城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)下的人口紅利的儲(chǔ)蓄效應(yīng)
——基于動(dòng)態(tài)面板門檻模型的實(shí)證分析

王樹，呂昭河，姜迪

（云南大學(xué)發(fā)展研究院，昆明 650091）

一、引言

自從“人口紅利”這一理論從西方國(guó)家引入我國(guó)之后，為解釋我國(guó)改革開放以來的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供了一個(gè)全新的“人口視角”?！叭丝诩t利”離不開人口因素，但它需要在制度、資本以及眾多因素的保證下才可以發(fā)揮其獨(dú)特效應(yīng)。因此，探索“人口紅利”需要在制度特征以及資本要素的背景下進(jìn)行。城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)是我國(guó)改革開放以來在戶籍制度約束下所產(chǎn)生的社會(huì)現(xiàn)象，由此形成了我國(guó)城鎮(zhèn)和鄉(xiāng)村之間不同的人口特征以及獨(dú)特的經(jīng)濟(jì)發(fā)展機(jī)制。本文旨在探索人口紅利在城鄉(xiāng)之間儲(chǔ)蓄效應(yīng)的差異及聯(lián)系，進(jìn)而分析城鄉(xiāng)人口紅利的流動(dòng)特征及其門檻效應(yīng)。首先，從人口結(jié)構(gòu)紅利發(fā)展視角下，城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民的人口年齡結(jié)構(gòu)具有較大的差異。

由圖1可知，我國(guó)的老年撫養(yǎng)比從1978年至今，呈現(xiàn)上升的趨勢(shì)，而少兒撫養(yǎng)比則呈現(xiàn)下降的趨勢(shì)。農(nóng)村與城市的撫養(yǎng)比呈現(xiàn)相同的趨勢(shì)，在老年撫養(yǎng)比方面，農(nóng)村與城市的差距不大。2015年，城鎮(zhèn)老年撫養(yǎng)比為12.12%，而農(nóng)村的老年撫養(yǎng)比為17.49%，但農(nóng)村的少兒撫養(yǎng)比高于同期城市的少兒撫養(yǎng)比。2015年，城鎮(zhèn)少兒撫養(yǎng)比為19.03%，而農(nóng)村的少兒撫養(yǎng)比為27.89%。因此在人口結(jié)構(gòu)方面，農(nóng)村與城市的差異較為明顯。

圖1 中國(guó)人口撫養(yǎng)比、分城鄉(xiāng)撫養(yǎng)比（1978～2015）

圖2 全國(guó)城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率（1990～2015）

在儲(chǔ)蓄方面，我國(guó)城鄉(xiāng)儲(chǔ)蓄呈現(xiàn)相對(duì)異質(zhì)的結(jié)構(gòu)。整體上來看，1990年后我國(guó)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率呈現(xiàn)波動(dòng)的趨勢(shì)。在早期的研究中，部分學(xué)者發(fā)現(xiàn)農(nóng)村居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄行為是農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄增加的主要原因（萬廣華等，2003）[1]。其中，1999年農(nóng)村儲(chǔ)蓄率有一個(gè)較為明顯的上升，達(dá)到了28.634%。農(nóng)村儲(chǔ)蓄率在1999年到達(dá)近幾十年的頂峰，之后展開了長(zhǎng)期的下降趨勢(shì)，并在2005年出現(xiàn)城鄉(xiāng)之間較為明顯的分化現(xiàn)象，這一現(xiàn)象對(duì)于消費(fèi)意識(shí)保守的農(nóng)民來講似乎極為反常，有學(xué)者將該現(xiàn)象歸因于新生代農(nóng)民工的邊際消費(fèi)傾向的提升（劉生龍，程文銀，熊雪，2016）[2]。也有學(xué)者從人口老齡化角度來進(jìn)行分析，中國(guó)自2000年進(jìn)入人口老齡化社會(huì)，對(duì)于儲(chǔ)蓄的消耗有了一定的增加（胡翠，許召元，2014）[3]。

反觀我國(guó)城鎮(zhèn)居民的儲(chǔ)蓄情況，從1996年至今，除個(gè)別年份有略微的波動(dòng)（2000，2005，2013有較為明顯的下降趨勢(shì)），整體呈現(xiàn)上升的態(tài)勢(shì)。有一些學(xué)者從收入的不確定性與社會(huì)保險(xiǎn)的參保情況對(duì)城鎮(zhèn)儲(chǔ)蓄增加的現(xiàn)象進(jìn)行了分析，并指出不確定性會(huì)增加城鎮(zhèn)居民的儲(chǔ)蓄率，而參加社會(huì)保險(xiǎn)會(huì)顯著降低城鎮(zhèn)居民的儲(chǔ)蓄率（沈坤榮，謝勇，2012）[4]。周邵杰（2010）[5]利用城市居民調(diào)查數(shù)據(jù)來研究城鎮(zhèn)居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄，發(fā)現(xiàn)代際之間存在著謹(jǐn)慎系數(shù)的差異，即年輕人存在著更加強(qiáng)烈的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)。施建淮（2004）[6]通過絕對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡效用最大化模型研究我國(guó)35個(gè)大中型城市的居民儲(chǔ)蓄效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)其儲(chǔ)蓄效應(yīng)的存在并不是十分強(qiáng)烈，需求不足是儲(chǔ)蓄率持續(xù)升高的主要原因。裴春霞、孫世重（2004）[7]通過長(zhǎng)期消費(fèi)以及短期消費(fèi)的理論分析并通過誤差修正模型進(jìn)行儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)流動(dòng)性約束加強(qiáng)了居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)。少數(shù)國(guó)外學(xué)者從人口結(jié)構(gòu)角度來研究城鎮(zhèn)儲(chǔ)蓄效應(yīng)，通過研究發(fā)現(xiàn)中國(guó)年輕家庭的收入不確定性的增加會(huì)導(dǎo)致儲(chǔ)蓄上升，而老年家庭的儲(chǔ)蓄升高來自于養(yǎng)老金的替代率（Chamon et al.，2013）[8]。

綜上所述，相關(guān)研究基本上從多種視角來分析城鄉(xiāng)的儲(chǔ)蓄問題，但少有文獻(xiàn)通過人口紅利的視角來分析城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄，本文主要通過人口結(jié)構(gòu)紅利角度來構(gòu)建城鄉(xiāng)儲(chǔ)蓄影響因素方程，從而闡釋人口紅利與城鄉(xiāng)儲(chǔ)蓄的內(nèi)在邏輯聯(lián)系。

二、實(shí)證分析以及檢驗(yàn)

（一）模型設(shè)定

圖3 城鎮(zhèn)數(shù)據(jù)回歸矩陣散點(diǎn)圖

本文主要通過人口結(jié)構(gòu)紅利角度來分析城鄉(xiāng)儲(chǔ)蓄差異，因此采用老年撫養(yǎng)比以及少兒撫養(yǎng)比兩個(gè)人口指標(biāo)來分析儲(chǔ)蓄效應(yīng)。根據(jù)生命周期假說以及永久收入假說，儲(chǔ)蓄率的影響因素通常是由人均收入增長(zhǎng)率、通貨膨脹率和實(shí)際利率組成的。因此，本文的主要解釋變量會(huì)通過上述指標(biāo)來進(jìn)行表示。由于儲(chǔ)蓄效應(yīng)存在滯后性①根據(jù)消費(fèi)的“棘輪效應(yīng)”，即人的消費(fèi)習(xí)慣在形成之后具有一定的持續(xù)效應(yīng)，且在我國(guó)的經(jīng)濟(jì)社會(huì)環(huán)境中，人的收入具有一定的穩(wěn)定性。因此本文定義人的儲(chǔ)蓄具有一定的“棘輪效應(yīng)”。，本文在城鄉(xiāng)計(jì)量方程中分別加入儲(chǔ)蓄效應(yīng)的滯后項(xiàng)。由于數(shù)據(jù)的局限性，比如儲(chǔ)蓄習(xí)慣，公共財(cái)政支出等因素，這些屬于各個(gè)省份獨(dú)有的特征因素，因此通過面板模型來進(jìn)行消除。本文的模型為動(dòng)態(tài)面板模型，通常的動(dòng)態(tài)面板模型有兩種，分別是一階差分廣義矩估計(jì)模型以及系統(tǒng)矩估計(jì)模型。本文選用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)（SYS-GMM）來進(jìn)行模型的系數(shù)估計(jì)，主要原因?yàn)橄到y(tǒng)廣義矩估計(jì)是一階差分矩估計(jì)的拓展形式。該方法經(jīng)過Arellano and Bover（1995）[9]以及Blundell and Bond（1999）[10]的提出并進(jìn)行了相對(duì)完善的發(fā)展，當(dāng)被解釋變量的滯后一期系數(shù)較大時(shí)，即其本身表現(xiàn)出較強(qiáng)的序列相關(guān)時(shí)，SGMM模型要優(yōu)于DGMM模型。另外，當(dāng)方程的個(gè)體效應(yīng)的波動(dòng)比干擾項(xiàng)的波動(dòng)大時(shí)，SGMM模型可以利用水平方程和差分方程更好地處理這個(gè)問題。因此，本文通過權(quán)衡兩個(gè)模型的優(yōu)劣從而使用SGMM模型以獲得更有效的估計(jì)。其中SYSGMM的原始水平方程以及差分方程如下所示：

水平方程的工具變量：D.Y[i,t-2]①指Y的滯后兩階的差分。以作為Y[i,t-1]的工具變量。

差分方程：

差分方程的工具變量：Y[i,t-3]，Y[i,t-4]……。

圖4 農(nóng)村數(shù)據(jù)回歸矩陣散點(diǎn)圖

城鎮(zhèn)儲(chǔ)蓄率通過城鎮(zhèn)居民可支配收入與居民消費(fèi)的差值除以城鎮(zhèn)居民可支配收入得到。其次，本文將少兒撫養(yǎng)比以及老年撫養(yǎng)比③由于《中國(guó)人口與就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》中，老年撫養(yǎng)比與少兒撫養(yǎng)比分為城、鎮(zhèn)以及農(nóng)村三類，本文將城市與鄉(xiāng)鎮(zhèn)的數(shù)據(jù)根據(jù)人口比例進(jìn)行合并，從而得到城鎮(zhèn)老年撫養(yǎng)比以及少兒撫養(yǎng)比。設(shè)定成主要解釋變量，城鎮(zhèn)居民人均收入的對(duì)數(shù)、環(huán)比CPI④此處將CPI的環(huán)比定義為每個(gè)省份不同的通貨膨脹率。以及CPI的增長(zhǎng)率等作為控制變量。本文的城鄉(xiāng)儲(chǔ)蓄率、人均收入以及利率均剔除了物價(jià)因素。在上述的水平方程和差分方程中，為了解決擾動(dòng)項(xiàng)自相關(guān)的問題，在解釋變量中加入儲(chǔ)蓄率的滯后三階選項(xiàng)。本文設(shè)定最多使用被解釋變量的五個(gè)滯后項(xiàng)作為工具變量從而改善工具變量的有效性，并預(yù)防了弱工具變量的問題（范敘春，朱保華，2012）[11]。其中，μi表示個(gè)體固定效應(yīng)，而εi代表誤差項(xiàng)。城鎮(zhèn)儲(chǔ)蓄計(jì)量模型為：

同理，本文的農(nóng)村儲(chǔ)蓄計(jì)量模型為：

其中，公式（4）各變量皆為農(nóng)村統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，公式中的收入指標(biāo)為農(nóng)村人均純收入。由此得到分城鄉(xiāng)計(jì)量模型。

（二）城鄉(xiāng)數(shù)據(jù)分析

本文選取1994～2015年的分省城鄉(xiāng)數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源如下：城鄉(xiāng)老年撫養(yǎng)比以及少兒撫養(yǎng)比主要來源于《中國(guó)人口統(tǒng)計(jì)年鑒》以及《中國(guó)人口與就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》，其他指標(biāo)來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，由于北京、天津、上海以及重慶四個(gè)直轄市城鄉(xiāng)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的缺失，本文將其剔除。因此，各變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1。

表1 城鄉(xiāng)變量的描述性統(tǒng)計(jì)

從圖3和圖4矩陣散點(diǎn)圖中可以看到各個(gè)變量之間的簡(jiǎn)單關(guān)系，由城鎮(zhèn)數(shù)據(jù)回歸圖可知，儲(chǔ)蓄率與少兒撫養(yǎng)比呈現(xiàn)負(fù)向關(guān)系，而與老年撫養(yǎng)比的關(guān)系并不是十分明確。儲(chǔ)蓄率與收入的對(duì)數(shù)呈現(xiàn)較為明顯的正向關(guān)系，這里驗(yàn)證了絕對(duì)收入理論，即在收入增加的情況下，儲(chǔ)蓄率會(huì)因此提高。圖中值得說明的是儲(chǔ)蓄率與r（利率）之間的關(guān)系出現(xiàn)了條形散點(diǎn)圖，這里主要是因?yàn)楸疚母鶕?jù)數(shù)據(jù)的可得性，只能利用環(huán)比CPI來進(jìn)行通貨膨脹率的替代，而存款名義利率在各年之間有較為明顯的波動(dòng)，因此儲(chǔ)蓄率與利率之間的關(guān)系從散點(diǎn)圖上看較為分散。由農(nóng)村數(shù)據(jù)的回歸圖可知，各變量之間的關(guān)系并不十分明顯，這里需要本文在之后的回歸模型中進(jìn)行驗(yàn)證。

（三）動(dòng)態(tài)面板分析

本文初始設(shè)定的計(jì)量模型為動(dòng)態(tài)面板模型，運(yùn)用的估計(jì)方法為系統(tǒng)廣義矩估計(jì)（SYS-GMM）。并在其基礎(chǔ)上加入兩階段估計(jì)，利用第一階段得到的殘差協(xié)方差矩陣來進(jìn)行第二階段的計(jì)算，從而得到更加穩(wěn)健的結(jié)果。薩根檢驗(yàn)的結(jié)果需要存在一階自相關(guān)，不存在二階自相關(guān)，該檢驗(yàn)是運(yùn)用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)的前提條件，同時(shí)證明本文的模型設(shè)定較為合理。

由表2回歸結(jié)果可知，我國(guó)城鎮(zhèn)與農(nóng)村儲(chǔ)蓄的影響因素呈現(xiàn)巨大差異。本文的核心解釋變量少兒撫養(yǎng)比與老年撫養(yǎng)比在城鎮(zhèn)與農(nóng)村之間呈現(xiàn)不同的特點(diǎn)。人口紅利從人口結(jié)構(gòu)的角度對(duì)儲(chǔ)蓄率有城鄉(xiāng)異質(zhì)性的影響，這里跟我國(guó)長(zhǎng)久的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)是緊密相關(guān)的。接下來本文進(jìn)行上述回歸結(jié)果的分析。

首先，從少兒撫養(yǎng)比角度來看，城鎮(zhèn)數(shù)據(jù)運(yùn)用GMM方法得到的少兒撫養(yǎng)比（Ydr1）對(duì)儲(chǔ)蓄率（SR1）系數(shù)非常顯著，并且符號(hào)為負(fù)。這里非常符合Modigliani and Cao（2004）[12]的理論，他們通過實(shí)證模型得到城鎮(zhèn)少兒撫養(yǎng)比對(duì)中國(guó)的私人儲(chǔ)蓄率具有顯著地負(fù)向影響，對(duì)中國(guó)的高儲(chǔ)蓄率具有很好的解釋力。該結(jié)果同樣非常符合貝克爾的《家庭論》中有關(guān)于孩子質(zhì)量與數(shù)量的替代理論，在城鎮(zhèn)中人力資本投資的邊際產(chǎn)出是要遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于農(nóng)村的，因此在城市更容易形成以“質(zhì)量”來替代“數(shù)量”的撫養(yǎng)現(xiàn)象。在傳統(tǒng)城鎮(zhèn)家庭中，“望子成龍，望女成鳳”現(xiàn)象較為普遍。為了提升孩子未來的競(jìng)爭(zhēng)力，父母在教育以及撫養(yǎng)成本上的進(jìn)行大量投資。且由于城鎮(zhèn)居民嚴(yán)格執(zhí)行一孩的計(jì)劃生育政策，因此大多數(shù)城鎮(zhèn)居民家庭只有一個(gè)孩子。在獨(dú)生子女家庭中，父母對(duì)于孩子的教育撫養(yǎng)成本容易形成“攀比”效應(yīng)，由此導(dǎo)致居民教育消費(fèi)的增加以及儲(chǔ)蓄的減少。反觀農(nóng)村居民的少兒撫養(yǎng)比與儲(chǔ)蓄率的系數(shù)在SYS-GMM估計(jì)中并不顯著。這里表明在一般的動(dòng)態(tài)面板模型中，農(nóng)村居民少兒撫養(yǎng)比（Ydr2）與儲(chǔ)蓄率（SR2）關(guān)系并不明顯。

從老年撫養(yǎng)比角度來看，二者亦出現(xiàn)相反的情況。城鎮(zhèn)居民老年撫養(yǎng)比（Odr1）與儲(chǔ)蓄率（SR1）回歸系數(shù)并不顯著，而農(nóng)村居民運(yùn)用GMM方法得到老年撫養(yǎng)比（Odr2）與農(nóng)村儲(chǔ)蓄率（SR2）的回歸系數(shù)較為顯著，且符號(hào)為負(fù)。因此，農(nóng)村老年撫養(yǎng)比與居民儲(chǔ)蓄具有顯著反向變動(dòng)關(guān)系。這里與Masson、Bayoumi and Samiei（1998）[13]的理論非常一致，他們發(fā)現(xiàn)老年撫養(yǎng)比對(duì)居民儲(chǔ)蓄具有顯著地負(fù)向效應(yīng)。從我國(guó)的現(xiàn)實(shí)情況來看，農(nóng)村家庭的“空巢老人”日趨增多，由于老年人口比例的急速增加，并且農(nóng)村老年人屬于純消費(fèi)群體①農(nóng)村老年人在體力勞動(dòng)年齡后很難進(jìn)行農(nóng)活勞作，部分城鎮(zhèn)老人在退休后可以有一定智力收入，二者有所不同有所不同。，因此老年撫養(yǎng)比（Odr2）對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率（SR2）具有顯著的負(fù)向效應(yīng)。

表2 分城鄉(xiāng)數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

由上述城鎮(zhèn)與農(nóng)村的動(dòng)態(tài)面板回歸結(jié)果來看，我國(guó)人口紅利存在鄉(xiāng)城之間“流動(dòng)效應(yīng)”。在人口紅利的儲(chǔ)蓄效應(yīng)基礎(chǔ)上，城鎮(zhèn)居民的少兒撫養(yǎng)比與儲(chǔ)蓄率系數(shù)顯著為負(fù)，而農(nóng)村老年撫養(yǎng)比與儲(chǔ)蓄率系數(shù)顯著為負(fù)，這里充分反應(yīng)了我國(guó)人口政策的持續(xù)效應(yīng)以及二元結(jié)構(gòu)社會(huì)的人口流動(dòng)特征。青壯年勞動(dòng)力存在城鄉(xiāng)之間的區(qū)域流動(dòng)效應(yīng)，由此造成了我國(guó)農(nóng)村空巢老人居多，因而使得農(nóng)村老年人更加明顯地消耗儲(chǔ)蓄。而城鎮(zhèn)嚴(yán)格的計(jì)劃生育政策使得城鎮(zhèn)居民更加重視孩子的教育撫養(yǎng)，因而使得城鎮(zhèn)少兒撫養(yǎng)比的增加消耗了居民儲(chǔ)蓄，并有效地轉(zhuǎn)化為家庭代際間人力資本的投資效應(yīng)。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文采用兩種方法來進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先，采取剔除樣本離群值來進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。根據(jù)數(shù)據(jù)特征采取縮尾處理，將各組數(shù)據(jù)2.5%以及97.5%分位數(shù)以外的數(shù)據(jù)進(jìn)行剔除，并且將其數(shù)值替換為2.5%以及97.5%分位數(shù)的數(shù)值。其中，本文根據(jù)指標(biāo)的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)對(duì)少兒撫養(yǎng)比、城鄉(xiāng)收入比以及城鄉(xiāng)人口比進(jìn)行了單邊縮尾。其次，本文采取替換指標(biāo)的方法，分別將城鎮(zhèn)以及農(nóng)村的少兒撫養(yǎng)比以及老年撫養(yǎng)比替代為少兒人口占總?cè)丝诒纫约袄夏耆丝谡伎側(cè)丝诒?。?jīng)過系統(tǒng)廣義矩估計(jì)的回歸，本文的穩(wěn)健性結(jié)果的顯著性以及符號(hào)沒有發(fā)生顯著變化。因此，本文的模型以及數(shù)據(jù)通過了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（五）面板門檻模型分析

人口結(jié)構(gòu)在影響居民儲(chǔ)蓄率的路徑機(jī)制上通常需要依賴收入增長(zhǎng)率，即從宏觀以及微觀層面上來看，人口結(jié)構(gòu)對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響并不直接①這里引入一個(gè)假想國(guó)，如果一個(gè)國(guó)家的人口撫養(yǎng)比有一個(gè)較大的波動(dòng)，但人均收入極低，由于根本沒有多余的資金進(jìn)行儲(chǔ)蓄，儲(chǔ)蓄率與人口結(jié)構(gòu)并沒有一個(gè)直接的聯(lián)系，更沒有內(nèi)在聯(lián)系。所以人口結(jié)構(gòu)對(duì)儲(chǔ)蓄的影響需要依賴于收入的變化。。在以往的很多研究中，有學(xué)者引入人口撫養(yǎng)比與收入增長(zhǎng)率的交乘項(xiàng)，或者引入時(shí)間或者地域的虛擬變量。這樣的結(jié)果雖然在一定程度上可以避免偽回歸的問題，但同時(shí)會(huì)增加內(nèi)生性以及省域分類獨(dú)斷性等缺點(diǎn)。因此，本文通過面板門檻模型進(jìn)一步優(yōu)化處理。通過城鎮(zhèn)居民人均可支配收入以及農(nóng)村人均純收入的增長(zhǎng)率作為門檻變量來分析少兒撫養(yǎng)比與老年撫養(yǎng)比對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響。采用Hansen（1999）[14]關(guān)于優(yōu)化面板門檻模型的思路，通過固定第一個(gè)門檻值后搜尋第二個(gè)門檻值，并且以此類推搜尋其余門檻。其抽樣過程采用bootstrap（自抽樣法）來確定門檻值，進(jìn)而鎖定F統(tǒng)計(jì)量從而得到門檻值的顯著性。本文設(shè)定區(qū)間觀察值最小為5②為了防止單個(gè)區(qū)間內(nèi)的回歸數(shù)值過少，從而產(chǎn)生偽回歸的現(xiàn)象。，從而使本文可以得到更加合理的門檻值的顯著性。

表3 分城鄉(xiāng)SYSGMM穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由表5可知，本文在分析城鄉(xiāng)的少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比時(shí)，需要加入門檻變量從而可以得到更加真實(shí)的結(jié)果。根據(jù)F統(tǒng)計(jì)量的顯示，以及門檻值的分析③如果兩個(gè)門檻值過于接近，則證明這兩個(gè)門檻值差異過小，因此本文會(huì)將其進(jìn)行合并。，本文將城鎮(zhèn)以及農(nóng)村的分樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行門檻區(qū)分。其中，本文根據(jù)城鎮(zhèn)以及農(nóng)村的收入增長(zhǎng)率分別定義為三個(gè)區(qū)間。城鎮(zhèn)居民分為高收入增長(zhǎng)率群體（g_urban＞7.668%）、中等收入增長(zhǎng)率群體（2.226%＜g_urban＜7.668%）以及低收入增長(zhǎng)率群體（g_urban＜2.226%）。農(nóng)村居民分為高收入增長(zhǎng)率群體（g_rural＞10.119%），中等收入增長(zhǎng)率群體（10.119%＜g_rural＜13.930%）以及低收入增長(zhǎng)率群體（g_rural＜13.930%）。將本文的回歸方程分為不同的收入?yún)^(qū)間進(jìn)行動(dòng)態(tài)面板的回歸。

由上述回歸結(jié)果可知，在加入門檻變量后的系統(tǒng)GMM模型可以給予本文更加詳細(xì)的結(jié)果。其中（1）、（2）指城鎮(zhèn)居民的回歸結(jié)果，（3）（4）指農(nóng)村居民的回歸結(jié)果。首先，從（1）結(jié)果來看，本文可以看到在城鎮(zhèn)少兒撫養(yǎng)比（Ydr1）對(duì)儲(chǔ)蓄率（SR1）的系數(shù)在三個(gè)區(qū)間內(nèi)均顯著，也就是城鎮(zhèn)收入增長(zhǎng)率（g1）較低的地區(qū)其少兒撫養(yǎng)比（Ydr1）對(duì)儲(chǔ)蓄率（SR1）的系數(shù)顯著不為0，且其系數(shù)符號(hào)為負(fù)。這里驗(yàn)證了經(jīng)濟(jì)較為落后城鎮(zhèn)的居民會(huì)為孩子的教育以及撫養(yǎng)消耗家庭儲(chǔ)蓄，結(jié)果符合本文的理論。人均收入增長(zhǎng)率較高的區(qū)間顯著為正，即在經(jīng)濟(jì)發(fā)展較快的家庭會(huì)為孩子的教育以及撫養(yǎng)進(jìn)行更多的預(yù)防性儲(chǔ)蓄。從（2）結(jié)果來看，老年撫養(yǎng)比在第一個(gè)區(qū)間內(nèi)，即低收入居民中顯著，并且符號(hào)為負(fù)。這里指低收入增長(zhǎng)率（g1）居民的老年撫養(yǎng)（Odr1）需要消耗更多的儲(chǔ)蓄成本，從而使居民儲(chǔ)蓄率（SR1）減少，亦指經(jīng)濟(jì)發(fā)展較慢的地區(qū)，收入增長(zhǎng)率較低的居民未來收入預(yù)期不樂觀，導(dǎo)致較低的儲(chǔ)蓄效應(yīng)。這樣的地區(qū)養(yǎng)老對(duì)于其家庭儲(chǔ)蓄具有一個(gè)明顯的負(fù)向效應(yīng)。而收入增長(zhǎng)率（g1）較高的地區(qū)，其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較快（亦指較為富裕的地區(qū)），增加家庭收入的能力較強(qiáng)，可以進(jìn)行較多的預(yù)防性養(yǎng)老的投資，且部分城鎮(zhèn)老年人屬于高技術(shù)人才，在退休后仍然會(huì)有一定智力收入。因此，在很多研究中，城鎮(zhèn)老年撫養(yǎng)比對(duì)儲(chǔ)蓄率的系數(shù)關(guān)系并不確定，其混合效應(yīng)可以根據(jù)人均收入增長(zhǎng)率的門檻效應(yīng)來進(jìn)行細(xì)化的分析和解釋。

表4 少兒撫養(yǎng)比以及老年撫養(yǎng)比門檻值以及置信區(qū)間

從農(nóng)村居民回歸結(jié)果（3）和（4）來看，少兒撫養(yǎng)比（Ydr2）與老年撫養(yǎng)比（Odr2）根據(jù)收入增長(zhǎng)率（g2）的變化均顯著負(fù)向影響家庭儲(chǔ)蓄率（SR2）。結(jié)合城鎮(zhèn)結(jié)果來看，由于我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距較大，因而在我國(guó)農(nóng)村地區(qū)撫養(yǎng)比的增加會(huì)消耗農(nóng)村居民的儲(chǔ)蓄，即農(nóng)村撫養(yǎng)比的增加會(huì)給家庭帶來更多的負(fù)擔(dān)。

三、結(jié)論

人口紅利與儲(chǔ)蓄率是緊密關(guān)聯(lián)的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象。隨著我國(guó)人口結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變，人口結(jié)構(gòu)紅利逐漸消減，隨之而來的以儲(chǔ)蓄為內(nèi)在影響機(jī)制的“二次人口紅利”是本文關(guān)注的焦點(diǎn)。本文通過動(dòng)態(tài)面板以及門檻模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，分析了城鄉(xiāng)人口紅利的儲(chǔ)蓄效應(yīng)，在城鎮(zhèn)與農(nóng)村二元結(jié)構(gòu)下，人口結(jié)構(gòu)對(duì)城鄉(xiāng)儲(chǔ)蓄率的影響機(jī)理不同。首先，城鎮(zhèn)少兒撫養(yǎng)比對(duì)儲(chǔ)蓄率的系數(shù)回歸顯著為負(fù)，而老年撫養(yǎng)比系數(shù)不顯著；農(nóng)村則得到相反的回歸結(jié)果，老年撫養(yǎng)比對(duì)儲(chǔ)蓄率的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，少兒撫養(yǎng)比系數(shù)則不顯著。本研究認(rèn)為，這種城鄉(xiāng)異質(zhì)性源于人口紅利發(fā)生了鄉(xiāng)城轉(zhuǎn)移，這一現(xiàn)象體現(xiàn)出我國(guó)城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)以及人口戶籍政策對(duì)人口紅利的城鄉(xiāng)效應(yīng)存在著“制度制肘”作用，長(zhǎng)期影響著農(nóng)村收獲其應(yīng)得的人口紅利。

表5 少兒撫養(yǎng)比以及老年撫養(yǎng)比門檻個(gè)數(shù)檢驗(yàn)

表6 城鄉(xiāng)門檻SYSGMM回歸結(jié)果

通過面板門檻模型分析發(fā)現(xiàn)：農(nóng)村人口少兒與老年撫養(yǎng)比的增加會(huì)消耗居民儲(chǔ)蓄，而城鎮(zhèn)撫養(yǎng)比則在不同的人均收入增長(zhǎng)率門檻內(nèi)對(duì)儲(chǔ)蓄率的回歸系數(shù)發(fā)生變化：經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)城鎮(zhèn)人口的撫養(yǎng)比系數(shù)顯著為負(fù)，性質(zhì)如同農(nóng)村，隨著撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)增加儲(chǔ)蓄率降低；而經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)地區(qū)城鎮(zhèn)人口撫養(yǎng)比系數(shù)顯著為正，出于預(yù)防性養(yǎng)育以及養(yǎng)老儲(chǔ)蓄的動(dòng)機(jī)，撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)增加儲(chǔ)蓄率也隨之增加。本文實(shí)證檢驗(yàn)符合我國(guó)城鄉(xiāng)居民的現(xiàn)實(shí)情況，其內(nèi)在于城鄉(xiāng)的異質(zhì)性特征與我國(guó)城鄉(xiāng)的貧富差異相關(guān)，也與因戶籍制度導(dǎo)致的城鄉(xiāng)二元分割以及其特定的人口紅利效應(yīng)有關(guān)。

本文以二次人口紅利發(fā)生機(jī)理為理論命題，解釋了城鄉(xiāng)撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)的儲(chǔ)蓄效應(yīng)以及城鄉(xiāng)異質(zhì)性表現(xiàn)，為我國(guó)人口紅利的學(xué)術(shù)研究提供了一個(gè)新的解釋和分析結(jié)論。?

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