觀點(diǎn)，一國(guó)在工業(yè)化的過(guò)程中應(yīng)該有必要的儲(chǔ)蓄率保證，因此這里引入GDP增長(zhǎng)率（gdp＿growth＿rate）；其次，由于我國(guó)是一個(gè)轉(zhuǎn)型國(guó)家，故應(yīng)該納入表征轉(zhuǎn)型特點(diǎn)的指標(biāo)，引入第三產(chǎn)業(yè)比重（third＿ratio）和二三產(chǎn)業(yè)比（trans＿rate）以增強(qiáng)轉(zhuǎn)型國(guó)家數(shù)據(jù)模型的穩(wěn)健性；再次，從微觀角度來(lái)看，居民儲(chǔ)蓄率同人口自然增長(zhǎng)率有一定的關(guān)系，于是引入人口自然增長(zhǎng)率（natural＿rate）；不同地區(qū)的城市化水平有著明顯的差異，于是納入城市化指標(biāo)（urban＿rate），具體使用城市人口占地區(qū)總?cè)丝诘谋戎貋?lái)測(cè)度。此外，我們選擇政府收入與GDP之比（rev＿rate）和政府支出與GDP之比（sp＿rate），以反映政府財(cái)政政策對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響。

以上變量所需數(shù)據(jù)均來(lái)源于CEIC數(shù)據(jù)庫(kù)，數(shù)據(jù)跨度為1999～2009年，原因是：（1）由于本文納入了財(cái)政變量，受個(gè)別省份的財(cái)政收支數(shù)據(jù)的限制，省際財(cái)政收入與支出的數(shù)據(jù)從1999年開(kāi)始，保證了31個(gè)省市自治區(qū)的完整度；（2）Modigliani和Cao主要考察了我國(guó)2000年以前的情形［9］，本文以1999～2009年為樣本，可以與他們的研究結(jié)果進(jìn)行比較。由于我國(guó)存在著巨大的地區(qū)差距，故在全國(guó)水平的基礎(chǔ)上又分東部、中部與西部地區(qū)來(lái)分析該問(wèn)題。

三、實(shí)證分析

（一）全國(guó)水平

我們使用省際面板數(shù)據(jù)來(lái)考察人口年齡結(jié)構(gòu)與儲(chǔ)蓄率的關(guān)系，結(jié)果如表1所示。模型（1）和（2）為基本回歸方程，意在考察當(dāng)沒(méi)有其他因素影響時(shí)少兒撫養(yǎng)比與老年撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的影響。然后引入控制變量：GDP增長(zhǎng)率、第三產(chǎn)業(yè)比重、二三產(chǎn)業(yè)比、人口自然增長(zhǎng)率以及城市化水平五個(gè)指標(biāo)，同時(shí)引入財(cái)政收入比重與財(cái)政支出比重，形成模型（3）和模型（4），以考察兩種撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的影響。Hausman檢驗(yàn)結(jié)果顯示，模型（1）和（2）的Chi2值分別為51.39和28.28，模型（3）和（4）的Chi2值分別為46.93和12.33，均拒絕了原假設(shè)，故采用固定效應(yīng)檢驗(yàn)。

根據(jù)模型（1）和（2）可知，少兒撫養(yǎng)比與老年撫養(yǎng)比對(duì)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄率的影響系數(shù)均非常顯著，少兒撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的影響為負(fù)，而老年撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的影響為正，兩種撫養(yǎng)比的儲(chǔ)蓄效應(yīng)形成巨大反差；少兒撫養(yǎng)比對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的影響為正，而老年撫養(yǎng)比對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的影響為負(fù)，這個(gè)情況剛好與城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率相反，這說(shuō)明人口撫養(yǎng)比的儲(chǔ)蓄效應(yīng)存在明顯的城鄉(xiāng)差異。為了確保穩(wěn)健性，模型（3）和（4）引入控制變量，少兒撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的影響系數(shù)由原來(lái)的-0.472變?yōu)?0.276，老年撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的影響系數(shù)由原來(lái)的0.602減小至0.575；少兒撫養(yǎng)比對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的影響系數(shù)由原來(lái)的0.373增加至0.51，老年撫養(yǎng)比對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的影響系數(shù)由原來(lái)的-0.559變?yōu)?0.781，數(shù)據(jù)雖有少許變化，但全部都在1%的水平上顯著，且與原來(lái)的影響方向一致，說(shuō)明人口撫養(yǎng)比對(duì)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄率的影響作用是穩(wěn)健的。

表1 人口年齡結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)儲(chǔ)蓄率

根據(jù)表1可知，人口年齡結(jié)構(gòu)的老齡化趨勢(shì)使得城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率不斷提高，而使農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率不斷降低，可能的解釋如下：（1）我國(guó)養(yǎng)老保障制度的二元結(jié)構(gòu)。我國(guó)現(xiàn)有的養(yǎng)老保障制度設(shè)計(jì)是以城鎮(zhèn)職工為主，對(duì)城鎮(zhèn)職工實(shí)行社會(huì)養(yǎng)老保障，即個(gè)人、企業(yè)和政府三方責(zé)任共擔(dān)的企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度。其優(yōu)點(diǎn)是養(yǎng)老資金的來(lái)源渠道多、養(yǎng)老保障方式的層次多、社會(huì)統(tǒng)籌與個(gè)人賬戶(hù)相結(jié)合；而對(duì)農(nóng)村居民實(shí)行個(gè)人家庭養(yǎng)老保障的模式，即城鄉(xiāng)二元化的社會(huì)養(yǎng)老保障體制。在農(nóng)村目前尚未建立養(yǎng)老保障制度，政府只是出臺(tái)了三個(gè)有關(guān)農(nóng)村居民的養(yǎng)老政策，但沒(méi)有具體的實(shí)施細(xì)則，因此農(nóng)村居民并沒(méi)有從中受益。這樣的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)保障制度使得城鎮(zhèn)老齡人口每月能得到一定數(shù)量的養(yǎng)老金，這在一定程度上保證了老年人的收入不減，近年來(lái)政府又提高了養(yǎng)老金的支付額度，使得城鎮(zhèn)老年人的固定收入明顯增加，深受傳統(tǒng)文化影響的中國(guó)老年人必然會(huì)增加其儲(chǔ)蓄份額，但農(nóng)村居民就無(wú)法從中獲得貨幣保障。（2）勞動(dòng)力年齡結(jié)構(gòu)的老化。人口老齡化促使勞動(dòng)力年齡結(jié)構(gòu)老化［11］，這在城鄉(xiāng)地區(qū)是一樣的，但城鄉(xiāng)就業(yè)崗位性質(zhì)的差別在于，城鎮(zhèn)地區(qū)的崗位多以腦力勞動(dòng)為主，而農(nóng)村地區(qū)的崗位多以體力勞動(dòng)為主，這就使得城鎮(zhèn)老年人仍可以有機(jī)會(huì)或有時(shí)間繼續(xù)工作，以獲得收入，而農(nóng)村老年人就因體力不支等身體原因走下崗位，收入也相應(yīng)減少，這樣的結(jié)果導(dǎo)致城鎮(zhèn)老年人仍有足夠的收入儲(chǔ)蓄起來(lái)，而農(nóng)村老年人就失去了儲(chǔ)蓄的重要來(lái)源，農(nóng)村儲(chǔ)蓄率必然下降。勞動(dòng)力老化極大地制約了農(nóng)村老年人的就業(yè)機(jī)會(huì)，而對(duì)城鎮(zhèn)老年人的影響相對(duì)較小，進(jìn)而引致城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄率的不同變化。

關(guān)于少兒撫養(yǎng)比的儲(chǔ)蓄效應(yīng)，可能的解釋是：少兒年齡人口不具備勞動(dòng)能力，因而沒(méi)有收入來(lái)源，少兒撫養(yǎng)比的提高使得社會(huì)儲(chǔ)蓄負(fù)增加，以提供足夠的經(jīng)濟(jì)能力撫養(yǎng)少兒年齡人口。然而，少兒撫養(yǎng)比對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響在城鄉(xiāng)之間有著明顯的反差，主要原因是撫養(yǎng)小孩成本的城鄉(xiāng)差異。少兒的年齡段為0～14歲，撫養(yǎng)一個(gè)孩子需要的成本包括產(chǎn)前費(fèi)用、生產(chǎn)費(fèi)用、衣食住行、醫(yī)療費(fèi)用、教育費(fèi)用以及其他不可預(yù)期的費(fèi)用，而我國(guó)城鄉(xiāng)地區(qū)在這些成本支出項(xiàng)目上都存在著明顯的差距，根據(jù)學(xué)者對(duì)我國(guó)1978～2007年數(shù)據(jù)的測(cè)算，我國(guó)城鎮(zhèn)居民基本生活線(xiàn)為5 942.86元，而農(nóng)村居民基本生活線(xiàn)為1 968.01元，后者僅相當(dāng)于前者的33.12%［12］，這說(shuō)明農(nóng)村整體的消費(fèi)水平遠(yuǎn)低于城鎮(zhèn)，城鎮(zhèn)的高消費(fèi)水平使得城鎮(zhèn)家庭撫養(yǎng)小孩的開(kāi)銷(xiāo)大大增加，從而可儲(chǔ)蓄的部分就減少了；而農(nóng)村因其較低的消費(fèi)水平而較小地影響其儲(chǔ)蓄能力，但農(nóng)村少兒撫養(yǎng)比的儲(chǔ)蓄效應(yīng)系數(shù)為正數(shù)，即少兒撫養(yǎng)比的增加反而會(huì)提高農(nóng)村家庭儲(chǔ)蓄水平，我們給出的解釋是，在農(nóng)村一直都有養(yǎng)兒防老的傳統(tǒng)，所以農(nóng)村家庭小孩多了（尤其是男孩），父母就會(huì)進(jìn)行預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄，以保證自己老有所養(yǎng)。

另外，根據(jù)Modigliani和Cao的研究結(jié)果可知，1953～2000年人口撫養(yǎng)比對(duì)居民儲(chǔ)蓄率有正向影響，但該結(jié)論并沒(méi)有反映出城鄉(xiāng)差異，且該文也沒(méi)有區(qū)分老年撫養(yǎng)比與少兒撫養(yǎng)比。本文通過(guò)區(qū)分城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄率，發(fā)現(xiàn)1999～2009年的情況是，少兒撫養(yǎng)比與老年撫養(yǎng)比的儲(chǔ)蓄效應(yīng)截然相反，且具有明顯的城鄉(xiāng)差異。

（二）地區(qū)水平

我們?cè)谌珖?guó)數(shù)據(jù)分析的基礎(chǔ)上進(jìn)行地區(qū)水平分析，由于我國(guó)東中西部地區(qū)差別很大，故人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄率的影響可能有地區(qū)差異，本文將依次分析三個(gè)地區(qū)的情況，得到的固定效應(yīng)結(jié)果如表2所示。

表2 人口年齡結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)儲(chǔ)蓄率——地區(qū)水平

首先看東部地區(qū)，從模型（5a）和（6a）可看出，二三產(chǎn)業(yè)比對(duì)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄率的影響最大，第三產(chǎn)業(yè)比重次之，這說(shuō)明東部地區(qū)居民儲(chǔ)蓄率的積累主要受到轉(zhuǎn)型因素的影響。少兒撫養(yǎng)比與老年撫養(yǎng)比對(duì)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄率的影響系數(shù)較小，分城鄉(xiāng)看，少兒撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的影響為負(fù)，對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的影響為正；而老年撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的影響為正，對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的影響為負(fù)。人口年齡結(jié)構(gòu)的儲(chǔ)蓄效應(yīng)在東部地區(qū)存在城鄉(xiāng)反差的特點(diǎn)。人口自然增長(zhǎng)率的儲(chǔ)蓄效應(yīng)在城鎮(zhèn)比較明顯，而在農(nóng)村并不明顯。財(cái)政收支比重的系數(shù)未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這表明人口年齡結(jié)構(gòu)的儲(chǔ)蓄效應(yīng)在東部地區(qū)不受財(cái)政政策的影響。

其次看中部地區(qū)，由模型（5b）和（6b）可知，城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的解釋變量較好地解釋了模型，但農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的解釋變量系數(shù)基本都未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率有顯著正影響的因素按系數(shù)大小依次為二三產(chǎn)業(yè)比、第三產(chǎn)業(yè)比重和老年撫養(yǎng)比，對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率有顯著負(fù)影響的因素為財(cái)政支出比重和少兒撫養(yǎng)比；而對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率有顯著影響的只有人口自然增長(zhǎng)率，且在1%的顯著水平上通過(guò)檢驗(yàn)。與全國(guó)水平相比，人口年齡結(jié)構(gòu)的儲(chǔ)蓄效應(yīng)只在中部城鎮(zhèn)地區(qū)有所體現(xiàn)，而在農(nóng)村地區(qū)并未體現(xiàn)。

最后看西部地區(qū)，模型（5c）和（6c）的數(shù)據(jù)表明，轉(zhuǎn)型因素對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的影響都為負(fù)，而對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率卻無(wú)影響。少兒撫養(yǎng)比與老年撫養(yǎng)比對(duì)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄率的影響與全國(guó)水平是一致的，也存在著明顯的城鄉(xiāng)反差特點(diǎn)。財(cái)政收支比重對(duì)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄率的影響也與全國(guó)水平一致，從系數(shù)來(lái)看，西部地區(qū)系數(shù)的絕對(duì)值都大于全國(guó)水平的系數(shù)，即財(cái)政收支比重對(duì)西部居民儲(chǔ)蓄率的影響較全國(guó)水平更加明顯。城市化水平的儲(chǔ)蓄效應(yīng)在西部城鎮(zhèn)地區(qū)比較明顯，而在西部農(nóng)村地區(qū)卻未體現(xiàn)出來(lái)，這也與全國(guó)水平的結(jié)果是一致的。

將表2中人口撫養(yǎng)比對(duì)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄率的影響系數(shù)按地區(qū)整理成圖1和圖2，分別描述不同地區(qū)少兒撫養(yǎng)比的儲(chǔ)蓄效應(yīng)和不同地區(qū)老年撫養(yǎng)比的儲(chǔ)蓄效應(yīng)。從圖1可以看出，少兒撫養(yǎng)比的儲(chǔ)蓄效應(yīng)在城鎮(zhèn)地區(qū)為負(fù)，而在農(nóng)村地區(qū)為正，我們認(rèn)為這與撫養(yǎng)小孩成本的城鄉(xiāng)差異有關(guān)，同時(shí)也與農(nóng)村地區(qū)較強(qiáng)的預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄意識(shí)有關(guān)。少兒撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的負(fù)影響在中部地區(qū)最大，而東部和西部都很小，這可能是由于中部地區(qū)受財(cái)政壓力最為明顯所致。少兒撫養(yǎng)比對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的正影響在東部較小，西部較大，而中部不明顯，可能是由于西部地區(qū)養(yǎng)兒防老的預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄意識(shí)較東部地區(qū)更強(qiáng)。

圖1 少兒撫養(yǎng)比的儲(chǔ)蓄效應(yīng)

圖2 老年撫養(yǎng)比的儲(chǔ)蓄效應(yīng)

從圖2可看出，老年撫養(yǎng)比的儲(chǔ)蓄效應(yīng)由東部城鎮(zhèn)、中部城鎮(zhèn)到西部城鎮(zhèn)依次增大，而從東部農(nóng)村到西部農(nóng)村也是依次增大。如果我們用中國(guó)養(yǎng)老保障制度的二元結(jié)構(gòu)來(lái)解釋?zhuān)敲纯此起B(yǎng)老保障的完善程度應(yīng)該是東中西部依次遞減的，據(jù)此推斷的系數(shù)值也應(yīng)該是東中西部依次遞減的，但實(shí)際上卻相反，可能的理由是消費(fèi)因素，即我國(guó)消費(fèi)水平存在著明顯的地區(qū)差異，一般而言，東部消費(fèi)較高，中部次之，西部較低，這樣看來(lái)，同樣是城鎮(zhèn)地區(qū)的老年人，在城鎮(zhèn)養(yǎng)老保障金制度大體相同的前提下，東部老年人消費(fèi)支出較高，中部次之，而西部較低，故儲(chǔ)蓄能力就依東中西部地區(qū)逐漸遞增。在養(yǎng)老保障制度不完善的農(nóng)村地區(qū)，農(nóng)村居民年輕時(shí)可以通過(guò)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)或外出打工來(lái)獲得勞動(dòng)收入，而到老年后就基本沒(méi)有收入來(lái)源，圖2右圖的負(fù)系數(shù)表現(xiàn)了農(nóng)村居民從年輕到年老的轉(zhuǎn)變過(guò)程中儲(chǔ)蓄能力的降低，再?gòu)臇|西部的情況來(lái)看，東部老年人的儲(chǔ)蓄能力喪失較小，而西部老年人的儲(chǔ)蓄能力喪失較明顯。

四、結(jié)論性述評(píng)

本文以1999～2009年的省際面板數(shù)據(jù)為樣本，對(duì)人口年齡結(jié)構(gòu)的儲(chǔ)蓄效應(yīng)進(jìn)行了城鄉(xiāng)差異分析，結(jié)果表明：（1）影響我國(guó)高儲(chǔ)蓄率的主要因素不是人口年齡結(jié)構(gòu)，也不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而是經(jīng)濟(jì)體的轉(zhuǎn)型特征。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整從宏觀角度改變了拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)的投資消費(fèi)比例，從而傳遞到了居民部門(mén)，影響了其儲(chǔ)蓄行為。（2）人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)我國(guó)居民儲(chǔ)蓄率的影響存在著明顯的城鄉(xiāng)差異，分類(lèi)來(lái)看，少兒撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的影響為負(fù)，而對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的影響為正；老年撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的影響為正，而對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的影響為負(fù)。兩者呈現(xiàn)相反的特點(diǎn)。（3）人口年齡結(jié)構(gòu)的儲(chǔ)蓄效應(yīng)在東部和西部地區(qū)存在較明顯的城鄉(xiāng)差別，而在中部地區(qū)沒(méi)有體現(xiàn)。

長(zhǎng)期以來(lái)我國(guó)經(jīng)濟(jì)保持著強(qiáng)勁增長(zhǎng)勢(shì)頭，同時(shí)卻呈現(xiàn)“兩高一低”的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)現(xiàn)象，即“高投資、高儲(chǔ)蓄、低消費(fèi)”。學(xué)者們對(duì)這一問(wèn)題給予了較多的關(guān)注，并從不同層面和不同角度給出了解釋。本文根據(jù)1999～2009年的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，人口結(jié)構(gòu)對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響較大，但遠(yuǎn)不如產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響力度大，這主要表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的宏觀作用，而人口結(jié)構(gòu)較多地是從微觀角度來(lái)影響居民儲(chǔ)蓄率，但人口結(jié)構(gòu)的儲(chǔ)蓄效應(yīng)也不可小視，根據(jù)本文對(duì)城鄉(xiāng)儲(chǔ)蓄率的實(shí)證分析，我國(guó)人口老齡化所帶來(lái)的勞動(dòng)力老化以及城鄉(xiāng)差別的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)是導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄率變化相異的主要原因，并且這一問(wèn)題在東部和西部地區(qū)表現(xiàn)得尤為突出。因而，作為一個(gè)迅速老齡化且存在著二元結(jié)構(gòu)的發(fā)展中國(guó)家，中國(guó)要處理好“兩高一低”的問(wèn)題并不容易，這就要求政府部門(mén)在調(diào)整國(guó)民收入分配格局、健全投資調(diào)控體系、提高居民消費(fèi)能力的工作基礎(chǔ)上，更加關(guān)注城鄉(xiāng)儲(chǔ)蓄率的變化特點(diǎn)，適度利用高儲(chǔ)蓄率的有利條件以增加就業(yè)，逐步完善社會(huì)保障機(jī)制，以促進(jìn)儲(chǔ)蓄向投資與消費(fèi)的合理轉(zhuǎn)化。

［1］楊繼軍.人口年齡結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變的儲(chǔ)蓄效應(yīng)［J］.財(cái)經(jīng)科學(xué)，2009，（7）：26—32.

［2］汪偉.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、人口結(jié)構(gòu)變化與中國(guó)高儲(chǔ)蓄［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)季刊，2009，（7）：29—52.

［3］Qian，Yingyi.Urban and Rural Household Saving in China［J］.IMF Staff Papers，1988，35（4）：592—627.

［4］羅楚亮.經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌、不確定性與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2004，（4）：100—106.

［5］Wei Shangjin，Zhang Xiaobo.The Competitive Saving Motive：Evidence from Rising Sex Ratios and Savings Rates in China［Z］.NBER Working Paper，No.15093，2009.

［6］Kuijs，L.How Would China’s Saving and Investment Evolve？［Z］.World Bank Policy Research，Working Paper 3958，2005.

［7］李揚(yáng)，殷劍峰.勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移過(guò)程中的高儲(chǔ)蓄、高投資和中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2005，（2）：4—15.

［8］Kraay，A.Household Saving in China［J］.The World Bank Economic Review，2000，14（3）：545—570.

［9］Modigliani，F(xiàn).，Cao，Shi Larry.The Chinese Saving Puzzle and the Life-cycle Hypothesis［J］.Journal of Economic Literature，2004，42（1）：145—170.

［10］Horioka，C.Y.，Wan Junmin.The Determinants of Household Saving in China：A Dynamic Panel Analysis of Provincial Data［Z］.Federal Reserve Bank of San Francisco，Working Paper 2007—28.

［11］齊傳鈞.人口老齡化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響分析［J］.中國(guó)人口科學(xué)，2011，（增刊）：54—65.

［12］周發(fā)明，楊靖.基于ELES模型的中國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)實(shí)證研究［J］.江西農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社科版），2010，（3）：84-89.