人口流動、年齡結(jié)構(gòu)對我國城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響研究

曾小康，孫英雋

（上海理工大學(xué) 管理學(xué)院，上海 200093）

一、引言

諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎獲得者斯蒂格利茨曾說：“中國的城鎮(zhèn)化與美國的高科技發(fā)展將是深刻影響21世紀(jì)人類發(fā)展的兩大課題?！蔽覈鐣Y(jié)構(gòu)在城市和鄉(xiāng)村上的二元分割所造成的城鄉(xiāng)差距促使我國農(nóng)村人口大規(guī)模向城市流動。據(jù)《中國流動人口發(fā)展報告2017》披露，2016年我國流動人口規(guī)模為2.45億人，占2016年末總?cè)丝?7.7%，相比上一年減少了171萬人，這也是在2014年達(dá)到峰值2.53億人后，迎來了流動人口總量的第二年下降。流動人口規(guī)模龐大，在為城市建設(shè)和發(fā)展貢獻(xiàn)中堅力量的同時，也極大程度上改變了城市的人口結(jié)構(gòu)。

自改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展孕育了我國雄厚的儲蓄水平，雖飽受西方國家詬病，但是高儲蓄也為我國經(jīng)濟(jì)的高速增長提供了不可或缺的穩(wěn)健力量。我國居民部門也雖有高儲蓄率之嫌，但立足于城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)視角上卻不可一概而論。如圖1所示，我國城市居民人均儲蓄率自2000年以來呈上升趨勢，僅在個別年份稍有跌勢；我國農(nóng)村居民人均儲蓄率在2004年以前一直高于城鎮(zhèn)居民，但隨后卻一直低于城鎮(zhèn)水平，且二者在近幾年差距逐漸拉開。導(dǎo)致這一分化的直接原因在于城市居民收入增長率高于農(nóng)村，農(nóng)村居民消費增長率高于城市或者二者兼而有之。

圖1 2000—2016年我國城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民人均儲蓄率變化

鑒于人口結(jié)構(gòu)直接作用于儲蓄主體，學(xué)者徐延明（2016）[1]試圖從人口結(jié)構(gòu)上解釋這一現(xiàn)象，認(rèn)為城市和農(nóng)村的人口年齡結(jié)構(gòu)發(fā)生了變化，其中城鎮(zhèn)地區(qū)少兒撫養(yǎng)比大幅下降以及老年撫養(yǎng)比的不斷上升，是我國城鎮(zhèn)地區(qū)乃至全國居民儲蓄率居高不下的人口根源。反觀同期的城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)的人口撫養(yǎng)比，如圖2所示，少兒撫養(yǎng)比在城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)走勢吻合，但是二者不在同一水平，農(nóng)村地區(qū)要高于城市地區(qū)10%左右。老年撫養(yǎng)比的地區(qū)差異則較為復(fù)雜，農(nóng)村老齡化程度貌似一直高于城市，且自2010年以來城市老年撫養(yǎng)比開始保持較低水平。對比圖1，可以發(fā)現(xiàn)在2004年，城鎮(zhèn)儲蓄率出現(xiàn)逆轉(zhuǎn)，農(nóng)村老年撫養(yǎng)比脫離城鎮(zhèn)水平，這是否只是巧合，還是人口或者說是勞動力的跨地區(qū)流動悄然地改變了這種趨勢？這是否意味著隨著人口的流動與遷徙，儲蓄主體發(fā)生了轉(zhuǎn)變呢？本文試圖從人口流動的視角解釋城鄉(xiāng)人口年齡結(jié)構(gòu)的差異，進(jìn)而探討流入人口是否通過影響人口年齡結(jié)構(gòu)作用于城市居民的儲蓄狀況。這將為解釋我國城市和農(nóng)村“少子化”和“老齡化”人口問題差異提供一個新的思路，也試圖給我國居民部門儲蓄率居高不下提供一種新的視角。

圖2 2000—2015年我國城鎮(zhèn)人口撫養(yǎng)比和農(nóng)村人口撫養(yǎng)比變化

二、文獻(xiàn)綜述

自人口流動模型提出以來，學(xué)界開始聚焦人口流動與消費和儲蓄之間的關(guān)系，尤其是在欠發(fā)達(dá)國家，該現(xiàn)象引起了廣大學(xué)者的濃厚興趣。Todaro（1969）[2]開創(chuàng)性地建立了城市 -農(nóng)村移民的兩部門模型，認(rèn)為移民數(shù)量與城鄉(xiāng)預(yù)期收入差異密切相關(guān)，且預(yù)期收入差距越懸殊，移民數(shù)量越龐大。由于國外學(xué)者考察對象不一，國情有別，因而人口流動對儲蓄率的影響具有不確定性。Galor and Stark（1991）[3]指出移民與本地人口收入差異更多的是因為激勵的差異，而非特征的差異，而且移民回遷意愿越高，相應(yīng)地儲蓄率也會越高。與此相反的是，Amuedo-Dorantes and Pozo（2002）[4]考察了美國1979年青年群體移民與當(dāng)?shù)厝藶榉乐故杖氩淮_定性而采取的預(yù)防性儲蓄行為，發(fā)現(xiàn)移民相較于本地人擁有更少的財富積累。Dustmann（1997）[5]基于跨國移民在隨機環(huán)境中回遷和消費的生命周期模型，發(fā)現(xiàn)移民與當(dāng)?shù)厝说念A(yù)防性儲蓄水平并沒有明顯的差別，認(rèn)為這取決于東道國與本國勞動力市場的風(fēng)險和沖擊的相關(guān)性。

在我國也不乏研究人口年齡結(jié)構(gòu)對儲蓄（率）的相關(guān)文獻(xiàn)，但是鮮有將人口流動與遷移納入研究體系中的相關(guān)論述。不過，有不少學(xué)者在人口流動與消費方面做出了廣泛探討。譚江蓉和楊云彥（2012）[6]考察了農(nóng)村居民消費與人口流動和老齡化之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)人口外流和人口老齡化均不同程度地對農(nóng)村居民的消費具有顯著的刺激作用。同樣地，聶正彥和苗紅川（2014）[7]通過分析勞動力流動影響農(nóng)村居民消費的傳導(dǎo)路徑，認(rèn)為工資性收入的提高和老齡化程度加深是推動農(nóng)村居民消費的主要原因，而且勞動力流動對于農(nóng)村居民消費的影響其間接效應(yīng)大于直接效應(yīng)。譚蘇華等（2015）[8]基于流動人口在城市的消費現(xiàn)狀分析得出，流動人口家庭的城市生活水平已邁入小康水平，但由于制度約束和匯款行為的普遍存在仍然伴隨著低消費、高儲蓄的特征。王韜和毛建新（2015）[9]立足于流動人口家庭與城鎮(zhèn)家庭的消費差異，利用分位數(shù)回歸發(fā)現(xiàn)，流動人口家庭隨著收入提高其消費傾向走弱，儲蓄意愿增強。郭東杰和余冰心（2016）[10]利用我國省際面板數(shù)據(jù)研究了撫養(yǎng)水平、人口變遷和居民消費之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)跨地區(qū)人口流動擴(kuò)大了整個居民部門的消費水平，但是對于人口流出地區(qū)卻是不利的。換言之，流動人口流入城市后提高了自身消費水平。也有學(xué)者從儲蓄角度考察了流動人口的儲蓄行為。譚靜、余靜文和饒璨（2014）[11]從二元結(jié)構(gòu)和回遷意愿的視角解釋了流動人口對于我國高儲蓄率的貢獻(xiàn)，發(fā)現(xiàn)回遷意愿越強，流動人口儲蓄率越高，且農(nóng)業(yè)戶籍、非正規(guī)就業(yè)以及藍(lán)領(lǐng)階層由于自身就業(yè)的不確定性和不穩(wěn)定性存在過高的儲蓄水平。

通過前文綜述可以發(fā)現(xiàn)，流動人口的消費行為和儲蓄行為與流入地居民存在較大差異，這種差異在世界上不同國家表現(xiàn)也不同，結(jié)論不一，但是在我國流動人口存在著高儲蓄、低消費的現(xiàn)狀是毋庸置疑的。值得注意的是，在我國平均每6個人之中就有1人為流動人口，在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的一線城市中，由于薪資待遇較高，將存在著更高比例的流動人口。不禁疑問，城鄉(xiāng)儲蓄水平的差異是否是人口的流動和遷移造成的？因此，本文將試圖探尋人口年齡結(jié)構(gòu)變動與流動人口之間的關(guān)系，進(jìn)而考察人口流動對我國城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響。

三、理論模型

（一）個體儲蓄模型

本文基于三階段世代交疊模型，將儲蓄個體按其生命周期以及是否具有勞動能力分為三個階段：少年期、成年期和老年期。并做出如下假設(shè)：

（1）少年期個體將受到同時期成年期個體的撫養(yǎng)，當(dāng)期消費為，無收入和儲蓄。

（2）成年期個體被賦予1個單位的勞動能力，通過工作在t期獲得收入It，該收入主要用于個體當(dāng)期消費、撫養(yǎng)兒女的支出、贍養(yǎng)老人的支出以及轉(zhuǎn)化為儲蓄st。在此期間個體有義務(wù)撫養(yǎng)Rc名少年期個體、贍養(yǎng)Ro名老年期個體。t期利率水平為rt。

（3）個體進(jìn)入老年期將不再勞動，無收入和儲蓄動機。其當(dāng)期消費為，消費來源于成年期的儲蓄 st與養(yǎng)老儲蓄占總儲蓄之比 ρ（0＜ρ＜1）的乘積。

基于以上假設(shè)可得：

個體在第二階段的預(yù)算約束為：

個體在第三階段的預(yù)算約束為：

聯(lián)立式（1）和式（2）可解得個體的跨期約束條件為：

個體通過自身消費以及撫養(yǎng)少年個體和老年個體可獲得如下效用：

式中γ和η分別表示成年期個體撫養(yǎng)孩子與贍養(yǎng)老人所獲效用的主觀貼現(xiàn)因子，β為貼現(xiàn)率。個體消費效用采用常數(shù)相對風(fēng)險厭惡效用函數(shù)，該效用函數(shù)滿足以下稻田條件：那么個體決策的基本模型為：

通過構(gòu)造拉格朗日函數(shù)解得：

將式（7）代入式（2）中可求出個體儲蓄水平為：

（二）社會儲蓄模型

該個體所在經(jīng)濟(jì)體滿足以下假定：

1.該經(jīng)濟(jì)體對外開放，貿(mào)易自由，商品和資本可自由流動。因而t時期國內(nèi)利率水平rt與當(dāng)期國際利率水平rˉ始終保持一致。該經(jīng)濟(jì)體社會產(chǎn)出滿足柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)：Yt=At（Kt）α（Lt）1-α，式中At代表t時期的全要素生產(chǎn)率（TFP），Kt代表t時期資本存量，Lt代表t時期勞動人口，此處假設(shè)該經(jīng)濟(jì)體充分就業(yè)，成年期個體均為勞動人口。α表示資本產(chǎn)出彈性，0＜α＜1。勞動回報率為 ωt，t時期的資本回報率等于同期國內(nèi)利率水平rt。

2.經(jīng)濟(jì)體中本包含兩個部門，分別為城市和農(nóng)村，經(jīng)濟(jì)體產(chǎn)出僅由城市部門貢獻(xiàn)，城市部門的資本存量為，勞動人口為。在t時期有的農(nóng)村人口以及伴隨著的資本流動至城市，且滿足 θL＞θK＞0。不考慮人口流入對 TFP 的影響，人口流入后城市迅速恢復(fù)至充分就業(yè)。

根據(jù)以上假設(shè)可得：

該經(jīng)濟(jì)體中企業(yè)所得利潤πt為：

在企業(yè)追求利潤最大化的條件下有：

由式（10）可求得：

將式（12）代入式（11）可得：

由于僅有成年個體具有儲蓄行為，令I(lǐng)t=ωt，個體儲蓄額乘以經(jīng)濟(jì)體中勞動人口數(shù)量得到社會總儲蓄，再除以總產(chǎn)出得到國民總儲蓄的表達(dá)式為：

令國民儲蓄率對θL求偏導(dǎo)，得到：

四、實證分析

（一）模型設(shè)定

根據(jù)理論模型的推導(dǎo)可知，欠發(fā)達(dá)地區(qū)人口流入發(fā)達(dá)地區(qū)（農(nóng)村地區(qū)人口流入城市地區(qū)），流動數(shù)量對于流入地區(qū)的居民儲蓄率水平具有顯著影響，且表現(xiàn)為正向影響。因此，本文將選取城鎮(zhèn)地區(qū)流入人口與本地人口比率來描述該地區(qū)流入人口的規(guī)模，并將其作為解釋變量；根據(jù)儲蓄率的主要影響因素以及前人學(xué)者之研究，將選取人口總撫養(yǎng)比、流入地區(qū)人均可支配收入增長率、宏觀消費比和地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)占地區(qū)生產(chǎn)總值之比作為控制變量。綜上，建立簡單的面板回歸方程：

式中，i表示地區(qū)，t表示時間，SR為儲蓄率，F(xiàn)LOW表示人口流入規(guī)模，TDR表示人口總撫養(yǎng)比，DIR表示人均可支配收入增長率，CR表示消費支出占地區(qū)增加值的比值，ThirdR表示第三產(chǎn)業(yè)占地區(qū)增加值的比值。另外，u為地區(qū)效應(yīng)，ε為隨機擾動項。

在實際經(jīng)濟(jì)中，儲蓄率與人均收入增長率、消費率和第三產(chǎn)業(yè)比重存在相互聯(lián)系，為克服被解釋變量與控制變量間相互影響的內(nèi)生性問題，我們在方程（17）的基礎(chǔ)上引入了儲蓄率的滯后項，得到以下穩(wěn)健性回歸方程：

（二）數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計

本文所采用的樣本為中國31個省份和直轄市2003—2016年的平衡面板數(shù)據(jù)，流動人口數(shù)據(jù)和撫養(yǎng)比數(shù)據(jù)采自2004—2007年的《中國人口統(tǒng)計年鑒》和2008—2017年的《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》，其他數(shù)據(jù)均來自于國家統(tǒng)計局。各變量的計算方法和統(tǒng)計性描述如表1所示。

表1 各變量計算依據(jù)和描述性統(tǒng)計

可以發(fā)現(xiàn)，我國各省市城鎮(zhèn)地區(qū)人口流動比在0.000 5～1.952 5之間不等，其均值也達(dá)到了0.404 3，即在2003—2016年間我國城鎮(zhèn)地區(qū)平均每7個人中就有2人為外來人口，這僅是平均水平，在一線城市及部分二線城市該比例一度超過1，外來人口占比超過本地人口。這也表明我國自改革開放以來雖然城鎮(zhèn)化發(fā)展迅速，但是地區(qū)發(fā)展不平衡、不充分的現(xiàn)狀依然持續(xù)存在。

（三）實證檢驗

為了考察不同估計方法對于回歸結(jié)果的差異，本文首先基于面板回歸的一般方法對于方程（17）進(jìn)行了混合回歸（OLS）、固定效應(yīng)（FE）、隨機效應(yīng)（RE）和可行廣義最小二乘法回歸（FGLS），詳情如表2所示。

表2 儲蓄率的簡單估計

在不考慮時間效應(yīng)的混合回歸中，人口流動和消費率表現(xiàn)顯著，人口流動與城市居民儲蓄率呈正相關(guān)，消費率無疑與儲蓄率之間呈負(fù)向關(guān)系。在考慮時間效應(yīng)的情況下，首先在固定效應(yīng)模型中，人口流動未能通過顯著性檢驗，而城鎮(zhèn)社會的總撫養(yǎng)比對于儲蓄率的影響卻是異常顯著的，且總撫養(yǎng)比與儲蓄率的影響方向符合理論分析的結(jié)論，這表明在全國眾多省市中由于人口流入的規(guī)模差異和結(jié)構(gòu)區(qū)別，流動人口對于儲蓄率的影響是不可混為一談的；其次在隨機效應(yīng)模型中，人口流動對于儲蓄率的影響稍有改善，同時總撫養(yǎng)比對儲蓄率的作用效果有所削弱，這說明對于諸如一線城市中人口流入與儲蓄率之間的關(guān)系是存在個體效應(yīng)的。

在進(jìn)行廣義最小二乘法估計前，對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了組間截面相關(guān)、組間異方差和組內(nèi)自相關(guān)檢驗，發(fā)現(xiàn)該平衡面板均存在不同程度的組間截面相關(guān)、組間異方差和組內(nèi)自相關(guān)。因此，在進(jìn)行估計時分別對以上三種問題進(jìn)行了修正。結(jié)果表明，在不同省份的隨機擾動項為獨立同分布的假設(shè)下，人口流動和總撫養(yǎng)比對于儲蓄率的影響較為顯著，即在不同的省市自治區(qū)城鎮(zhèn)地區(qū)，總撫養(yǎng)比對于儲蓄率影響作用是顯而易見的，同時外來人口也有貢獻(xiàn)。在滿足組間異方差的假設(shè)下，即假設(shè)各省市自治區(qū)城鎮(zhèn)地區(qū)的各指標(biāo)相互獨立，發(fā)展水平參差不齊，這實則符合我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡的現(xiàn)狀，此時人口流動相較于人口總撫養(yǎng)比扮演著更加重要的角色，即流動人口對于儲蓄率的影響比總撫養(yǎng)比更加顯著，同時收入的增長也會推高居民部門的儲蓄率。在不同省份的隨機擾動項同期相關(guān)的假設(shè)下，即在相同時期各省市的指標(biāo)會面臨相似變化，此時人口流動表現(xiàn)依然搶眼，其他變量對儲蓄率的影響與上一假設(shè)下的表現(xiàn)大致相同。

在考慮時間效應(yīng)的模型中，消費率和第三產(chǎn)業(yè)比重對于儲蓄率的影響均表現(xiàn)顯著，消費作為儲蓄的替代行為，毋庸置疑，而第三產(chǎn)業(yè)比重與儲蓄率之間表現(xiàn)為強烈的正向相關(guān)則說明在現(xiàn)階段的中國，區(qū)域經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，儲蓄動機反而越強，這也說明轉(zhuǎn)為儲蓄的相當(dāng)一部分的資本活力未能完全釋放。

由于表2中固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型均采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，在模型選取的取舍中并未能做出判斷。在采用普通標(biāo)準(zhǔn)誤對面板進(jìn)行估計后進(jìn)行豪斯曼（Hausman）檢驗得出相伴概率p=0.0002，拒絕采用隨機效應(yīng)的原假設(shè)。由于儲蓄率還受社會保障、預(yù)期收入等影響，為避免變量遺誤問題引入儲蓄率的滯后項，基于方程（18）對儲蓄率進(jìn)行進(jìn)一步估計和動態(tài)面板估計，同時也將根據(jù)豪斯曼檢驗僅考慮固定效應(yīng)模型。回歸結(jié)果如表3所示。

表3 儲蓄率的穩(wěn)健性估計

引入儲蓄率一階滯后項重新對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行固定效應(yīng)估計，可以發(fā)現(xiàn)，流動人口與人口總撫養(yǎng)比對儲蓄率的影響是較為顯著的，同時消費率的一向顯著表現(xiàn)也被儲蓄率的一階滯后項所掩蓋。值得注意的是，當(dāng)引入儲蓄率滯后項后，回歸方程的擬合優(yōu)度提高了一倍。當(dāng)進(jìn)一步進(jìn)行可行廣義最小二乘法估計時，人口流動對于城鎮(zhèn)居民儲蓄率的貢獻(xiàn)十分顯著，而人口總撫養(yǎng)比也因儲蓄率滯后項的加入黯然失色，甚至與理論推導(dǎo)結(jié)果相悖。

應(yīng)用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行估計，分別采用了差分廣義矩估計（DGMM）和系統(tǒng)廣義矩估計（SGMM）。在差分廣義矩估計中，人口流動和人口總撫養(yǎng)比均對儲蓄率影響顯著，撫養(yǎng)比對儲蓄率產(chǎn)生負(fù)向影響，與理論推導(dǎo)結(jié)論一致。此外，對于擾動項進(jìn)行自相關(guān)檢驗（表3中AR（1）和AR（2）檢驗），結(jié)果表明隨機擾動項僅存在一階自相關(guān)，不存在二階自相關(guān)；且Sargan檢驗的相伴概率顯著，接受不存在過度識別的原假設(shè)，差分廣義矩估計方法成立且可行有效。反觀估計效率更勝一籌的系統(tǒng)廣義矩估計方法，經(jīng)多次設(shè)定和修正，回歸結(jié)果卻不如人意。表3中最后一列給出了系統(tǒng)廣義矩估計的最優(yōu)回歸結(jié)果，其中撫養(yǎng)比估計參數(shù)為正，與理論推導(dǎo)結(jié)果不符，雖然人口流動對儲蓄率影響顯著，但是 Sargan 檢驗、AR（1）和 AR（2）檢驗的相伴概率表明，系統(tǒng)廣義矩估計方法下回歸結(jié)果的說服力有所欠缺。

綜合人口流動對儲蓄率影響的一般估計和穩(wěn)健性估計結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)在我國城鎮(zhèn)地區(qū)外來人口的流入對于解釋城鎮(zhèn)地區(qū)儲蓄率高于農(nóng)村地區(qū)提供了有力依據(jù)。對比圖2中我國城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)的撫養(yǎng)比數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)地區(qū)的撫養(yǎng)比水平要低于農(nóng)村，我國人口流動規(guī)模巨大，農(nóng)村勞動人口向城市候鳥式遷移，不僅能解釋城鎮(zhèn)地區(qū)的低撫養(yǎng)比水平，也能解釋占城鎮(zhèn)人口比重多數(shù)的外來人口由于存在更多不確定性和撫養(yǎng)壓力將具有更強烈的儲蓄動機，進(jìn)而推高城鎮(zhèn)居民的儲蓄率水平。當(dāng)然這一論據(jù)也能從以上的實證分析中找到蹤跡：在進(jìn)行進(jìn)一步的穩(wěn)健性估計中，人口流動的顯著性要優(yōu)于總撫養(yǎng)比，尤其是在可行廣義最小二乘估計中，撫養(yǎng)比由于滯后項的引入失去了對影響儲蓄率的說服力。因此，可以認(rèn)為以勞動力構(gòu)成為主的外來人口流入，助推了城鎮(zhèn)居民的儲蓄率，同時也改變了城鎮(zhèn)人口的年齡結(jié)構(gòu)，稀釋了城鎮(zhèn)的老年、少年人口撫養(yǎng)比。

五、結(jié)論

本文基于生命周期理論，利用三期世代交疊模型和一國儲蓄率模型，選取我國31個省、市和自治區(qū)2003—2016年的平衡面板數(shù)據(jù)，實證分析了我國流動人口和年齡結(jié)構(gòu)對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響。分析結(jié)果表明：人口流入對城鎮(zhèn)居民儲蓄率具有顯著的正向影響，人口總撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民儲蓄率具有顯著的負(fù)向影響。當(dāng)同時考察流動人口與總撫養(yǎng)比對儲蓄率影響的顯著性時發(fā)現(xiàn)，流動人口對儲蓄率的影響更加明顯；當(dāng)引入儲蓄率的一階滯后項，流動人口對于儲蓄率的影響依然顯著，而撫養(yǎng)比卻出現(xiàn)了部分失靈。因此在城鎮(zhèn)地區(qū)，以勞動力作為主力軍的人口流入對于助推我國城鎮(zhèn)居民部門的儲蓄率頗有貢獻(xiàn)，同時總撫養(yǎng)比對于儲蓄率的解釋力度相較于人口流入相形失色。本文的政策啟示在于一向依賴生命周期理論的人口年齡結(jié)構(gòu)，在我國人口流動規(guī)模龐大的國情體制下，對于儲蓄率的影響實則是由于外來人口在悄然改變著城鎮(zhèn)地區(qū)的儲蓄行為主體，進(jìn)而使得年齡結(jié)構(gòu)發(fā)生變化，人口流入對于儲蓄率能產(chǎn)生直接的影響，也能通過改變年齡結(jié)構(gòu)間接影響儲蓄率，直接影響作用大于間接傳導(dǎo)，這為研究我國城鎮(zhèn)部門居民儲蓄率的影響因素提供了一個新的切入點，為解決我國居民部門高儲蓄問題提供了一個新的思路。