中國老年人口比重對家庭儲(chǔ)蓄率的影響

楊曉軍　冉旭蘭

摘 要：在中國人口老齡化程度逐漸加深的背景下，探討老年人口比重對家庭儲(chǔ)蓄率的影響，嘗試解釋中國家庭的高儲(chǔ)蓄現(xiàn)象，為政府部門制定相關(guān)的人口和社會(huì)保障政策提供建議和參考。通過引入長壽、遺贈(zèng)和贍養(yǎng)動(dòng)機(jī)拓展三期世代交疊模型，構(gòu)建一個(gè)包含家庭、企業(yè)和政府效用最大化的家庭內(nèi)生儲(chǔ)蓄函數(shù)，闡述老年人口比重對儲(chǔ)蓄率影響的內(nèi)在邏輯。在此基礎(chǔ)上，使用2010—2018年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS）進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，并注重分析儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的調(diào)節(jié)效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：老年人口比重會(huì)顯著提高家庭儲(chǔ)蓄率，穩(wěn)健性檢驗(yàn)和內(nèi)生性檢驗(yàn)后的結(jié)果仍然支持該結(jié)論；家庭醫(yī)療支出風(fēng)險(xiǎn)、健康和收入不確定性、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對儲(chǔ)蓄率具有顯著負(fù)向影響；在城鄉(xiāng)、區(qū)域和家庭收入層面，農(nóng)村、西部和低收入家庭的老年人口比重對儲(chǔ)蓄率具有較大影響；在儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)中，長壽和遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)會(huì)顯著提高家庭儲(chǔ)蓄率，而贍養(yǎng)動(dòng)機(jī)具有抑制作用；長壽動(dòng)機(jī)擁有負(fù)向調(diào)節(jié)作用，而遺贈(zèng)和贍養(yǎng)動(dòng)機(jī)的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著?；谏鲜龇治鎏岢鱿鄳?yīng)的政策建議：逐漸完善老年消費(fèi)市場、充分釋放家庭消費(fèi)活力，有效利用老年人口帶來的資本積累效應(yīng)，重視老年人口比重對家庭儲(chǔ)蓄率影響的城鄉(xiāng)、區(qū)域和收入差異，充分認(rèn)識(shí)儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：老年人口比重；家庭儲(chǔ)蓄率；世代交疊模型；儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)

中圖分類號(hào)：C913.6；F063.4 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1000-4149（2023）06-0087-18 DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2023.00.050

一、引言

家庭儲(chǔ)蓄率的持續(xù)攀升是伴隨中國經(jīng)濟(jì)高速增長的重要特征之一。經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織數(shù)據(jù)庫顯示，中國家庭儲(chǔ)蓄率從2000年的27.64%增加至2019年的34.79%，遠(yuǎn)高于世界上其他國家同期水平，這一現(xiàn)象被稱為“中國儲(chǔ)蓄率之謎”（ 數(shù)據(jù)來源：https：//data.oecd.org/hha/household-savings.htm）?，F(xiàn)有文獻(xiàn)認(rèn)為家庭人口年齡結(jié)構(gòu)在居民消費(fèi)—儲(chǔ)蓄決策中起著重要作用［1］。中國計(jì)劃生育政策的實(shí)施使得人口出生率呈現(xiàn)持續(xù)下降的趨勢，2021年已跌至7.52‰，而同時(shí)伴隨著的是中國人口老齡化程度不斷加深，2021年65歲及以上人口占總?cè)丝诘谋戎貫?4.2%，已經(jīng)邁入老齡社會(huì)的門檻［2］。這種“少子化”和“老齡化”并存的人口年齡結(jié)構(gòu)現(xiàn)象會(huì)直接影響家庭的消費(fèi)—儲(chǔ)蓄行為?；谌丝诩t利的理論邏輯，老齡化程度加深會(huì)引起儲(chǔ)蓄率遞減，使得人口紅利逐漸消失并轉(zhuǎn)變?yōu)槿丝谪?fù)債［3］，但老年人口比重上升也會(huì)相應(yīng)增加居民的儲(chǔ)蓄率，進(jìn)而收獲第二次人口紅利［4］。從現(xiàn)實(shí)狀況來看，隨著中國人口老齡化程度持續(xù)加深，居民儲(chǔ)蓄率也呈現(xiàn)不斷增長的趨勢，符合人口紅利仍然存在的說法。因此，在老齡社會(huì)背景下，探討老年人口比重對家庭儲(chǔ)蓄率的影響，基于儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)視角深入分析其內(nèi)在的邏輯，嘗試解釋中國家庭的高儲(chǔ)蓄現(xiàn)象，可以為政府部門制定相關(guān)的人口和社會(huì)保障政策提供有益參考。

生命周期模型較早開始研究人口年齡結(jié)構(gòu)與消費(fèi)—儲(chǔ)蓄行為之間的關(guān)系，它從行為人生命周期視角探究各個(gè)年齡階段的消費(fèi)—儲(chǔ)蓄行為，為后續(xù)研究奠定了理論基礎(chǔ)。以此為基礎(chǔ)構(gòu)建的家庭儲(chǔ)蓄需求模型認(rèn)為家庭子女和儲(chǔ)蓄之間會(huì)產(chǎn)生“替代效應(yīng)”，且隨著家庭孩子數(shù)量的減少，家庭會(huì)傾向于增加用于養(yǎng)老的儲(chǔ)蓄［5］。離散世代交疊模型和連續(xù)世代交疊模型通過出生率和死亡率來間接描述人口年齡結(jié)構(gòu)，但沒有建立人口年齡結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)變量的直接函數(shù)關(guān)系［6-7］?；谏鲜隼碚撃Ｐ停瑖鴥?nèi)外學(xué)者采用大量國家或地區(qū)的宏微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。宏觀層面上，由于在數(shù)據(jù)來源、處理方式以及模型設(shè)定等方面存在差異，研究結(jié)論存在較大分歧。一是認(rèn)為老年人口與儲(chǔ)蓄率具有顯著負(fù)向關(guān)系，證實(shí)了生命周期模型的存在。學(xué)者們首先使用不同國家的截面數(shù)據(jù)證實(shí)了該結(jié)論［8-10］；由于橫截面數(shù)據(jù)無法控制國家和地區(qū)之間的異質(zhì)性，學(xué)者們使用美國和中國等國家的時(shí)間序列數(shù)據(jù)也得到了類似結(jié)論［11-13］；由于面板數(shù)據(jù)在實(shí)證檢驗(yàn)中能夠整合橫截面和時(shí)間序列數(shù)據(jù)的信息，使得實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果更加合理，學(xué)者們使用150個(gè)國家的面板數(shù)據(jù)［14］、歐洲國家面板數(shù)據(jù)［15］和中國不同時(shí)段省級面板數(shù)據(jù)［16-17］的研究結(jié)果仍然支持該結(jié)論。二是認(rèn)為生命周期理論僅在特定的條件下成立。如只有擁有較高收入水平的發(fā)展中國家支持老年撫養(yǎng)比對儲(chǔ)蓄率負(fù)向影響的結(jié)論［18］；只有20世紀(jì)80年代的數(shù)據(jù)支持生命周期理論假設(shè)［19］；在加入特定年份變量以后，老年撫養(yǎng)比對儲(chǔ)蓄率的負(fù)向影響不顯著［20］；當(dāng)日本勞動(dòng)年齡人口較多時(shí)，人口老齡化對平均儲(chǔ)蓄率有促進(jìn)作用，而當(dāng)工作勞動(dòng)年齡人口較少時(shí)，人口老齡化會(huì)產(chǎn)生負(fù)面影響［21］。三是認(rèn)為老年人口和儲(chǔ)蓄率之間存在正向的相關(guān)關(guān)系。國外學(xué)者使用1966—2007年亞洲12個(gè)國家和地區(qū)數(shù)據(jù)和1970—2018年突尼斯數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)人口老齡化會(huì)顯著提高儲(chǔ)蓄率［22-23］；中國計(jì)劃生育政策的實(shí)施在一定程度上削弱了子女的養(yǎng)老保障功能，增加了家庭的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)，在人口老齡化背景下更進(jìn)一步提高了家庭儲(chǔ)蓄率［24-26］。四是認(rèn)為老年人口與儲(chǔ)蓄率之間并不存在顯著相關(guān)關(guān)系。有學(xué)者使用1982—1993年經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織10國數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對私人儲(chǔ)蓄率的影響不顯著［27］；使用中國省級面板數(shù)據(jù)的研究也得出基本相同的結(jié)論，認(rèn)為這可能是由于中國尚處于老齡化的初期階段，其負(fù)擔(dān)效應(yīng)并未完全顯現(xiàn)出來［28-29］。

微觀層面上，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要利用家庭微觀數(shù)據(jù)庫來考察人口年齡（戶主年齡）與儲(chǔ)蓄率之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)戶主年齡與儲(chǔ)蓄率之間呈現(xiàn)“U”型關(guān)系［30］，即中年人儲(chǔ)蓄水平較低，而年輕人和老年人的儲(chǔ)蓄水平較高，這種反生命周期理論的現(xiàn)象被學(xué)術(shù)界認(rèn)為是“年齡—儲(chǔ)蓄率之謎”。其中，老年人退休以后仍然保持高儲(chǔ)蓄水平的現(xiàn)象被稱為“老年人儲(chǔ)蓄之謎”［31］。針對此現(xiàn)象，學(xué)者們基于不同視角嘗試解釋，如從家庭結(jié)構(gòu)的居住模式視角出發(fā)，認(rèn)為年輕人（老年人）與其處于中年父母（子女）共同居住會(huì)導(dǎo)致家庭儲(chǔ)蓄率與戶主年齡呈現(xiàn)“U”型關(guān)系［32］；從老年人認(rèn)知能力角度出發(fā)，認(rèn)為老年人無法適應(yīng)復(fù)雜的消費(fèi)模式，從而抑制了消費(fèi)水平的增長，提升了儲(chǔ)蓄率［33］；基于年齡—時(shí)期—隊(duì)列（APC）分解法，研究發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)家庭儲(chǔ)蓄率—戶主年齡曲線在1996年前后發(fā)生了轉(zhuǎn)變，由倒“U”型轉(zhuǎn)為“U”型，并且認(rèn)為家庭教育負(fù)擔(dān)的上升，是導(dǎo)致其發(fā)生轉(zhuǎn)變的原因［34］；從儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)角度出發(fā)，認(rèn)為贈(zèng)予動(dòng)機(jī)、健康和長壽動(dòng)機(jī)以及應(yīng)對不確定風(fēng)險(xiǎn)的未雨綢繆動(dòng)機(jī)可以解釋老年人的儲(chǔ)蓄率之謎［35］。同時(shí)，由于一個(gè)家庭是由不同年齡結(jié)構(gòu)的家庭成員所構(gòu)成，戶主年齡不等于家庭的老齡化程度，單純地使用戶主年齡的方法具有一定的片面性，采用家庭老年人口占比衡量更有效，研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)村家庭儲(chǔ)蓄率隨著老年人口比重的上升而下降，而城鎮(zhèn)家庭儲(chǔ)蓄率卻隨著老年人口比重的上升而上升［36］；老年人口的“預(yù)防性儲(chǔ)蓄”效應(yīng)更加顯著，預(yù)期壽命的延長、不完善的社會(huì)保障和代際財(cái)產(chǎn)繼承促使老年人口對家庭儲(chǔ)蓄率產(chǎn)生正向影響［37］。

基于此，本文通過引入長壽動(dòng)機(jī)、遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)和贍養(yǎng)動(dòng)機(jī)來拓展三期世代交疊模型，構(gòu)建一個(gè)包含家庭、企業(yè)和政府效用最大化的家庭內(nèi)生儲(chǔ)蓄函數(shù)，并選取2010—2018年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS）實(shí)證檢驗(yàn)老年人口比重對家庭儲(chǔ)蓄率的影響，重點(diǎn)考察長壽、遺贈(zèng)和贍養(yǎng)動(dòng)機(jī)的調(diào)節(jié)效應(yīng)。對比現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文的主要貢獻(xiàn)在于：第一，構(gòu)建更嚴(yán)謹(jǐn)?shù)倪B續(xù)世代交疊模型，推導(dǎo)家庭、企業(yè)和政府部門都達(dá)到均衡狀態(tài)時(shí)的家庭最優(yōu)儲(chǔ)蓄水平，拓展了家庭儲(chǔ)蓄決策理論的研究范疇。第二，注重分析家庭醫(yī)療支出風(fēng)險(xiǎn)、健康和收入不確定性、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)等因素對家庭儲(chǔ)蓄決策行為的影響，深入考察老年人口在家庭儲(chǔ)蓄決策中的影響力，豐富了老年家庭儲(chǔ)蓄行為研究的分析框架。第三，檢驗(yàn)城鄉(xiāng)、區(qū)域和家庭收入層面老年人口對家庭儲(chǔ)蓄率影響的異質(zhì)性，以更有效地提出具有針對性的政策建議。第四，探討長壽、遺贈(zèng)和贍養(yǎng)動(dòng)機(jī)對家庭儲(chǔ)蓄率的影響及其調(diào)節(jié)效應(yīng)，拓展了儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)對家庭儲(chǔ)蓄行為的優(yōu)化策略。

二、理論模型

在布蘭查德（Blanchard）連續(xù)世代交疊模型（Overlapping Generations Model）基礎(chǔ)上［7］，引入與老年人口相關(guān)的特征變量（長壽、遺贈(zèng)和贍養(yǎng)動(dòng)機(jī)）對其進(jìn)行擴(kuò)展，構(gòu)建一個(gè)包含家庭、企業(yè)和政府的三期世代交疊模型。假設(shè)一個(gè)國家的經(jīng)濟(jì)處于封閉狀態(tài)，整個(gè)社會(huì)由無數(shù)行為個(gè)體所組成，個(gè)體通過在不同生命周期階段做出對應(yīng)的消費(fèi)—儲(chǔ)蓄決策以實(shí)現(xiàn)一生效用最大化，企業(yè)依據(jù)收益最大化原則雇傭勞動(dòng)和使用資本，政府通過保證預(yù)算約束的平衡以實(shí)現(xiàn)社會(huì)福利最大化。

1. 個(gè)體行為

遵循世代交疊模型的基本假設(shè)：所有的個(gè)體都是同質(zhì)的，用代表性行為人來表示。假設(shè)行為人的一生經(jīng)歷三個(gè)時(shí)期：少年期、成年期和老年期，且在老年期的生存面臨較大不確定性。老年人以概率pt存活至老年期末，每一時(shí)期的時(shí)間稟賦標(biāo)準(zhǔn)化為1。假設(shè)t期成年人數(shù)量為Nt 未成年人數(shù)量為Nt0，老年人數(shù)量為N2t，行為人在成年期生育子女。由于生育政策的執(zhí)行，人口出生率nt是外生給定的，則nt=N1t+1/Nt1［16］，并假設(shè)所有的子女均能存活至成年期。

行為人在少年期不作任何經(jīng)濟(jì)決策，只接受教育和閑暇，經(jīng)濟(jì)決策只在成年期和老年期進(jìn)行。行為人在成年期除撫育子女和贍養(yǎng)老人外，其余時(shí)間全部用于工作。假設(shè)t期的成年人照料每個(gè)子女的時(shí)間為vt，那么養(yǎng)育所有子女所花費(fèi)的時(shí)間為vtnt；成年人照料父母的時(shí)間為θt，那么成年人對老人的期望照料時(shí)間為ptθt，所以成年人的工作時(shí)間為lt=1-vtnt-ptθt。工資收入是成年人的主要收入來源，它取決于當(dāng)期的工資水平wt和工作時(shí)間，即工資收入為ltwt。成年人還有一部分收入來自上一輩的遺產(chǎn)贈(zèng)予，將代際遺產(chǎn)繼承設(shè)定為工資收入的固定比例γltwt，而遺產(chǎn)是由子女平均享有，故t期的代際遺產(chǎn)繼承為γltwt/nt-1。由此，成年期的個(gè)人收入為ltwt+γltwt/nt-1，主要用于繳納養(yǎng)老保險(xiǎn)、自我消費(fèi)c1t、養(yǎng)育子女和贍養(yǎng)父母等，剩余部分則構(gòu)成家庭儲(chǔ)蓄s1t。假定按工資收入的固定比例τ繳納養(yǎng)老保險(xiǎn)稅τltwt，根據(jù)中國混合養(yǎng)老保障體制的分配方式，行為人所繳納的養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)按μτ比例分配到社會(huì)統(tǒng)籌賬戶，（1-μ）τ進(jìn)入個(gè)人賬戶；假設(shè)單個(gè)子女的養(yǎng)育支出為c0t，則養(yǎng)育子女的總成本ntc0t；假設(shè)對父母的贍養(yǎng)費(fèi)用為c2t，即λltwt，λ表示工資收入中用于贍養(yǎng)父母的比例，贍養(yǎng)父母的期望總支出為ptc2t。由此可見，代表性行為人在t期的預(yù)算約束為：

為了簡化分析，假設(shè)行為人在老年期進(jìn)入退休階段，只消費(fèi)不工作。則在t+1期，當(dāng)個(gè)體從成人期進(jìn)入老年期以后，其收入來源主要包括三個(gè)部分：一是在t時(shí)期的儲(chǔ)蓄收益rt+1s1t/pt，其中，rt+1/pt為投資總回報(bào)率，主要是因?yàn)樵谀杲鹗袌錾?，現(xiàn)存老人的投資收益不僅包括自己的儲(chǔ)蓄收益，還包括已故老人的儲(chǔ)蓄收益，因此生存至老年期末的個(gè)人平分所有的儲(chǔ)蓄收益；二是當(dāng)期子女的贍養(yǎng)費(fèi)用λntlt+1wt+1；三是養(yǎng)老保險(xiǎn)收入，主要包括返還到個(gè)人賬戶的投資收益rt+1（1-μ）τltwt/pt和來自社會(huì)統(tǒng)籌賬戶的養(yǎng)老金Tt+1。老年期的收入主要用于當(dāng)期消費(fèi)c2t+1和代際遺產(chǎn)贈(zèng)予γlt+1wt+1。從而在t+1期的預(yù)算約束為：

將個(gè)人一生總效用分為自我消費(fèi)效用、撫育子女效用和贍養(yǎng)老人效用，其中，自我消費(fèi)效用取決于行為人成年期和老年期的消費(fèi)。于是，個(gè)人一生的效用函數(shù)為：

其中，δ、β和σ均為常數(shù)，分別表示行為人對撫育子女、對將來自身老年期福利和對父母福利的重視強(qiáng)度。

2. 企業(yè)行為

假設(shè)在完全競爭市場上，所有企業(yè)都是同質(zhì)的，并按照柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行生產(chǎn)。因此代表性企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為：

其中，Yt表示第t期的總產(chǎn)出，A表示技術(shù)進(jìn)步率，Kt表示第t期的資本存量，ltN1t表示勞動(dòng)投入，α表示資本產(chǎn)出彈性，1-α表示勞動(dòng)產(chǎn)出彈性。由于世代交疊模型中每期平均間隔為20—30年，資本在每一期內(nèi)都能夠完全折舊，則按照生產(chǎn)要素投入的效益最大化原則，可得：

其中，kt=Kt/ltN1t，均衡路徑上有wt-1=wt=wt+1，rt-1=rt=rt+1。

3. 政府行為

由于中國目前的社會(huì)保險(xiǎn)制度以現(xiàn)收現(xiàn)付制為主，每一期政府征收的社會(huì)賬戶統(tǒng)籌金等于當(dāng)期的養(yǎng)老金支出水平，即政府每一期的經(jīng)濟(jì)決策都滿足預(yù)算約束平衡，則Tt+1期的政府預(yù)算約束為：

4. 均衡求解

個(gè)人在預(yù)算約束（1）和（2）的條件下，按照個(gè)人、企業(yè)和政府效用最大化的原則進(jìn)行消費(fèi)—儲(chǔ)蓄決策得到均衡狀態(tài)下的家庭儲(chǔ)蓄率為：

srt=αβntΓs，t1+γnt-1-μτ-（1-μ）τΓs，tαβ其中，Гs，t=βpt/（1+ntδ+σ+βpt），表示在終身收入中用于老年期的儲(chǔ)蓄比例。函數(shù)（7）表示家庭、企業(yè)和政府部門都達(dá)到均衡狀態(tài)時(shí)的家庭最優(yōu)儲(chǔ)蓄水平，由此可得，長壽動(dòng)機(jī)、遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)和贍養(yǎng)動(dòng)機(jī)與家庭儲(chǔ)蓄率之間的關(guān)系如下。

（1）長壽動(dòng)機(jī)對家庭儲(chǔ)蓄率的影響效應(yīng)具有模糊性，即srt/pt符號(hào)不確定，具體數(shù)值取決于模型中的其他參數(shù)和生育率。長壽動(dòng)機(jī)對儲(chǔ)蓄率的影響主要體現(xiàn)在：一方面，隨著平均預(yù)期壽命的延長，人們預(yù)期退休年齡將會(huì)延遲，但不能預(yù)期自身壽命的具體存活時(shí)長，這種不確定性可能會(huì)強(qiáng)化人們“及時(shí)行樂”的消費(fèi)動(dòng)機(jī)，從而導(dǎo)致儲(chǔ)蓄率下降［38］；另一方面，壽命延長意味著退休后的生存時(shí)間會(huì)延長，成年人為了保證老年期的消費(fèi)水平，會(huì)傾向于增加儲(chǔ)蓄率［39］。正是由于在平均預(yù)期壽命延長的過程中，既存在促進(jìn)儲(chǔ)蓄率增長的效應(yīng)，也存在抑制儲(chǔ)蓄率的效應(yīng)，才造成長壽動(dòng)機(jī)引起的儲(chǔ)蓄效應(yīng)具有不確定性，最終結(jié)果取決于兩種相對效應(yīng)的強(qiáng)弱。

（2）遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)對家庭儲(chǔ)蓄率存在正向的促進(jìn)作用，即srt/γ > 0。受到自古以來傳統(tǒng)思想的影響，與西方國家相比，中國家庭擁有著較為強(qiáng)烈的遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)［40］，父母對子女存在代際的利他主義關(guān)系（親情關(guān)系），父母能夠從子女的消費(fèi)中獲得效用水平的增加。因此，無論子女是否照料老人，大部分老年人都不會(huì)將一生的收入用來平滑消費(fèi)，而是會(huì)選擇存儲(chǔ)一部分用來給子女留下遺產(chǎn)［37］，該動(dòng)機(jī)的存在會(huì)影響家庭的消費(fèi)—儲(chǔ)蓄決策。具體表現(xiàn)為，老年人口越多，擁有遺贈(zèng)意愿的群體也就越多，相應(yīng)的遺贈(zèng)儲(chǔ)蓄也就越高。

（3）贍養(yǎng)動(dòng)機(jī)對家庭儲(chǔ)蓄率存在負(fù)向的抑制作用，即srt/λ < 0。具體表現(xiàn)為：一方面，成年子女的贍養(yǎng)動(dòng)機(jī)越強(qiáng)烈，對父母的贍養(yǎng)費(fèi)用支出越高，意味著養(yǎng)老負(fù)擔(dān)越大，這會(huì)降低家庭收入中用于儲(chǔ)蓄的比例，進(jìn)而直接降低了家庭儲(chǔ)蓄率；另一方面，由于成年子女的贍養(yǎng)費(fèi)用會(huì)直接轉(zhuǎn)化為父母的養(yǎng)老資源，影響家庭的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)，對贍養(yǎng)動(dòng)機(jī)越強(qiáng)烈的家庭而言，成年人預(yù)期未來自身會(huì)擁有更多的養(yǎng)老資源，從而降低當(dāng)前的養(yǎng)老儲(chǔ)蓄傾向，一定程度上間接降低了家庭儲(chǔ)蓄率［41］。

綜上所述，由于長壽、遺贈(zèng)和贍養(yǎng)動(dòng)機(jī)的存在，老年人口比重對家庭儲(chǔ)蓄率存在正負(fù)疊加效應(yīng)，總體效應(yīng)取決于兩種效應(yīng)的相對強(qiáng)弱?；诖?，本研究運(yùn)用微觀家庭數(shù)據(jù)探索老年人口比重對家庭儲(chǔ)蓄率的總體影響效應(yīng)，并進(jìn)一步檢驗(yàn)長壽動(dòng)機(jī)、遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)和贍養(yǎng)動(dòng)機(jī)對家庭儲(chǔ)蓄率的直接影響及其調(diào)節(jié)效應(yīng)，以驗(yàn)證理論模型的合理性。

三、實(shí)證模型設(shè)計(jì)

1. 模型設(shè)定

基于上述理論模型，從家庭微觀視角探究老年人口比重對家庭儲(chǔ)蓄率的影響，構(gòu)建如下回歸模型：Sijt=a0+a1oldijt+a2Xijt+μj+ηt+εijt（8）

其中，S為家庭儲(chǔ)蓄率，old為老年撫養(yǎng)比，X為家庭層面、戶主層面和地區(qū)層面的控制變量，a為估計(jì)系數(shù)，μ為省份固定效應(yīng)，η為年份固定效應(yīng)，i為家庭，j為省份，t為年份，ε為殘差項(xiàng)。

2. 數(shù)據(jù)來源和指標(biāo)說明

模型所涉及的數(shù)據(jù)主要來源于中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS）2010、2012、2014、2016和2018年5期調(diào)查數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)覆蓋了中國內(nèi)地除新疆、西藏、青海、內(nèi)蒙古、寧夏和海南以外的25個(gè)省、市、自治區(qū)。本文主要使用家庭經(jīng)濟(jì)問卷、個(gè)人自答問卷和和少兒父母代答問卷三類問卷。

（1）被解釋變量：家庭儲(chǔ)蓄率。借鑒甘犁等的做法［42］，將家庭儲(chǔ)蓄率（S1）設(shè)定為（家庭可支配收入-家庭消費(fèi)支出）/家庭可支配收入。其中，家庭可支配收入包括財(cái)產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入、工資性收入和經(jīng)營性收入；家庭消費(fèi)支出包括食品、衣著、通訊、文化、娛樂、日用品、教育和醫(yī)療保健等支出。在處理過程中，參照李蕾、吳斌珍的做法［32］：剔除可支配收入高于50萬元或低于5000元的家庭；剔除消費(fèi)大于20萬元且大于可支配收入2倍、消費(fèi)超過家庭可支配收入5倍以上的家庭；將儲(chǔ)蓄率高于75%的用75%代替。

為保證實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，還選取另外兩種代表性指標(biāo)：①考慮到醫(yī)療保健和教育支出在家庭消費(fèi)支出中具有較高的突發(fā)性和剛性，借鑒尹志超和張誠的做法［43］，將家庭儲(chǔ)蓄率（S2）設(shè)定為［家庭可支配收入 - （家庭消費(fèi)支出 - 醫(yī)療保健支出 - 教育支出）］/家庭可支配收入；②借鑒昌忠澤和姜珂的做法［35］，將家庭儲(chǔ)蓄率（S3）設(shè)定為ln（家庭可支配收入）- ln（家庭消費(fèi)支出）。

（2）核心解釋變量：老年撫養(yǎng)比。借鑒齊紅倩和劉巖的做法［44］，采用家庭65歲及以上人口占15—64歲人口的比重衡量。穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，還選取以下兩種替代性指標(biāo)：65及以上人口占總?cè)丝诘谋戎兀?6］；60歲及以上人口占總?cè)丝诘谋戎兀?7］。

（3）控制變量。借鑒現(xiàn)有研究成果［35，45］，控制變量包括家庭、戶主和地區(qū)三個(gè)層面。具體來看，家庭層面的變量包括家庭少兒撫養(yǎng)比、人均凈資產(chǎn)、人均純收入和家庭規(guī)模。其中，考慮到負(fù)收入和負(fù)資產(chǎn)是短期現(xiàn)象，剔除人均凈資產(chǎn)、人均純收入為負(fù)的樣本，并將其取自然對數(shù)。戶主層面的變量包括戶主的工作狀況、受教育程度、健康狀況和性別。由于CFPS數(shù)據(jù)庫中沒有識(shí)別戶主的統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)，2010年根據(jù)“誰是家中主事者”確定戶主，2012年根據(jù)“家中重大事件決策者”確定戶主，2014、2016和2018年根據(jù)“財(cái)務(wù)回答人”確定戶主（ 考慮到不同戶主界定可能會(huì)影響實(shí)證結(jié)果，在此對不同戶主界定分別進(jìn)行回歸，結(jié)果與現(xiàn)有實(shí)證結(jié)論基本一致。由于篇幅受限，具體結(jié)果備索。）。地區(qū)層面的變量包括經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，采用人均實(shí)際GDP（2010年為基期）衡量，其原始數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。所有變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。

四、老年人口比重與家庭儲(chǔ)蓄率：經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

1. 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

基于設(shè)定的計(jì)量模型實(shí)證檢驗(yàn)家庭老年人口比重對儲(chǔ)蓄率的影響效應(yīng)，表2報(bào)告了模型的OLS估計(jì)結(jié)果（ 考慮到模型中各解釋變量可能存在的多重共線性問題，在此采用VIF檢驗(yàn)，結(jié)果表明各解釋變量間均不存在共線性。由于篇幅受限，具體結(jié)果備索。）。模型1給出了僅加入核心解釋變量的結(jié)果，發(fā)現(xiàn)老年撫養(yǎng)比的回歸系數(shù)為0.012，且在10%的水平上顯著，表明老年撫養(yǎng)比對儲(chǔ)蓄率存在顯著的正向沖擊效應(yīng)，即老年人口比重會(huì)顯著提高家庭儲(chǔ)蓄率。模型2—模型4給出了逐步加入家庭層面、戶主層面以及地區(qū)層面控制變量的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，隨著不同層面控制變量的加入，雖然老年撫養(yǎng)比的回歸系數(shù)有所變動(dòng)，但其對家庭儲(chǔ)蓄率的促進(jìn)效應(yīng)仍然存在，且均在統(tǒng)計(jì)意義上顯著。上述實(shí)證結(jié)果驗(yàn)證了老年人口比重會(huì)提高家庭儲(chǔ)蓄率的觀點(diǎn)，這與理論模型中的老年人口長壽動(dòng)機(jī)和遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)密切相關(guān)。此外，現(xiàn)階段的老年人都出生于新中國成立初期，甚至更早，由于成長環(huán)境比較惡劣，特別是20世紀(jì)60年代的大饑荒給人們的生活帶來了極大的影響［46］，使得現(xiàn)有老年人口都具有較強(qiáng)的儲(chǔ)蓄習(xí)慣，以預(yù)防不確定事件的發(fā)生；同時(shí)，老年人口較低的認(rèn)知能力無法適應(yīng)越來越復(fù)雜和多元的消費(fèi)模式，也在一定程度上抑制了他們的消費(fèi)意愿［33］。

在家庭層面的控制變量中，少兒撫養(yǎng)比對家庭儲(chǔ)蓄率的影響不顯著，這與楊志媛和蓋驍敏的研究結(jié)論［17］一致。之所以會(huì)出現(xiàn)這樣的結(jié)論可能是因?yàn)?，現(xiàn)如今我國已經(jīng)度過了家庭人口出生率顯著下降的階段，出生人口數(shù)量趨于穩(wěn)定。家庭凈資產(chǎn)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，表明家庭財(cái)富增加會(huì)提高家庭消費(fèi)水平，降低家庭儲(chǔ)蓄率，究其原因可能是，家庭儲(chǔ)蓄的目的在于將來養(yǎng)老或其他不確定性用途，而家庭財(cái)富增加會(huì)減少未來的不確定性，增加消費(fèi)信心和能力。家庭人均收入水平的回歸系數(shù)顯著為正，符合凱恩斯的邊際消費(fèi)傾向遞減假說，即隨著人均收入水平的提高，居民的消費(fèi)傾向?qū)?huì)逐漸遞減。家庭規(guī)模的回歸系數(shù)顯著為正，表明家庭人口數(shù)量的增加促進(jìn)了儲(chǔ)蓄率的提高，符合生命周期假說［47］。

在戶主層面的控制變量中，戶主有工作的家庭擁有較高的儲(chǔ)蓄率，這可能是由于戶主參與工作可以增加家庭收入，并保證家庭擁有穩(wěn)定的收入水平，從而提高家庭儲(chǔ)蓄率。戶主受教育程度越高的家庭擁有越低的儲(chǔ)蓄率，與李蕾和吳斌珍的研究結(jié)論［32］一致。這可能是因?yàn)閼糁鞯氖芙逃潭仍礁?，預(yù)期收入水平也會(huì)越高，在未來收入有保障的情況下會(huì)增加當(dāng)前的消費(fèi)水平，而受教育程度較低的戶主對未來預(yù)期收入的不確定性會(huì)增加當(dāng)期的儲(chǔ)蓄率。戶主健康狀況越差，則家庭儲(chǔ)蓄率越低，這可能是由于健康狀況越差，家庭的醫(yī)療支出負(fù)擔(dān)越重，從而抑制了家庭儲(chǔ)蓄。男性戶主家庭比女性戶主家庭擁有較高的儲(chǔ)蓄率，對此現(xiàn)象的解釋是，通常情況下女性比男性具有較強(qiáng)的消費(fèi)意愿，因而女性戶主家庭會(huì)擁有較低的儲(chǔ)蓄傾向［44］。

在地區(qū)層面的控制變量中，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高會(huì)顯著抑制家庭儲(chǔ)蓄率，產(chǎn)生這一現(xiàn)象的原因可能在于，中國城鎮(zhèn)化進(jìn)程中大量勞動(dòng)力不斷從經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)轉(zhuǎn)移到經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，由此導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)的人口年齡結(jié)構(gòu)老化程度不斷加深［48］；與此同時(shí)，經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)的醫(yī)療保障服務(wù)也較差，老年人的醫(yī)療需求與供給存在較大的差距，從而導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)的家庭擁有更加強(qiáng)烈的儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，期望通過降低當(dāng)前消費(fèi)來為將來提供養(yǎng)老保障。

2. 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為確?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，從替換被解釋變量、替換核心解釋變量以及更換計(jì)量方法三個(gè)方面對基準(zhǔn)回歸模型的穩(wěn)健性進(jìn)行驗(yàn)證，具體結(jié)果見表3。

（1）替換被解釋變量。模型5和模型6的結(jié)果顯示，替換衡量指標(biāo)后，老年撫養(yǎng)比對家庭儲(chǔ)蓄率仍然具有顯著的正向促進(jìn)效應(yīng)，有效驗(yàn)證了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

（2）替換核心解釋變量。模型7和模型8結(jié)果顯示，無論使用何種指標(biāo)衡量，老年人口比重對儲(chǔ)蓄率的影響均顯著為正，進(jìn)一步驗(yàn)證了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

（3）更換計(jì)量方法。一是考慮到OLS模型可能存在異方差問題，采用加權(quán)最小二乘法（WLS）對模型重新估計(jì)，回歸結(jié)果見模型9。老年撫養(yǎng)比的回歸系數(shù)仍然在1%的水平上顯著為正。二是考慮到極端值的存在，采用分位數(shù)回歸能夠更加全面地反映老年撫養(yǎng)比對家庭儲(chǔ)蓄率在不同分位上的影響效應(yīng)，模型10—模型12分別考察在0.25分位、0.5分位和0.75分位點(diǎn)上的影響效應(yīng)。結(jié)果顯示，在每一個(gè)分位點(diǎn)上，老年撫養(yǎng)比對家庭儲(chǔ)蓄率影響系數(shù)依然顯著為正，表明不同儲(chǔ)蓄水平家庭的老年撫養(yǎng)比均顯著正向影響其儲(chǔ)蓄率。此外，由于家庭儲(chǔ)蓄率的取值限定在-100%—75%間，盡管只有部分極端值落入上下限，但為防止出現(xiàn)估計(jì)誤差，進(jìn)一步采用Tobit模型進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見模型13，發(fā)現(xiàn)老年人口比重對家庭儲(chǔ)蓄率的影響依然顯著為正。三是考慮到OLS不能處理不可觀測且不隨時(shí)間變化的個(gè)體效應(yīng)，進(jìn)一步采用雙向固定效應(yīng)模型重新進(jìn)行估計(jì)，在此借鑒胡翠和許召元的方法［36］，通過構(gòu)建“組群”方式使用虛擬面板方法重新估計(jì)（ 由于篇幅受限，具體模型設(shè)定過程并未展示，感興趣的讀者可以與作者聯(lián)系。）。模型14的估計(jì)結(jié)果顯示，老年人口比重對家庭儲(chǔ)蓄率的正向影響依然存在。上述回歸結(jié)果均再次驗(yàn)證了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

3. 內(nèi)生性檢驗(yàn)

上述模型雖然控制了家庭、戶主和地區(qū)層面的變量，也加入省份和年份固定效應(yīng)，但仍然可能存在一些影響家庭儲(chǔ)蓄率的不可觀測的遺漏變量（比如家庭成員的智力水平、社會(huì)往來和儲(chǔ)蓄意愿等），使得基準(zhǔn)回歸結(jié)果可能存在內(nèi)生性偏誤問題。因此，借鑒尹志超和張誠的做法［43］，選取同一社區(qū)其他家庭老年撫養(yǎng)比的均值作為本家庭老年撫養(yǎng)比的工具變量進(jìn)行分析。一方面，現(xiàn)有文獻(xiàn)已經(jīng)證實(shí)，同一社區(qū)在年齡、教育程度和家庭地位等方面具有大致類似的特征，使得社區(qū)成員之間的行為模式會(huì)相互影響［49］，因此同一社區(qū)家庭的老年人口具有較強(qiáng)的相關(guān)性；另一方面，社區(qū)中其他家庭的老年人口對于本家庭的儲(chǔ)蓄率是外生的，與影響家庭儲(chǔ)蓄率的不可觀測變量無關(guān)，因而選擇該工具變量具有理論可行性。

表4報(bào)告了工具變量和DWH內(nèi)生性檢驗(yàn)的估計(jì)結(jié)果。以模型15為例，DWH檢驗(yàn)的結(jié)果在5%的水平上拒絕了老年撫養(yǎng)比不存在內(nèi)生性的原假設(shè)，即老年撫養(yǎng)比和家庭儲(chǔ)蓄率之間存在內(nèi)生性。兩階段回歸結(jié)果中，第一階段估計(jì)的F統(tǒng)計(jì)值為596.02，大于10%偏誤水平下的臨界值（16.38），因而不存在弱工具變量問題。工具變量結(jié)果顯示，老年撫養(yǎng)比的回歸系數(shù)顯著為正，且系數(shù)值0.140大于基準(zhǔn)回歸系數(shù)，說明內(nèi)生性問題的存在導(dǎo)致基準(zhǔn)回歸模型低估了老年人口比重對家庭儲(chǔ)蓄率的影響效應(yīng)。同時(shí)，模型16和模型17分別給出了被解釋變量為S2和S3的檢驗(yàn)結(jié)果，發(fā)現(xiàn)老年人口比重對家庭儲(chǔ)蓄率的正向影響也仍然存在。上述工具變量檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)一步有效驗(yàn)證了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

4. 補(bǔ)充性檢驗(yàn)

家庭消費(fèi)—儲(chǔ)蓄決策行為還會(huì)受到家庭醫(yī)療支出風(fēng)險(xiǎn)、健康和收入不確定性、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)等因素的影響。首先，老年人會(huì)面臨較大的醫(yī)療支出風(fēng)險(xiǎn)［50］。當(dāng)個(gè)體進(jìn)入老年期以后，身體機(jī)能開始逐漸下降，對醫(yī)療消費(fèi)支出的需求急劇增加，醫(yī)療支出作為重要的消費(fèi)支出，在老年時(shí)期將達(dá)到最高的支出水平［51］。因此，醫(yī)療支出額度可以在很大程度上解釋老年人的儲(chǔ)蓄行為，采用家庭醫(yī)療保健支出的自然對數(shù)來衡量醫(yī)療支出風(fēng)險(xiǎn)。其次，家庭成員的健康不確定性也會(huì)影響家庭的儲(chǔ)蓄行為。借鑒昌忠澤和姜珂的做法［35］，將戶主的健康狀況變化作為衡量健康不確定性的代理變量。根據(jù)CFPS數(shù)據(jù)庫中“健康狀況變化”的問題，若與上一年相比，健康狀況更差，則賦值為2；若健康狀況不變，則賦值為1；若健康狀況更好，則賦值為0。再次，風(fēng)險(xiǎn)厭惡型消費(fèi)者會(huì)為應(yīng)對未來收入不確定性而進(jìn)行額外儲(chǔ)蓄，進(jìn)而影響家庭的儲(chǔ)蓄行為［52］。老年人本身就是家庭不確定性的重要來源［53］，他們退休以后收入水平會(huì)下降，現(xiàn)有社會(huì)保障體系的不完善會(huì)增加收入不確定性，且家庭中老年人口數(shù)量的增加會(huì)進(jìn)一步加大家庭收入不確定風(fēng)險(xiǎn)。借鑒沈坤榮和謝勇的做法［54］，以家庭人均純收入為被解釋變量，戶主性別、政治面貌以及家庭成員的平均年齡、平均受教育年限、家庭中有工作成員的比例、省份和年份固定效應(yīng)為解釋變量，將OLS回歸的殘差值作為衡量收入不確定性的代理變量。為了保證殘差值和回歸模型中的其他變量大小接近，將殘差值按數(shù)值大小分為十等分，再按照從小到大的順序依次賦值為1到10，數(shù)值越大則代表家庭所面臨的不確定性風(fēng)險(xiǎn)越大。最后，中國是一個(gè)傳統(tǒng)的關(guān)系型社會(huì)，人情關(guān)系網(wǎng)絡(luò)比較發(fā)達(dá)，家庭之間的聯(lián)系和溝通往來十分緊密。作為一種重要的社交媒介，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)嵌入很多的信息或資源，具有信息傳遞和信息分享的功能［55］，能夠顯著降低家庭儲(chǔ)蓄水平。借鑒周廣肅等的做法［56］，采用家庭禮金支出來衡量家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)水平。具體來說，選擇CFPS數(shù)據(jù)庫中“過去12個(gè)月，您家總共出了多少人情禮（元）”這一變量，由于CFPS數(shù)據(jù)庫中僅有2014、2016和2018年的問卷涉及人情禮支出變量，故這項(xiàng)分析只包括這三年的觀測值。由于人情禮支出的多少很大程度上取決于家庭收入狀況和地域文化［57］，故采用人情禮支出占家庭總收入的比重來衡量社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，當(dāng)占比值大于樣本中位值（0.0472）時(shí)，“社會(huì)網(wǎng)絡(luò)”取值為1，否則為0。

基于上述分析，在基準(zhǔn)回歸模型基礎(chǔ)上加入家庭醫(yī)療支出風(fēng)險(xiǎn)、健康不確定性、收入不確定性和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)等補(bǔ)充性變量，進(jìn)一步驗(yàn)證老年人口比重對家庭儲(chǔ)蓄率的影響，具體回歸結(jié)果見表5。結(jié)果顯示，所有模型中老年撫養(yǎng)比對家庭儲(chǔ)蓄率的正向影響效應(yīng)仍然存在，且均滿足1%的顯著性水平，再一次驗(yàn)證了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。此外，家庭醫(yī)療支出風(fēng)險(xiǎn)、健康不確定性、收入不確定性和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)均對儲(chǔ)蓄率具有顯著的負(fù)向影響，會(huì)在一定程度上抑制家庭儲(chǔ)蓄率的提高。

5. 異質(zhì)性檢驗(yàn)

為考察老年人口比重對家庭儲(chǔ)蓄率的正向影響是否會(huì)因?yàn)闃颖镜牟煌嬖陲@著性差異，下面進(jìn)一步從城鄉(xiāng)、區(qū)域和家庭收入層面進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)，估計(jì)結(jié)果見表6。

（1）城鄉(xiāng)異質(zhì)性檢驗(yàn)。在中國城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)下，城鎮(zhèn)和農(nóng)村老年人的贍養(yǎng)方式存在差異，農(nóng)村老年人以子女贍養(yǎng)和自我養(yǎng)老為主，而城鎮(zhèn)老年人以退休養(yǎng)老金和社會(huì)養(yǎng)老為主，使得城鄉(xiāng)家庭的消費(fèi)—儲(chǔ)蓄行為具有差異性，因而需要進(jìn)一步研究城鄉(xiāng)老年人口比重對家庭儲(chǔ)蓄率影響的異質(zhì)性。從模型22和模型23可以看出，城鎮(zhèn)和農(nóng)村家庭老年人口比重對儲(chǔ)蓄率的影響均顯著為正，但農(nóng)村家庭的影響程度高于城鎮(zhèn)家庭。究其原因可能是，城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)水平相對較高，家庭消費(fèi)支出占總收入的比重也較高，相應(yīng)的儲(chǔ)蓄比重會(huì)下降，而農(nóng)村家庭雖然收入水平低，但其基本生活都是自給自足，反而具有相對較高的儲(chǔ)蓄傾向；相比于城鎮(zhèn)地區(qū)，農(nóng)村地區(qū)的養(yǎng)老、醫(yī)療等社會(huì)保障體系不夠健全，使得農(nóng)村面臨的不確定風(fēng)險(xiǎn)更高，隨著中國工業(yè)化和城鎮(zhèn)化進(jìn)程的穩(wěn)步推進(jìn)，農(nóng)村地區(qū)的剩余勞動(dòng)力不斷地向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，加劇了人口年齡結(jié)構(gòu)老化現(xiàn)象，老年人面臨的醫(yī)療、健康和收入不確定性更加強(qiáng)烈，使得農(nóng)村地區(qū)家庭為應(yīng)對更高的不確定風(fēng)險(xiǎn)而擁有更高的預(yù)防性儲(chǔ)蓄。

（2）區(qū)域異質(zhì)性檢驗(yàn)。由于中國老年人口的分布具有區(qū)域異質(zhì)性，將研究樣本分為東部、中部和西部家庭，以考察區(qū)域?qū)用胬夏耆丝诒戎貙彝?chǔ)蓄率影響的異質(zhì)性，回歸結(jié)果見模型24—模型26。結(jié)果顯示，不同區(qū)域?qū)用胬夏険狃B(yǎng)比的回歸系數(shù)均顯著為正，表明不同區(qū)域家庭老年人口比重對儲(chǔ)蓄率均具有顯著的正向影響，但存在區(qū)域差異。具體來看，老年人口比重對家庭儲(chǔ)蓄率的影響程度從高到低依次為西部、東部和中部，即西部家庭老年人口比重對儲(chǔ)蓄率的促進(jìn)作用最大，略高于東部和中部。這可能是因?yàn)槲鞑康貐^(qū)的社會(huì)保障體系和醫(yī)療水平相對比較落后，使得老年人口的消費(fèi)習(xí)慣相對保守，從而具有較高的儲(chǔ)蓄傾向。

（3）收入異質(zhì)性檢驗(yàn)。由于家庭儲(chǔ)蓄率在不同的收入階層呈現(xiàn)較明顯的不均衡特征，有必要從家庭收入層面考察老年人口比重對家庭儲(chǔ)蓄率影響的異質(zhì)性。借鑒李婧和許晨辰的做法［37］，將收入低于40分位數(shù)的家庭（年收入小于等于33000元）定義為低收入家庭，收入高于80分位數(shù)的家庭（年收入大于等于79000元）定義為高收入家庭，中間部分定義為中等收入家庭，估計(jì)結(jié)果見模型27—模型29。結(jié)果顯示，老年撫養(yǎng)比對不同收入家庭的儲(chǔ)蓄率均具有顯著的正向影響，且在不同收入群體中存在差異。具體來看，影響程度會(huì)隨著家庭收入水平的提高而依次遞減，即低收入家庭老年人口比重的儲(chǔ)蓄效應(yīng)最大，隨后依次為中等收入和高收入家庭。究其原因可能在于，較低收入家庭對未來不確定性風(fēng)險(xiǎn)的承受能力較弱，擁有較強(qiáng)的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，而較高收入家庭擁有較強(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力，從而具有較強(qiáng)的消費(fèi)傾向。

五、拓展分析：儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

上述分析得出老年撫養(yǎng)比會(huì)提高家庭儲(chǔ)蓄率的結(jié)論，但并未深入分析兩者關(guān)系中內(nèi)含的儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)?；诶碚撃Ｐ头治龅慕Y(jié)論，進(jìn)一步探討長壽動(dòng)機(jī)、遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)和贍養(yǎng)動(dòng)機(jī)在老年人口比重對家庭儲(chǔ)蓄率邊際影響中的調(diào)節(jié)效應(yīng)（ 考慮到三種儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)在農(nóng)村和城鎮(zhèn)的適用性問題，作者分別對其進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，回歸結(jié)果表明三種儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)不僅會(huì)影響城鄉(xiāng)家庭儲(chǔ)蓄率，而且存在城鄉(xiāng)差異。由于篇幅受限，具體回歸結(jié)果備索。）。因而，在基準(zhǔn)回歸模型中加入老年撫養(yǎng)比和儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的交互項(xiàng)oldit×Mit，實(shí)證考察長壽、遺贈(zèng)和贍養(yǎng)動(dòng)機(jī)對家庭儲(chǔ)蓄決策的直接影響及其調(diào)節(jié)效應(yīng)，具體模型如下：

Sijt=b0+b1oldijt+b2oldijt×Mijt+b3Mijt+b4Xijt+μj+ηt+εijt（9）

其中，M為調(diào)節(jié)變量，分別用長壽動(dòng)機(jī)、遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)和贍養(yǎng)動(dòng)機(jī)表示，b為估計(jì)系數(shù)。為了減少回歸方程中變量之間多重共線性的影響，對老年撫養(yǎng)比和調(diào)節(jié)變量進(jìn)行中心化處理，通過檢驗(yàn)該交互項(xiàng)系數(shù)的顯著性來分析其調(diào)節(jié)效應(yīng)。

1. 長壽動(dòng)機(jī)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

長壽動(dòng)機(jī)是決定老年人儲(chǔ)蓄決策的重要基礎(chǔ)，但壽命延長帶來的儲(chǔ)蓄效應(yīng)具有模糊性。一方面，老年人會(huì)為更長的壽命增加儲(chǔ)蓄；另一方面，壽命延長也會(huì)強(qiáng)化老年人“及時(shí)行樂”的消費(fèi)動(dòng)機(jī)，從而抑制儲(chǔ)蓄率。借鑒昌忠澤和姜珂年的做法［35］，采用CFPS數(shù)據(jù)庫問卷中“過去一個(gè)月您吸煙嗎”這一問題來衡量長壽動(dòng)機(jī)，將吸煙賦值0，不吸煙賦值1，若數(shù)值越大表示長壽動(dòng)機(jī)越大?；跇?gòu)建的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型，用長壽動(dòng)機(jī)作為儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的衡量指標(biāo)，估計(jì)結(jié)果見表7中的模型30。結(jié)果表明，長壽動(dòng)機(jī)對家庭儲(chǔ)蓄率的直接影響系數(shù)為0.017，且滿足1%的顯著性水平，說明長壽動(dòng)機(jī)確實(shí)可以提高家庭儲(chǔ)蓄率，即預(yù)期壽命延長帶來的正向儲(chǔ)蓄效應(yīng)大于其負(fù)向儲(chǔ)蓄效應(yīng)，凈效應(yīng)為正；老年撫養(yǎng)比與長壽動(dòng)機(jī)交互項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說明長壽動(dòng)機(jī)不僅可以直接提高家庭儲(chǔ)蓄率，還可以作為調(diào)節(jié)因素在老年人口比重和家庭儲(chǔ)蓄率之間產(chǎn)生顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)，表明長壽動(dòng)機(jī)會(huì)在一定程度上削弱了老年人口比重對家庭儲(chǔ)蓄率的促進(jìn)作用。

2. 遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)是影響家庭消費(fèi)—儲(chǔ)蓄和財(cái)富代際轉(zhuǎn)移決策的重要因素。中國老年人通常不符合生命周期理論所假設(shè)的將自己一生的收入用來平滑消費(fèi)的情形，而是擁有較強(qiáng)的遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)。他們會(huì)為了給下一代留下遺產(chǎn)而抑制當(dāng)前的消費(fèi)傾向，提高家庭的儲(chǔ)蓄率，即存在正向的遺贈(zèng)效應(yīng)。借鑒張誠和唐成的做法［58］，考慮到傳統(tǒng)觀念中普遍認(rèn)為男孩是家庭財(cái)產(chǎn)主要繼承人，且從“競爭性儲(chǔ)蓄”視角出發(fā)，認(rèn)為有男孩的家庭會(huì)為了提高孩子在婚姻市場上的競爭力，傾向于增加儲(chǔ)蓄。因此，利用家庭中男孩數(shù)量占子女?dāng)?shù)量的比重來衡量遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)，調(diào)節(jié)效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果見表7中模型31。結(jié)果顯示，遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)的直接影響系數(shù)為0.013，且在1%的水平上顯著。這意味著家庭老年人口存在顯著的正向遺贈(zèng)效應(yīng)，即遺產(chǎn)動(dòng)機(jī)越強(qiáng)，儲(chǔ)蓄水平越高，與前面的理論模型一致，充分解釋了遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)也是造成中國家庭高儲(chǔ)蓄問題的原因之一。而老年撫養(yǎng)比和遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)的交互項(xiàng)不顯著，說明遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)不能顯著調(diào)節(jié)家庭老年人口比重對儲(chǔ)蓄率的影響效應(yīng)，這可能是因?yàn)榫用竦倪z贈(zèng)動(dòng)機(jī)并非只有進(jìn)入老年期才有，而是在不同的年齡階段都能對家庭的消費(fèi)—儲(chǔ)蓄行為產(chǎn)生影響。

3. 贍養(yǎng)動(dòng)機(jī)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

中國家庭素來具有贍養(yǎng)父母的傳統(tǒng)美德，贍養(yǎng)動(dòng)機(jī)作為家庭消費(fèi)—儲(chǔ)蓄決策的重要因素，會(huì)在一定程度上抑制家庭儲(chǔ)蓄率的提高。由于成年子代對老年父代的贍養(yǎng)比例可以視為子女對父母的孝順程度，借鑒李婧和許晨辰的做法［37］，采用“是否祭祖/掃墓”作為衡量贍養(yǎng)動(dòng)機(jī)的代理變量。由于CFPS數(shù)據(jù)庫中僅有2010、2012和2014年的問卷涉及“是否祭祖/掃墓”變量，因此贍養(yǎng)動(dòng)機(jī)的檢驗(yàn)只包括這三年的觀測值，調(diào)節(jié)效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果見表7中模型32。結(jié)果顯示，贍養(yǎng)動(dòng)機(jī)的直接影響系數(shù)為-0.021，且滿足1%的顯著性水平，說明子女越孝順，家庭的儲(chǔ)蓄水平越低，即贍養(yǎng)動(dòng)機(jī)會(huì)對家庭儲(chǔ)蓄率產(chǎn)生抑制作用，驗(yàn)證了理論模型的結(jié)論。而老年撫養(yǎng)比和贍養(yǎng)動(dòng)機(jī)的交互項(xiàng)系數(shù)不顯著，說明贍養(yǎng)動(dòng)機(jī)并沒有在老年人口比重的儲(chǔ)蓄效應(yīng)中起到調(diào)節(jié)作用。這可能是因?yàn)橘狆B(yǎng)動(dòng)機(jī)的出發(fā)點(diǎn)是成年人，主要降低成年人的儲(chǔ)蓄水平，對老年人口的影響較小。

六、結(jié)論與啟示

通過構(gòu)建一個(gè)包含家庭、企業(yè)和政府的三期世代交疊模型，使用2010—2018年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS），分析老年人口比重對家庭儲(chǔ)蓄率的影響，并注重分析長壽、遺贈(zèng)和贍養(yǎng)動(dòng)機(jī)的調(diào)節(jié)效應(yīng)。研究結(jié)果表明：第一，老年撫養(yǎng)比對家庭儲(chǔ)蓄率具有顯著的正向影響，意味著老年人口比重增加會(huì)顯著提高家庭儲(chǔ)蓄率；通過更換被解釋變量、核心解釋變量、計(jì)量方法等穩(wěn)健性檢驗(yàn)后的結(jié)論依然成立；通過工具變量估計(jì)法消除內(nèi)生性的回歸結(jié)果也仍然十分穩(wěn)??；進(jìn)一步引入醫(yī)療支出風(fēng)險(xiǎn)、健康不確定性、收入不確定性和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)變量的補(bǔ)充性檢驗(yàn)結(jié)果再一次證實(shí)了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。第二，老年人口比重對家庭儲(chǔ)蓄率的正向影響在城鄉(xiāng)、區(qū)域和收入層面存在異質(zhì)性，其中，農(nóng)村、西部和低收入家庭老年人口比重對儲(chǔ)蓄率的影響程度較大。第三，長壽動(dòng)機(jī)和遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)是提高家庭儲(chǔ)蓄率的重要因素，且長壽動(dòng)機(jī)擁有負(fù)向調(diào)節(jié)作用；贍養(yǎng)動(dòng)機(jī)會(huì)直接降低家庭儲(chǔ)蓄率，其調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。

針對上述研究結(jié)論，提出相應(yīng)的政策建議：第一，逐漸完善老年消費(fèi)市場，充分釋放家庭消費(fèi)活力。當(dāng)前中國老年消費(fèi)市場尚不完善，老年產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對欠缺，從而導(dǎo)致老年人口的消費(fèi)潛力不足，可以通過促進(jìn)“銀發(fā)經(jīng)濟(jì)”的發(fā)展加速釋放老年人口的消費(fèi)潛力。發(fā)展老年產(chǎn)業(yè)需要從老年人的實(shí)際需求入手，層層遞進(jìn)地將“銀發(fā)市場”覆蓋到每個(gè)領(lǐng)域，如滿足老年人生存需求的老年照料和護(hù)理行業(yè)、老年人生活日用品產(chǎn)業(yè)等。此外，政府部門既要加大出臺(tái)稅收優(yōu)惠、信貸支持等有效措施的力度，也要注重吸引企業(yè)、公眾等市場力量積極參與，以共同助力老年產(chǎn)業(yè)發(fā)展。第二，有效利用老年人口帶來的資本積累效應(yīng)。由于居民各種強(qiáng)烈的儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，老年人口增加不僅沒有帶來儲(chǔ)蓄率的下降，反而促進(jìn)了儲(chǔ)蓄率的增加，但儲(chǔ)蓄大多以存款的形式存在，無法有效轉(zhuǎn)化成投資。因此，需要健全現(xiàn)有國有或私有養(yǎng)老保險(xiǎn)體系，有效推動(dòng)養(yǎng)老信托、老年人金融產(chǎn)品和服務(wù)的發(fā)展，樹立“以老養(yǎng)老”的理念，以此將老年人口帶來的新增儲(chǔ)蓄合理地轉(zhuǎn)化為投資，從而有效促進(jìn)資本轉(zhuǎn)化和資本形成，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)長期高質(zhì)量發(fā)展。第三，重視老年人口對家庭儲(chǔ)蓄率影響中的城鄉(xiāng)、區(qū)域和收入差異。針對農(nóng)村老年家庭儲(chǔ)蓄率較高的現(xiàn)狀，破除城鄉(xiāng)社會(huì)保障體系的分割障礙，全面提高農(nóng)村的養(yǎng)老和醫(yī)療保障水平，解決其養(yǎng)老、醫(yī)療保險(xiǎn)的繳納缺口，緩解農(nóng)村老年人長期依靠子女贍養(yǎng)的現(xiàn)狀。同時(shí)，切實(shí)保障西部地區(qū)和低收入家庭的醫(yī)療、養(yǎng)老等社會(huì)保障權(quán)益，并通過采取有效措施提高他們的家庭收入，以增強(qiáng)其應(yīng)對不確定性風(fēng)險(xiǎn)的能力，緩解此類家庭長期依靠“儲(chǔ)蓄養(yǎng)老”的現(xiàn)狀。此外，需要進(jìn)一步加強(qiáng)全國統(tǒng)一養(yǎng)老保險(xiǎn)信息平臺(tái)的建設(shè)，實(shí)現(xiàn)跨地區(qū)參保信息的錄入，并共享和銜接地區(qū)間的養(yǎng)老保險(xiǎn)賬戶信息，讓經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)可以享受與發(fā)達(dá)地區(qū)同等的養(yǎng)老保障權(quán)益。第四，充分認(rèn)識(shí)儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的調(diào)節(jié)效應(yīng)。針對預(yù)期壽命不斷延長的現(xiàn)狀，實(shí)行彈性退休年齡制度，有效提高老年人口的勞動(dòng)參與率，這既有利于減少老年生活的不確定性風(fēng)險(xiǎn)，釋放老年人的消費(fèi)潛力，又可以減輕家庭的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)，實(shí)現(xiàn)從“養(yǎng)兒防老”、“儲(chǔ)蓄養(yǎng)老”轉(zhuǎn)向“以老養(yǎng)老”。廣泛宣傳減少遺產(chǎn)贈(zèng)予，提升消費(fèi)水平，這不僅有利于緩解遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)對家庭儲(chǔ)蓄率的促進(jìn)作用，還能夠有效調(diào)節(jié)社會(huì)財(cái)富的再分配。持續(xù)弘揚(yáng)中華民族傳統(tǒng)美德，切實(shí)做好家庭中老人贍養(yǎng)工作，子女注重對老人的經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)和生活照料，真正實(shí)現(xiàn)老有所養(yǎng)、老有所依。

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The Impact of the Proportion of Elderly Population on Household

Savings Rate in China： On the Moderating Effect of Saving Motives YANG? Xiaojun， RAN? Xulan

Abstract： In the context of the gradual deepening of China’s aging， this paper explores the impact of proportion of elderly population on household savings rate， and attempts to explain the phenomenon of high savings in Chinese households， which can provide suggestions and references for government departments to formulate relevant population and social security policies. By introducing longevity， bequest， and maintenance motives to expand the Three-Period Overlapping Generation model， an endogenous household savings function? including the maximization of households， enterprises and the government utility? is constructed， and the internal logic of the effect of? proportion of elderly population? on the saving rate is expounded. On this basis， this study empirically tests the direct impact of proportion of seniors on household savings rate and the moderating effects of saving motives by using data of the China Family Panel Studies from 2010 to 2018. The results show that： proportion of elderly population can significantly increase household savings rate， and the results of robustness and endogeneity tests still support this conclusion. The factors that have significant negative impacts on household savings rate include risk of medical expenditure， uncertainty of health and income， and social network. At the urban-rural， regional and household income levels， the proportion of the elderly population in rural， western and low-income households has a great impact on the savings rate. Among savings motives， longevity and bequest motive can significantly increase the household saving rate， while the maintenance motive has a inhibitory effect. Longevity motive has a negative moderating effect， but the moderating effect of bequest and maintenance motive is not significant. Based on the above analysis， corresponding policy suggestions are put forward. It’s suggested to gradually improve the elderly consumption market， fully release the vitality of household consumption， effectively use the capital accumulation effect brought by elderly population， pay attention to the urban-rural， regional， and income differences in the impact of proportion of elderly population on household savings rates， and fully understand the moderating effect of savings motives.

Keywords：proportion of elderly population；household savings rate；overlapping generations model；saving motives

收稿日期：2022-12-22；

修訂日期：2023-05-20

基金項(xiàng)目：國家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“城市體系視角下人口增長的協(xié)同效應(yīng)與空間格局優(yōu)化研究”（22BRK018）。

作者簡介：楊曉軍，中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授；冉旭蘭，中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院碩士研究生。

［責(zé)任編輯 武 玉］