“人口紅利”與“儲蓄之謎”
——基于省級面板數(shù)據(jù)的實證分析

王樹,呂昭河

(云南大學(xué) 發(fā)展研究院，云南 昆明 650091)

1 問題的緣起

改革開放至今已有40多年，我國經(jīng)濟(jì)在體量與質(zhì)量上均得到了飛速的發(fā)展，而“人口紅利”則是推動我國經(jīng)濟(jì)高速增長及現(xiàn)代轉(zhuǎn)型的重要動力之一。有學(xué)者將人口紅利定義為：快速的人口轉(zhuǎn)變過程中，死亡率下降提早于出生率下降而引發(fā)時滯效應(yīng)，之后，由于出生率的快速下降，致使人口年齡結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)“中間大、兩頭小”的形態(tài)，從而使得勞動力人口占比在一定時期內(nèi)維持較高的水平，進(jìn)而對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生有利的“人口條件”(鐘水印，2016)。就我國的情況而言，建國以來的“第三次生育高峰”與嚴(yán)格的生育控制政策，使我國誕生了這樣的“人口條件”，也有學(xué)者將其稱之為“人口機(jī)會窗口”[注]有學(xué)者認(rèn)為我國“人口機(jī)會窗口”的啟動時間為1990年(于學(xué)軍，1990)，而由“人口機(jī)會窗口”轉(zhuǎn)變?yōu)椤叭丝诩t利”需要的是經(jīng)濟(jì)制度條件與人口條件的共同作用。1978年我國實施改革開放政策以來，大力發(fā)展的勞動密集型產(chǎn)業(yè)與勞動力人口的增加相契合，我國逐漸成為世界制造業(yè)大國，并使經(jīng)濟(jì)得到強(qiáng)勁的增長，因此收獲了第一次人口紅利。從上述概念可知，第一次人口紅利的實現(xiàn)離不開快速的人口轉(zhuǎn)變，而宏觀層面上人口結(jié)構(gòu)的劇烈變化，必然會引發(fā)微觀家庭居民的經(jīng)濟(jì)行為發(fā)生變化，進(jìn)而影響儲蓄率發(fā)生變化。其次，根據(jù)第二次人口紅利的概念，由于壽命延長效應(yīng)及老齡化的加深，居民會為過長的“老齡期”謀劃，因而增加儲蓄，由此提高了國家的資本存量和為經(jīng)濟(jì)增長提供了新的資本條件(Mason et al.，2006；Mason and Lee，2007)。由圖1可知，我國少兒撫養(yǎng)比逐年下降，老年撫養(yǎng)比則逐年增加，總撫養(yǎng)比自2010年下降至最低點的35.6%后有所增加，預(yù)期壽命不斷延長，從1960年的43.7歲增加到2016年的76.3歲。而由圖2可知，自20世紀(jì)80年代以來，我國居民儲蓄率與經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度較為相近的金磚五國相比，一直處于非常高的位置。但是，根據(jù)世界銀行的計算，2007年我國居民儲蓄率到達(dá)39.35%的峰值之后開始逐年下降。由此形成了“人口紅利”與“高儲蓄”同趨勢并行的現(xiàn)象。本文將二者間的內(nèi)在聯(lián)系進(jìn)行了理論分析，并運用實證分析方法進(jìn)行了檢驗。

圖1 中國居民預(yù)期壽命、總撫養(yǎng)比、少兒撫養(yǎng)比與老年撫養(yǎng)比(1959-2016) 數(shù)據(jù)來源：世界銀行數(shù)據(jù)庫

圖2 金磚五國的居民儲蓄率(1970-2016) 數(shù)據(jù)來源：世界銀行數(shù)據(jù)庫

2 國內(nèi)外文獻(xiàn)綜述

2.1 國外文獻(xiàn)綜述

國外針對"人口紅利"與"高儲蓄"的相關(guān)研究寥寥無幾，類似的研究主要集中在三條不同的主線上，一是研究預(yù)期壽命與居民儲蓄的關(guān)系，二是老齡化與儲蓄率之間的關(guān)系，三是人口結(jié)構(gòu)對居民儲蓄的影響研究。因此本文主要從以下三個方面進(jìn)行闡述：

2.1.1 預(yù)期壽命與居民儲蓄的關(guān)系

Ehrlich and Lui(1991)將壽命延長、生育和經(jīng)濟(jì)增長加入到OLG模型中，并將儲蓄作為經(jīng)濟(jì)增長的一個表現(xiàn)形式，驗證了壽命延長與儲蓄之間存在正向效應(yīng)。Futagami and Nakajima(2001)運用一般均衡模型得到了類似的結(jié)論。Bloom等(2003,2007)將健康和壽命延長效應(yīng)加入到標(biāo)準(zhǔn)的生命周期模型當(dāng)中，發(fā)現(xiàn)在壽命延長的預(yù)期會提升工作階段的儲蓄率，并用跨國面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了驗證。Fukuda and Morozumi(2004)運用交叉代際模型通過跨國數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)預(yù)期壽命增加可以提升居民儲蓄。Park and Rhee(2005)通過韓國的微觀數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)撫養(yǎng)比的上升是儲蓄率上升的主要原因之一，此外還有預(yù)期壽命以及消費習(xí)慣等同樣可以解釋儲蓄過高的現(xiàn)象。Lee and Mason(2006)通過不同國家及地區(qū)的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，預(yù)期壽命的增加提高了居民在老年階段的風(fēng)險性，由此增加了居民儲蓄。而Braun等(2009)，以及Kunze(2014)同樣得到了類似的結(jié)論。

2.1.2 老齡化與居民儲蓄的關(guān)系

部分學(xué)者發(fā)現(xiàn)老齡化會減少居民儲蓄，Demery and Duck(2006)通過英國支出調(diào)查數(shù)據(jù)得到了這一結(jié)論。Horioka(2010)通過亞洲的數(shù)據(jù)運用時間序列的方法發(fā)現(xiàn)，持續(xù)的人口老齡化會帶來居民儲蓄率的下降。Yogo(2012)通過生命周期模型發(fā)現(xiàn)退休的老年人越多，他們面臨著健康貶值的風(fēng)險越大，因此會增加健康消費，從而減少了儲蓄。Ongena and Zalewska(2017)發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)很難通過保險的方式獲得人們對健康的認(rèn)同感，而老年人口比例的提高會增加這一群體的消費從而減少了儲蓄。Grigoli(2018)通過多個國家的面板數(shù)據(jù)研究世界儲蓄率的影響因素，發(fā)現(xiàn)人口老齡化的上升會導(dǎo)致儲蓄率的下降。有部分學(xué)者發(fā)現(xiàn)老齡化可以增加儲蓄。Hock and Weil(2006)通過連續(xù)世代交疊模型發(fā)現(xiàn)出生率下降引起的消費增加是短暫的，而老年人增加的預(yù)期會帶來消費水平的下降以及儲蓄率的上升。Curtis等(2015)通過OLG模型以及運用1963-2009年中國的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)老年人的增加意味著子女與父母進(jìn)行更多的代際轉(zhuǎn)移，總體來看增加了居民儲蓄。

2.1.3 撫養(yǎng)比與居民儲蓄相關(guān)研究

人口結(jié)構(gòu)與居民儲蓄的研究歷史悠久，最早可以追溯到Modigliani and Brumberg(1954)的生命周期模型(Life Cycle Model)，這一模型將居民的生命期間分為不同的階段，研究表明撫養(yǎng)比越高儲蓄率越低。Leff(1969)通過實證模型發(fā)現(xiàn)社會撫養(yǎng)比作為一種撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)，與居民的儲蓄率呈現(xiàn)反向變動關(guān)系，這里與Modigliani and Brumberg(1954)的結(jié)論一致。Weil(1999)發(fā)現(xiàn)生育率減少的結(jié)果最終會使得勞動力減少，而在人均資本存量不變的假定下會使勞動力裝備減少的投資轉(zhuǎn)化為居民消費，從而使人均消費水平上升并且減少儲蓄率。Doker等(2016)運用20個發(fā)展中國家1993～2013年的面板數(shù)據(jù)運用多個回歸方程發(fā)現(xiàn)撫養(yǎng)系數(shù)與儲蓄率的關(guān)系會隨著城市化的變化而改變。而部分學(xué)者發(fā)現(xiàn)人口結(jié)構(gòu)與居民儲蓄率的關(guān)系不顯著，Kraay(2000)運用中國的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)人口結(jié)構(gòu)與居民儲蓄沒有顯著關(guān)系。Wilson(2000)通過時間序列數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)人口結(jié)構(gòu)與儲蓄水平關(guān)系不顯著。Ramajo等(2006)通過OECD國家的面板數(shù)據(jù)運用工具變量法發(fā)現(xiàn)人口結(jié)構(gòu)與儲蓄率并沒有顯著關(guān)系。

2.2 國內(nèi)文獻(xiàn)綜述

國內(nèi)學(xué)者關(guān)注于人口紅利相關(guān)因素與儲蓄率的關(guān)系同樣集中于三點：

2.2.1 預(yù)期壽命與儲蓄之間的關(guān)系

賀菊煌(2003)在動態(tài)模型中將儲蓄進(jìn)行內(nèi)生化，其研究發(fā)現(xiàn)壽命延長是導(dǎo)致儲蓄的上升的重要因素，并認(rèn)為如果可以將壽命的不確定性加入模型則更有意義。國內(nèi)其他學(xué)者基于面板數(shù)據(jù)對二者進(jìn)行了大量研究，多數(shù)研究通過面板數(shù)據(jù)得到類似的結(jié)論(鄭長德，2007；范敘春、朱保華，2012；楊繼軍、張二震，2013；孟令國等，2013；張志遠(yuǎn)、張銘洪，2016；耿志祥、孫祁祥，2017；王穎、鄧博文，2017)。金剛等(2015)將預(yù)期壽命分為工作與老年預(yù)期壽命，其中工作預(yù)期壽命與儲蓄率呈負(fù)向關(guān)系，而老年預(yù)期壽命則相反，并且影響儲蓄率的程度由二者共同決定。瞿凌云(2016)通過微觀數(shù)據(jù)的數(shù)值模擬發(fā)現(xiàn)，在當(dāng)前生育率水平下，預(yù)期壽命延長對養(yǎng)老儲蓄率影響是非線性的，并呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢。

2.2.2 老齡化與儲蓄之間的關(guān)系

多數(shù)基于面板數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)老齡化與儲蓄之間具有促進(jìn)作用(唐東波，2007；王森，2010；劉渝琳等，2014；李超、羅潤東，2018)，也有學(xué)者得到不一致的結(jié)論，汪偉、艾春榮(2015)通過將老齡化區(qū)分為負(fù)擔(dān)效應(yīng)與壽命效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)壽命延長的正效應(yīng)會減弱負(fù)擔(dān)效應(yīng)的負(fù)效應(yīng)，其變化存在正負(fù)轉(zhuǎn)換的關(guān)系。另外，也有部分學(xué)者得到了老齡化對儲蓄具有抑制作用的結(jié)論(陳彥斌等，2014；劉國斌、杜云昊，2015；錢先航、王可，2017；汪偉，2017)。

2.2.3 撫養(yǎng)比與儲蓄之間的關(guān)系

在實證方面有大量研究表明少兒撫養(yǎng)比增加會導(dǎo)致儲蓄下降(袁志剛、宋錚，2000；王德文等，2004；鄭長德，2007；蔣云赟，2009；汪偉，2010；董麗霞、趙文哲，2011；徐升艷等，2013；劉渝琳等，2014；劉鎧豪、劉渝琳，2015；孫濤、姜樹廣，2016；徐延明，2016)；也有研究發(fā)現(xiàn)二者存在促進(jìn)的作用(楊繼軍、張二震，2013)。大量研究表明老年負(fù)擔(dān)比對儲蓄率呈現(xiàn)正向影響(鄭長德，2007；蔣云赟，2009；劉渝琳等，2014；劉鎧豪、劉渝琳，2015)，也有部分研究發(fā)現(xiàn)二者呈現(xiàn)負(fù)向關(guān)系(王德文等，2004；汪偉，2010；董麗霞、趙文哲，2010；楊繼軍、張二震，2013；孫濤、姜樹廣，2016)；少數(shù)研究表明二者關(guān)系不顯著，或呈現(xiàn)動態(tài)關(guān)系(董麗霞、趙文哲，2013；徐升艷等，2013；趙文哲、董麗霞，2013)。

2.3 國內(nèi)外文獻(xiàn)評述

上述文獻(xiàn)主要基于人口結(jié)構(gòu)和預(yù)期壽命的視角來研究居民儲蓄，相比較而言，針對預(yù)期壽命與儲蓄率的關(guān)系較為一致，近乎所有與預(yù)期壽命相關(guān)的文獻(xiàn)皆表示其與儲蓄率之間呈正向關(guān)系，即預(yù)期壽命的增加會提升居民的儲蓄率。然而在人口撫養(yǎng)比與儲蓄的研究領(lǐng)域則并無一致結(jié)果，多數(shù)研究從不同的視角來入手，其核心解釋變量主要是少兒撫養(yǎng)比，老年撫養(yǎng)比，或者兼而有之。但相關(guān)的計量工具，研究方法及數(shù)據(jù)來源不同，致使研究的結(jié)論各異。因此，本文的創(chuàng)新之處在于：1.基于人口紅利的理論視角來分析我國的居民儲蓄率；將兩次人口紅利的人口特征全部運用于數(shù)理及實證模型中。2.在理論模型的分析上引入了預(yù)期壽命，且推導(dǎo)出人口結(jié)構(gòu)、預(yù)期壽命對儲蓄率的影響。3.運用動態(tài)的門檻模型研究了少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比在不同的收入門檻內(nèi)與儲蓄間的趨勢變化。

3 數(shù)理模型分析

3.1 家庭儲蓄模型

代表性行為人在成年階段的預(yù)算約束為：

(1)

代表性行為人在老年階段的預(yù)算約束為：

(2)

由此得到兩階段跨期的約束條件：

(3)

由于我國居民深受儒家文化影響，從撫養(yǎng)孩子和贍養(yǎng)老人的過程中可以得到效用，由此得到整體的效用函數(shù)為：

(4)

上式中，β表示時間的貼現(xiàn)因子；φ表示處于成年階段的行為人從撫養(yǎng)孩子的過程中得到的貼現(xiàn)率；τ表示成年階段的行為人從贍養(yǎng)老人的過程中得到的貼現(xiàn)率；大小皆在0到1之間。且效用函數(shù)采取對數(shù)形式。根據(jù)效用最大化原則以及給定的跨期約束條件得到均衡方程為：

C1= φC2

(5)

(6)

(7)

將(5)、(6)和(7)式代入(3)式可得：

(8)

將(8)式代入(7)式，再代入(2)式可得：

(9)

3.2 國家的儲蓄模型

(10)

(11)

由(10)式可知：

(12)

根據(jù)(12)和(11)式可得：

(13)

將(12)式代入Cobb-Douglas 生產(chǎn)函數(shù)得：

(14)

將(13)式代入(9)式，乘以當(dāng)期的勞動人數(shù)，然后除以社會的總產(chǎn)出，由此得到社會的總儲蓄為：

(15)

由(15)式對預(yù)期壽命求導(dǎo)，因為：

yd·φ+1+od·τ>0

(16)

所以：

(17)

容易得：

(18)

(19)

根據(jù)數(shù)理模型的推導(dǎo)，本文給定了需要檢驗的三個假說：

假說一：在上述的假設(shè)條件下，居民的預(yù)期壽命如果增加，由于要為了“過長的老年期”提前儲蓄，導(dǎo)致居民的整體儲蓄率上升，即預(yù)期壽命對儲蓄率具有促進(jìn)作用。

根據(jù)上述的假定，少兒、老年撫養(yǎng)比作為社會的純消費群體，自身難以通過勞動獲得收入，其數(shù)量的增加都會增加整個社會的消費，即會導(dǎo)致儲蓄的減少，由此得到：

假說二：少兒撫養(yǎng)比對儲蓄率具有抑制作用。

假說三：老年撫養(yǎng)比對儲蓄率具有抑制作用。

4 實證分析

4.1 模型設(shè)定

本文主要基于兩次人口紅利的人口特征因素來分析我國高儲蓄的現(xiàn)象，因此將少兒撫養(yǎng)比(Ydr)、老年撫養(yǎng)比(Odr)兩個人口結(jié)構(gòu)指標(biāo)和人口預(yù)期壽命的替代指標(biāo)：人口死亡率(Dr)作為核心解釋變量。由于本文運用了各省份的數(shù)據(jù)，這些數(shù)據(jù)具有一定的內(nèi)生性，主要包括居民的儲蓄習(xí)慣，財政政策實施力度等，其來源于省份的個體特征，本文選用面板數(shù)據(jù)來消減這類內(nèi)生性。模型分析上首先選用固定效應(yīng)(Fe)和隨機(jī)效應(yīng)(Re)兩種靜態(tài)面板模型，其次選用動態(tài)面板模型，分別是DIFGMM方法和SYGMM方法。通常來講SYSGMM是DIFGMM的優(yōu)化模式，且在估計效率上也更高(ArellanoandBover，1995)。Blundell和Bond(1999)對這個模型進(jìn)行了更加成熟的改善。因此，本文選用SGMM模型以獲得更有效的工具變量從而進(jìn)行更好的估計。SYS-GMM的水平和差分方程分別為：

水平方程：Yit=β1Yit-1+β2Xit+μi+εit

(20)

可以用的工具變量：D.Y[i,t-2][注]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：D.Yit=β1D.Yit-1+β2D.Xit[注]通過水平方程取差分得到。+D.εit

(21)

可以用的工具變量:Y[i,t-3]，Y[i,t-4]……

參考范敘春和朱保華(2012)的設(shè)定，為了防止擾動項的相關(guān)效應(yīng)，因此需要加入Y的滯后三階。(22)式中，μi代表地區(qū)固定差異項，εi表示隨機(jī)擾動項。儲蓄率計量公式為：

(22)

其中，Ydr、Odr分別表示少兒撫養(yǎng)比及老年撫養(yǎng)比；RGDP為人均實際GDP(支出法)，代表了居民的人均可支配收入，并進(jìn)行了CPI平減；INF表示通貨膨脹率，用來體現(xiàn)物價變化對儲蓄率的影響；GDPr為各省GDP(支出法)的增長率；FDD表示金融發(fā)展指數(shù)，這里以各省份金融機(jī)構(gòu)年度貸款余額與支出法GDP的商來表示；公共財政支出比(GF)用政府公共財政支出占GDP的比例來表示；INL表示工業(yè)化率，用工業(yè)增加值除以支出法GDP；TIR表示產(chǎn)業(yè)高級化，即用我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占總就業(yè)人數(shù)的比例。

4.2 變量的計算依據(jù)和描述性統(tǒng)計

模型選用我國的29個[注]由于重慶市1997年前的數(shù)據(jù)缺失，而西藏部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，因此將二者剔除。省市自治區(qū)1989～2015年共27年的省級面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。撫養(yǎng)比系數(shù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》，其他變量來自《中國統(tǒng)計年鑒》以及《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》。具體的計算依據(jù)和描述如下：

表1 各變量計算依據(jù)和統(tǒng)計性描述

4.3 初始計量

本文主要通過靜態(tài)面板和動態(tài)面板兩種方法進(jìn)行初始的計量分析，從計量結(jié)果可以看到，無論是靜態(tài)面板還是動態(tài)面板，Dr與Sr的回歸系數(shù)非常顯著，并且符號為負(fù)，由此證明了壽命的增加會帶來儲蓄率升高。Ydr與Sr同樣具有顯著的抑制作用，這里與本文的數(shù)理模型結(jié)論一致，根據(jù)我國實際情況，原因為：首先，生育控制導(dǎo)致Ydr不斷下降，由于養(yǎng)育費用降低，儲蓄動機(jī)則會變得更為明顯；其次，由于生育數(shù)量的減少，導(dǎo)致家庭在養(yǎng)育孩子的行為上進(jìn)行了“數(shù)量質(zhì)量”替代，即為了孩子可以更好的發(fā)展，會對其教育資源進(jìn)行投資從而提前儲蓄(齊天翔，2000)；最后，高房價及我國購買房屋的首付要求，父母為了孩子需要進(jìn)行預(yù)防性儲蓄。Odr對儲蓄率具有促進(jìn)作用，這里與數(shù)理模型有不一致的地方，但與很多現(xiàn)有的結(jié)論一致，首先，基于“二次人口紅利”的理論，老齡化的加深和壽命的延長會讓很多居民為了養(yǎng)老而增加儲蓄。且我國法定退休年齡在多年內(nèi)沒有變化，很多居民在年輕時已經(jīng)對養(yǎng)老時間延長存在著預(yù)期，這樣會加強(qiáng)居民的預(yù)防性養(yǎng)老，因此會導(dǎo)致居民進(jìn)行過度儲蓄。其次，由于我國的社會保障制度有待完善，使得居民在退休后面臨“養(yǎng)老”和“防病”等困擾，因此這一回歸系數(shù)顯著為正。最后，本模型數(shù)據(jù)的結(jié)構(gòu)長度為27年，其中多數(shù)的老年人于我國40-50年代出生，這一代的老年人具有“勤儉節(jié)約”等優(yōu)良品質(zhì)，因此他們的消費減少而進(jìn)行更多儲蓄。

4.4 穩(wěn)健性檢驗

模型采用三種方法來進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。參考郭峰(2015)、劉鎧豪(2017)和戴翔、劉夢(2018)關(guān)于穩(wěn)健性的檢驗方法，第一種，采取剔除異常值的方法，對核心變量進(jìn)行縮尾，將儲蓄率、人口死亡率、少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比中5%以及95%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5%以及95%分位

數(shù)的數(shù)值。第二種，將作為核心解釋變量的Ydr和Odr分別替換為少兒、老年與總?cè)丝跀?shù)之比。第三種，采用一階差分廣義矩估計進(jìn)行分析。經(jīng)過上述檢驗由表3可知，各回歸系數(shù)的符號不變，大小和顯著性基本上沒有變動。因此，本文運用靜態(tài)、動態(tài)面板模型所得結(jié)論非常穩(wěn)健。

表2 初始回歸結(jié)果

表3 穩(wěn)健性檢驗

表4 門檻的估值與置信區(qū)間

4.5 面板門檻模型分析

從上面的結(jié)論可知，老年、少兒撫養(yǎng)比對儲蓄率具有顯著的影響，但儲蓄的直接影響來源于收入，撫養(yǎng)比系數(shù)需要通過收入效應(yīng)來影響儲蓄，即人口結(jié)構(gòu)與儲蓄之間存在著結(jié)構(gòu)突變效應(yīng)，且這樣的突變通常存在于人均收入的差異[注]這里引入一個假想國，如果一個國家的人口撫養(yǎng)比有一個較大的波動，但人均收入極低，由于根本沒有多余的資金進(jìn)行儲蓄，儲蓄率與人口結(jié)構(gòu)并沒有一個直接的聯(lián)系，更沒有內(nèi)在聯(lián)系。所以人口結(jié)構(gòu)對儲蓄的影響需要依賴于收入的變化。。前人的很多研究表明，關(guān)于Ydr與Odr對儲蓄率回歸系數(shù)的正負(fù)性頗有爭議，有些學(xué)者將撫養(yǎng)比系數(shù)與人均收入進(jìn)行交互分析，少數(shù)學(xué)者加入年份或省份等類別變量。此類方法可以減少偽回歸的偏誤，卻也提高了其他的內(nèi)生性，如省份分類偏誤。基于上述原因，運用動態(tài)門檻模型給予深度分析。根據(jù)人均實際GDP即代表人均收入分為不同的區(qū)間來分析人口結(jié)構(gòu)對儲蓄的門檻影響。根據(jù)Hansen(1999)的門檻模型，采用Bootstrap方法確認(rèn)門檻個數(shù)的顯著性和數(shù)值。模型設(shè)定在區(qū)間內(nèi)的數(shù)值個數(shù)最少為30[注]為了防止單個區(qū)間內(nèi)的回歸數(shù)值過少，從而產(chǎn)生偽回歸的現(xiàn)象。，從而使抽樣過程更合理。

其中，表4展示了門檻的估計值及置信區(qū)間，可以看到估計值都在置信區(qū)間當(dāng)中，其確定門檻值的原理為Hansen(1999)的優(yōu)化搜索方法，在搜索到第一個門檻值后，固定第一個門檻值，由此來搜尋第二個門檻值，然后再重新搜索第一個門檻值，直到門檻值較為穩(wěn)定，由此得到比較準(zhǔn)確的門檻值。且在表5中，展示了門檻個數(shù)的檢驗，總共進(jìn)行了800次Bootstrap(自抽樣法)，由此極大地提升了估計的準(zhǔn)確性。

表5 門檻的個數(shù)檢驗

根據(jù)表5所示的結(jié)果可知，基于F統(tǒng)計量的顯著性，以及門檻值的分析[注]如果兩個門檻值過于接近，則證明這兩個門檻值差異過小，因此本文會將其進(jìn)行合并。，少兒撫養(yǎng)比的模型依據(jù)RGDP分為四個區(qū)間，分別為高收入群體(RGDP>9.231)、較高收入群體(7.377.524)、中等收入群體(6.942

首先，由(7)可知，在不同的人均收入的門檻里，Ydr對儲蓄率具有不同的回歸系數(shù)，且收入越高，系數(shù)的絕對值越小，即負(fù)效應(yīng)越弱。由此可知我國居民收入越高，其中的撫養(yǎng)消費所占的比例則減少，表中可以看到Y(jié)dr對儲蓄率的負(fù)向的作用逐漸變小，直到高收入群體中出現(xiàn)了系數(shù)不顯著的現(xiàn)象。由(8)可知，不同的收入門檻內(nèi)，Odr對儲蓄率的回歸系數(shù)同樣發(fā)生了趨勢性的變化，收入越高，正效應(yīng)也越高。由此可知，人均收入的提升會使得居民對于老年的預(yù)防性儲蓄效應(yīng)增強(qiáng)。根據(jù)(7)和(8)來綜合分析，收入處于低水平時，居民對孩子撫養(yǎng)的費用要占用大量的收入，從而使得居民的儲蓄減少；且此時為了退休后的贍養(yǎng)儲蓄動機(jī)不大。然而，當(dāng)居民的收入水平不斷提高，對孩子的撫養(yǎng)費用所占用收入的比例逐漸減少，居民會為了孩子進(jìn)行教育投資，在居住和婚娶等方面進(jìn)行預(yù)防性儲蓄。從而使得Ydr對居民儲蓄率回歸系數(shù)絕對值越來越??；而老年撫養(yǎng)比對儲蓄率的回歸系數(shù)隨著居民收入水平的不斷提升則越來越大，收入的提升會使得年輕人為了保證老年的生活水平以及為預(yù)防疾病等而增加儲蓄，且收入的提升會使得邊際消費減少，而老齡化則進(jìn)一步提高了儲蓄的正向影響。因此，該結(jié)論符合我國的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實。模型的結(jié)論同樣驗證了我國地方省份收入差距過大，由此影響了居民儲蓄行為的事實，如果收入差距縮小，社會撫養(yǎng)比(無論對老人還是少兒)的儲蓄效應(yīng)將會發(fā)生不同的變化，這樣的過程不僅可以促進(jìn)居民消費，并在人口紅利逐步消失的背景下促進(jìn)資本的良性運轉(zhuǎn)，同時優(yōu)化我國的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，有效地保持我國經(jīng)濟(jì)增長所需要的“資本動力”，使我國經(jīng)濟(jì)可以得到高質(zhì)量的發(fā)展。

表6 面板門檻的回歸結(jié)果

5 結(jié)論

本文研究我國人口紅利與“高儲蓄”兩者并存的現(xiàn)象，發(fā)現(xiàn)“人口紅利”與“高儲蓄”具有內(nèi)在必然關(guān)聯(lián)性。首先，通過引入代際轉(zhuǎn)移系數(shù)的OLG模型進(jìn)行了數(shù)理分析，并通過實證模型進(jìn)行了一定的檢驗，研究發(fā)現(xiàn)：居民預(yù)期壽命的延長會促進(jìn)儲蓄率的增加，少兒扶養(yǎng)比的提高則抑制了居民儲蓄率增加，老年撫養(yǎng)比的增加促進(jìn)了居民儲蓄率的提升，結(jié)論十分穩(wěn)健。之后，通過門檻模型的分析，收入越高，少兒撫養(yǎng)比的負(fù)效應(yīng)越弱，老年撫養(yǎng)比的正效應(yīng)越強(qiáng)。由此發(fā)現(xiàn)少兒、老年撫養(yǎng)比與居民儲蓄率間呈現(xiàn)非線性的關(guān)系。因此，人口紅利和“儲蓄之謎”在演化趨勢上存在內(nèi)在關(guān)聯(lián)性。

因此，隨著我國第一次人口紅利的消失和人口老齡化的加快，縮小我國居民的收入差距，可以為更加良性的國民儲蓄行為提供條件，提前發(fā)揮二次人口紅利的作用；其次，延長退休年齡可以促進(jìn)居民的良性消費而減少過度儲蓄；最后，盡快全面放開生育管制，既可以促進(jìn)居民消費，也可以為我國未來的經(jīng)濟(jì)增長提供新的人口動力。