孫 蕾 吳姝嬪

一、引 言

儲蓄率指個人可支配收入總額中儲蓄所占的百分比。國際貨幣基金組織公布數(shù)據(jù)顯示，中國90年代初居民儲蓄占國民生產(chǎn)總值的35%以上，到2005年，中國儲蓄率更是高達(dá)51%，而全球平均儲蓄率僅為19.7%。2009年我國居民儲蓄余額已經(jīng)突破了18萬億元，儲蓄率在全世界排名第一，人均儲蓄超過1萬元。高儲蓄率阻礙中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，是導(dǎo)致國內(nèi)消費(fèi)動力不足的原因之一。

人口老齡化是指總?cè)丝谥幸蚰贻p人口數(shù)量減少、年長人口數(shù)量增加而導(dǎo)致的老年人口比例相應(yīng)增長的動態(tài)。國際上通常把60歲以上的人口占總?cè)丝诒壤_(dá)到10%，或65歲以上人口占總?cè)丝诘谋戎剡_(dá)到7%，作為國家或地區(qū)進(jìn)入老齡化社會的標(biāo)準(zhǔn)。在2010年第六次人口普查中，上海65歲以上老年人占上?？?cè)丝诒壤_(dá)到16%以上，已經(jīng)進(jìn)入嚴(yán)重的老齡化社會。同時，儲蓄率也很高。

莫迪里安尼的生命周期理論指出，個人在不同年齡階段的儲蓄和消費(fèi)傾向存在較大差異，因此，在人口老齡化過程中必然伴隨著儲蓄和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的顯著變化。人口老齡化會使老年人口成為單純消費(fèi)人口，從而導(dǎo)致居民儲蓄率下降。但上海的高儲蓄率情況卻與之相反?！?〕

二、文獻(xiàn)綜述

近年來，也有一些學(xué)者研究了我國的人口老齡化和儲蓄的關(guān)系。王剛以北京市為例，以某國有商業(yè)銀行2004年對北京市居民收入、消費(fèi)、儲蓄所進(jìn)行的抽樣調(diào)查為依據(jù)，通過對未來北京市居民年齡結(jié)構(gòu)的演進(jìn)分析及相關(guān)年齡組人群的消費(fèi)結(jié)構(gòu)分析等，推導(dǎo)出了居民儲蓄率相對于年齡結(jié)構(gòu)的M型變化圖，并推論出北京市居民在2020年以前，儲蓄率仍將保持增長態(tài)勢，2020年以后，人口老齡化對北京市居民儲蓄率的負(fù)面影響將會顯現(xiàn)?！?〕常馨和梅秀花使用我國各地區(qū)儲蓄率、人均國民收入、經(jīng)濟(jì)增長率、少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比、年份虛擬變量、地區(qū)虛擬變量，利用多元對數(shù)線性回歸模型得出結(jié)論:人均國民收入水平及其增長速度是決定儲蓄率高低的重要因素，人口結(jié)構(gòu)的變化對儲蓄率有顯著性影響?！?〕王森在中國人口老齡化對居民儲蓄率影響的定量分析中，使用1979-2009年中國居民儲蓄率、人均收入增長率、老年人口占比、通貨膨脹率及名義利率等數(shù)據(jù)，利用向量自回歸模型 (VAR)和協(xié)整分析方法，分析了人口老齡化對居民儲蓄率的影響效應(yīng)。結(jié)果顯示，中國人口老齡化對居民儲蓄率的影響只占1%左右，而居民收入增長率和通貨膨脹率，分別約占25%和10%?！?〕袁志剛和宋錚發(fā)現(xiàn)，中國的高儲蓄是人口老齡化加劇過程中個體的理性選擇。〔5〕Horioka，Charles Yuji＆Wan Junmin使用中國人口年齡結(jié)構(gòu)、儲蓄率、人均收入增長率、通貨膨脹率及實際利率等數(shù)據(jù)，分析發(fā)現(xiàn)人口年齡結(jié)構(gòu)對儲蓄有很大影響，預(yù)測未來儲蓄率將繼續(xù)升高?！?〕Masayo Wakabayashi＆Landis MacKellar利用中國1995-1997年的城鄉(xiāng)數(shù)據(jù)分析了人口年齡結(jié)構(gòu)對儲蓄的影響，發(fā)現(xiàn)少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比對儲蓄都有負(fù)影響，其中老年撫養(yǎng)比對儲蓄的影響更強(qiáng)更顯著。〔7〕

既有的人口老齡化與儲蓄的相關(guān)文獻(xiàn)，主要是研究全國總體情況或各個地區(qū)的橫截面數(shù)據(jù)。但我國各地區(qū)進(jìn)入人口老齡化的時間不同，老齡化的程度也不相同，〔8〕因此，本文選擇老齡化比較嚴(yán)重的上海地區(qū)作為研究對象，用時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析。

三、變量和數(shù)據(jù)

(一)變量選取

本文選取上海市的居民人均儲蓄余額作為因變量，老年人口撫養(yǎng)比、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值和一年期存款名義年利率作為自變量。為了剔除價格因素變動的影響，人均儲蓄余額和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值都用2011年為基期的上海市GDP平減指數(shù)進(jìn)行了調(diào)整，調(diào)整后稱為實際人均儲蓄余額和實際人均國內(nèi)生產(chǎn)總值。

1、上海實際居民人均儲蓄余額 (savings)。在既有的相關(guān)研究中，因變量往往選擇的是儲蓄率，而本文認(rèn)為，以居民人均儲蓄余額作為因變量進(jìn)行研究更加合適。我們將居民人均儲蓄余額定義為居民可支配收入減去居民消費(fèi)的差額，即年末居民人均在銀行的儲蓄余額。

2、上海老年人口撫養(yǎng)比 (ratio)。老年撫養(yǎng)比是指非勞動年齡人口數(shù)中老年部分對勞動年齡人口數(shù)之比，用以表明每100名勞動年齡人口要負(fù)擔(dān)多少名老年人。老年人口撫養(yǎng)比是判斷老年人口對社會的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)的重要指標(biāo)，也反映了老年人口對社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。老年人口撫養(yǎng)比=(65歲以上人口數(shù) ÷15至64歲人口數(shù))×100%。

3、上海實際人均國內(nèi)生產(chǎn)總值 (GDP)。在既有的相關(guān)研究中選擇人均收入增長率作為指標(biāo)，本文認(rèn)為選用上海人均GDP作為衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的指標(biāo)更為恰當(dāng)。

4、一年期存款名義年利率 (r)。本文采用的一年期存款名義年利率是一年內(nèi)各階段一年期存款名義年利率的加權(quán)平均值。

(二)數(shù)據(jù)來源

本文的實證分析使用時間序列數(shù)據(jù)，樣本期間為1990-2011年，共計22年。數(shù)據(jù)來自《上海統(tǒng)計年鑒》(1990-2011)、《中國統(tǒng)計年鑒》(1990-2011)、《中國統(tǒng)計摘要》(1990-2011)和《中國城市統(tǒng)計年鑒》(1990-2011)。

四、模型和實證分析

老年人口撫養(yǎng)比和實際人均GDP都與實際居民人均儲蓄余額同方向變化，篇幅所限，本文僅以實際人均GDP為例來說明。由圖1可見，隨著實際人均GDP升高，實際居民人均儲蓄余額呈增加態(tài)勢，兩組數(shù)據(jù)同方向變化，這說明人均GDP確實是影響人均儲蓄余額的一個重要因素。

圖1 上海實際居民人均儲蓄余額與實際人均GDP隨時間變化

由圖2可知，一年期存款名義年利率與實際居民人居儲蓄余額隨時間反方向變化。隨著一年期存款名義年利率降低，居民人均儲蓄余額反而增加。

圖2 上海實際居民人均儲蓄余額與一年期存款名義年利率隨時間變化

(一)建立模型

多元對數(shù)模型的一個特性是:斜率Bn度量了Y對X的彈性，即X的一個微小變動引起Y變動的百分比。本文是研究上海人口老齡化對儲蓄的影響程度，所以選擇多元對數(shù)模型。

多元對數(shù)模型的一般表達(dá)式是:

其中，Yi是因變量，Xni是自變量，B0，…，Bn是待估計的系數(shù)，μi是隨機(jī)誤差項。故本文計量模型設(shè)定如下:

其中，savings為上海實際居民人均儲蓄余額，ratio為上海老年人口撫養(yǎng)比，GDP為上海實際人均GDP，r為一年期存款名義年利率，μi是隨機(jī)誤差項，下標(biāo)i為年份。

表1 OLS估計結(jié)果

由表1，利率和老年人口撫養(yǎng)比的估計結(jié)果在統(tǒng)計上不顯著，推測可能是存在多重共線性的原因所致。接下來采用輔助回歸方法檢驗多重共線性，用每個變量對其他變量做回歸。

表2 輔助回歸R2的顯著性

從表2可以看出，每個變量都與其它變量存在共線性，其中，利率與其他變量的共線性最顯著。

利率自變量不顯著的原因有可能是由以下因素造成的:

首先，現(xiàn)代利率是否影響儲蓄，關(guān)鍵看利率的變化是否影響了決定個人消費(fèi)及儲蓄行為的永久收入或生命期內(nèi)的收入。當(dāng)利率變化以后，財富價值與財富收益因之發(fā)生的變化是相反的。利率的上升有財富價值下降和財富收益增加兩個結(jié)果。在某個特定的經(jīng)濟(jì)、社會環(huán)境中，利率上升會使財富價值下降幅度大于財富收益上升幅度，于是有儲蓄的增加;在另外一個特定的環(huán)境下，利率上升可能會有財富價值下降幅度小于財富收益上升幅度，于是有儲蓄的下降。但若二者變化的幅度相當(dāng)，儲蓄會不升也不降。

其次，對居民儲蓄影響大的是實際利率，而本模型使用的是名義利率，不能準(zhǔn)確真實地反映居民儲蓄的實際收益率。

再次，中國的利率不是完全市場化的，為了有利于經(jīng)濟(jì)的高速增長，中國政府對利率水平有較強(qiáng)的控制和干預(yù)。并且，中國消費(fèi)者都是極度風(fēng)險厭惡者，人們的儲蓄行為并不隨利率的變化而變化。

所以，我們將利率這一變量刪除，利用其余變量重新進(jìn)行回歸分析。

(二)刪除利率變量后的參數(shù)估計結(jié)果

表3 刪除利率變量后的估計結(jié)果

從回歸的結(jié)果來看，R2值為0.978，修正R2值為0.973，F(xiàn)檢驗統(tǒng)計量在1%的水平下顯著，說明模型的設(shè)定是合理的。

Durbin-Watson檢驗統(tǒng)計量的值為1.757。根據(jù)D-W表，對于n=22，k=2，在5%的顯著水平下，dL=1.147，dU=1.541。由于dU 〈d〈4-dU，不存在正自相關(guān)或者負(fù)自相關(guān)。

對于異方差問題，我們采用Newey-West(1987)的方法〔9〕，在表 3中給出 Newey-West Heteroskedasticity and Autocorrelation Consistent(Newey-West HAC)方法的估計標(biāo)準(zhǔn)誤。

由表3，上海老年人口撫養(yǎng)比的回歸系數(shù)為0.431，并且在10%的水平下顯著，說明上海人口老齡化程度與實際居民人均儲蓄余額之間是正相關(guān)關(guān)系。在實際人均GDP不變的情況下，老年人口撫養(yǎng)比增加或減少，人均儲蓄余額也隨之增加或減少。上海老年人口撫養(yǎng)比每增加1個百分點(diǎn)，上海居民人均儲蓄余額增加0.431個百分點(diǎn)。這與上?，F(xiàn)階段居民高儲蓄的事實是相符的，也證實了中國的高儲蓄是人口老齡化條件下個體的理性選擇。人們基于退休后能維持正常消費(fèi)水平的需要，會在勞動年齡階段增加儲蓄減少消費(fèi)，進(jìn)而提高居民儲蓄率水平。

上海實際人均GDP的回歸系數(shù)為1.510，并且在1%的水平下顯著，說明實際人均GDP與實際居民人均儲蓄余額之間是正相關(guān)關(guān)系。在上海老年人口撫養(yǎng)比不變的情況下，實際人均GDP增加，儲蓄額也將增加;實際人均GDP減少，儲蓄額將降低。實際人均GDP每增加1個百分點(diǎn)，上海居民人均儲蓄余額增加1.51個百分點(diǎn)。隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，實際人均GDP呈不斷增加的趨勢，儲蓄額必然也會隨之增加。

五、結(jié)論和政策建議

本文的實證研究表明，老年人口撫養(yǎng)比和實際人均GDP都對上海的居民儲蓄具有顯著正向影響，而利率對居民儲蓄的影響不大。隨著人口老齡化趨勢的快速發(fā)展，必然面臨養(yǎng)老體系的財務(wù)可持續(xù)發(fā)展問題，進(jìn)而對人們的養(yǎng)老觀念和養(yǎng)老方式產(chǎn)生較大的影響。人們采取為養(yǎng)老而儲蓄的行為，使上海的居民儲蓄額不斷提高。

本文的政策建議如下:

1.運(yùn)用非利率調(diào)節(jié)手段刺激消費(fèi)。根據(jù)上述分析，我國尚不存在利率對儲蓄的顯著正效應(yīng)，用利率變動調(diào)節(jié)居民儲蓄和消費(fèi)的做法缺乏實證檢驗的依據(jù)。因此，應(yīng)考慮運(yùn)用其它手段刺激消費(fèi)。例如，增加消費(fèi)信貸，有助于降低儲蓄剛性并提高儲蓄中投資的成分;又或者提高居民對未來收入的預(yù)期，因為GDP增長已成為影響我國居民消費(fèi)及儲蓄的主要因素。

2.政府應(yīng)加強(qiáng)消費(fèi)引導(dǎo)。隨著少年人口的下降和老年人口的增加，居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)也會發(fā)生變化，用于消費(fèi)生產(chǎn)性的消費(fèi)將下降，而用非生產(chǎn)性的消費(fèi)會上升，從宏觀政策的制定上看，要對居民消費(fèi)給予引導(dǎo)。

3.加快調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。隨著人口老齡化，老年人口的比重越來越大，一些銀色產(chǎn)業(yè)應(yīng)該給予更多的關(guān)注和投入，實現(xiàn)資源的最優(yōu)化配置。

4.加強(qiáng)養(yǎng)老金制度建設(shè)。通過吸收其他國家的經(jīng)驗和教訓(xùn)，選擇適合中國國情的養(yǎng)老保障模式，建立覆蓋全社會的基本社會養(yǎng)老保障體系，使養(yǎng)老保障制度由現(xiàn)收現(xiàn)付制向完全個人積累制方向過渡。

〔1〕董麗霞，趙文哲.人口結(jié)構(gòu)與儲蓄率:基于內(nèi)生人口結(jié)構(gòu)的研究〔J〕.金融研究，2011，(3).

〔2〕王剛.人口老齡化對居民儲蓄的影響分析〔J〕.經(jīng)濟(jì)問題探索，2006，(9).

〔3〕常馨，梅秀花.中國人口老齡化問題的研究〔J〕.遼寧經(jīng)濟(jì)，2011，(1).

〔4〕王森.中國人口老齡化對居民儲蓄率影響的定量分析〔J〕.中國人口科學(xué)，2010，(1).

〔5〕袁志剛，宋錚.人口年齡結(jié)構(gòu)、養(yǎng)老保險制度與最優(yōu)儲蓄率〔J〕.經(jīng)濟(jì)研究，2000，(11).

〔6〕Horioka，C.Y.，Wan J.，The Determinants of Household Saving in China:A Dynamic Panel Analysis of Provincial Data〔J〕.Journal of Money Credit and Banking，2007，39(8):2077-2096.

〔7〕Wakabayashi，M.，MacKellar，L.，Demographic Trends and Household Saving in China〔R〕.Schlossplatz:Interim Reports on work of the International Institute for Applied Systems Analysis，1999:1-16.

〔8〕孫蕾.臺灣人口老齡化的區(qū)域差異研究——基于各縣市面板數(shù)據(jù)的實證分析〔J〕.臺灣研究集刊，2012，(4).

〔9〕Newey，W.K.，West，K.D.，A Simple，Positive Semi-Definite，Heteroskedasticity and Autocorrelation Consistent Covariance Matrix〔J〕.Econometrica，1987，55(3):703-708.