老齡化對儲蓄率的影響

1、中國人口老齡化對儲蓄率的影響研究宜春學(xué)院 經(jīng)濟與管理學(xué)院 經(jīng)濟學(xué)專業(yè)劉泉辰指導(dǎo)老師：郭蘭平摘要：本文研究了中國人口老齡化對儲蓄率的影響?；谥袊鴩医y(tǒng)計局1993-2013年的調(diào)查中國國 家統(tǒng)計局年度數(shù)據(jù)，利用單位根和協(xié)整檢驗的檢驗方法，證明人口老齡化與儲蓄率之間存在數(shù)量關(guān) 系，所以建立了多元線性回歸模型，研究的結(jié)果表明：人口老齡化對儲蓄率有著正相關(guān)的關(guān)系，而 老人撫養(yǎng)比有著負(fù)相關(guān)的關(guān)系，所以，根據(jù)理論模型，本文給出符合本分研究的政策和建議，從而 解決本文中的研究出來的問題。關(guān)鍵詞：人口老齡化，儲蓄率，老年撫養(yǎng)比，兒童撫養(yǎng)比Abstract： In this paper, we study t

2、he influence of the aging of the population of China saving. Based on Chinas national bureau of statistics survey in 1993-2013 annual data of Chinas national bureau of statistics, using the method of unit root and cointegration test inspection, prove that an aging population and stock quantity relat

3、ionship between the interest rate on savings accounts. So the multiple linear regression model was established, the research results show that the population aging on the relationship between the savings rate has a positive correlation, while the old dependency ratio has a negative correlation relat

4、ionship, so, according to the theoretical model, in this paper in accordance with part research policies and Suggestions, so as to solve the research questions.Keywords： an aging population, the savings rate, elderly dependency ratio, childrens dependency ratio1、前言及文獻(xiàn)綜述人口的快速增長被計劃生育政策成功的控制住了，但我國同時也面臨

5、前所未有的困難與挑戰(zhàn)， （蔡昉和王美艷，2006）中國老齡化的趨勢是“未富先老”和“快速老齡化”。全國老齡化委員會 （2006）預(yù)測表明，老齡化人口占全國總?cè)丝跀?shù)從7%增加到14%這一過程，中國僅需要27年前后的 時間。中國社科院財政與貿(mào)易經(jīng)濟研究所（2011）也指出：到2030年，我國老齡化人口將超過日本， 成為全球65歲人口數(shù)最多的國家。我國人口增長快，規(guī)模大、高齡、失能老人增長快是人口老齡化發(fā)展將呈現(xiàn)出的趨勢，會給社 會帶來巨大的負(fù)擔(dān)。21世紀(jì)已經(jīng)進(jìn)入了老齡化人口的世紀(jì)，所以人口的不同成為根本變量對國家經(jīng) 濟的產(chǎn)生具有重大影響。那么，它會給我國的經(jīng)濟帶來什么樣的影響？對于老齡化人口影響儲

6、蓄率 的程度我們將在下面進(jìn)行研究。在我國，可以肯定的是，老齡化人口對儲蓄率的影響有著重要意義。 最年來，中國較快的經(jīng)濟增長多數(shù)來源于生產(chǎn)要素投入的不斷增加，當(dāng)中，較高的儲蓄率已經(jīng)成為 了推動經(jīng)濟增長的重要因素，雖然改變了單純依靠投入增加的傳統(tǒng)經(jīng)濟增長方式，轉(zhuǎn)向提高了生產(chǎn) 要素的使用效率來推動經(jīng)濟的增長已逐漸被被提上日程，但在經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變之前，充足的資本 是經(jīng)濟快速增長所必要的前提，而資本的獲取卻又依賴于儲蓄的積累，如果儲蓄率過快的降低，經(jīng) 濟增長動力形成了斷層，這不但會阻礙當(dāng)前經(jīng)濟的增長，同時也會影響到未來經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變， 這也阻礙了經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。儲蓄率在很久以前就受到研究者極大的

7、關(guān)注與重視，并且也出現(xiàn)了與之相關(guān)的很多假說和理論。 其中，生命周期理論認(rèn)為，人們會在相當(dāng)長的時期跨度內(nèi)計劃自己的消費開支，而且會按照終身效 用最大化來分配各個時期間的儲蓄和消費。而正因為這個理論，容易得到老年人口的比重越高，儲 蓄率越低的理論。目前學(xué)術(shù)界關(guān)于人口年齡結(jié)構(gòu)變化和人口老齡化對居民儲蓄的影響的文獻(xiàn)非常多， 但在樣本構(gòu)成、估計方法和數(shù)據(jù)處理等方面并不完全一致，因此并沒有得到一致的結(jié)論。大量的文 獻(xiàn)利用宏觀經(jīng)濟對生命周期理論進(jìn)行研究。如萊夫（1969）認(rèn)為，各國人口結(jié)構(gòu)的差異可以解釋各 國儲蓄率的差異，他通過了對1964年74個國家跨國數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，老年撫養(yǎng)比和國民儲蓄率之間 有著負(fù)相關(guān)

8、的關(guān)系。Kellev & Schmidt（1995）認(rèn)為，生命周期理論的解釋作用還會受到特定年代 的經(jīng)濟增長速度和人口增長的速度影響，他們將萊夫（Leff）的計量方程運用到1960-1990年間跨 國數(shù)據(jù)中，發(fā)現(xiàn)只有1980年代的數(shù)據(jù)支持顯著的負(fù)擔(dān)效應(yīng)，多數(shù)的研究人員認(rèn)為工作之前的兒童階 段和退休后的老齡階段對儲蓄率的影響相同，從而構(gòu)建兒童和老人占工作人口的比重指標(biāo)來進(jìn)行分 析但是研究對象之間的關(guān)系并不明顯（如Goldberger， 1973； Ram，1982； Schultz，2005），還有研 究兩者之間的關(guān)系在有些時間段內(nèi)不顯著，有些時間段呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)（如Kelley and Schmi

9、d，1996）。 另有研究人員認(rèn)為兒童的撫養(yǎng)比和老年人的撫養(yǎng)比對儲蓄率的影響不同，并單獨對老年人撫養(yǎng)比進(jìn) 行了研究和探討，如Yasin （2007）利用14個新興市場經(jīng)濟國家1960-2001年度數(shù)據(jù)構(gòu)建了 65歲以 上人口占工作人口比重的指標(biāo)，并發(fā)現(xiàn)該指標(biāo)與儲蓄率之間的關(guān)系并不顯著。從上述文獻(xiàn)綜述中可以看出其中有利也有弊，雖然探究老齡化與儲蓄率之間關(guān)系的文獻(xiàn)有很多， 但是并沒有得到相同的結(jié)論，所以關(guān)于人口老齡化對影響儲蓄率的結(jié)論還是要通過人們不斷的研究 和探索才能更好的詮釋它們之間所存在的關(guān)系。2、實證分析2.1、研究方法，數(shù)據(jù)處理與模型建立本文主要運用單位根檢驗、協(xié)整檢驗從而建立多元線性回

10、歸模型，并用計量方法對人口老齡化 及儲蓄率之間的動態(tài)關(guān)系進(jìn)行定量研究，計量軟件為Eviews6.0，根據(jù)已有的經(jīng)歷理論，也不能忽 視老人撫養(yǎng)比和少兒撫養(yǎng)比等不同的數(shù)據(jù)，更直接地影響了儲蓄率的增長，因此，本文在選取老齡 化人口和儲蓄率兩個變量外，還引入了老人撫養(yǎng)比和兒童撫養(yǎng)比，本文選取的是1993-2013年的年 度數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)變量處理如下：2.1.1人口老齡化比重，由于中國國家統(tǒng)計局年度數(shù)據(jù)庫中并沒有老齡人口的比重，所以為了 求得年度老齡化比重，用當(dāng)年老年人口總量除以當(dāng)年人口總量求得了 1993-2013年老齡化人口年度 比重；2.1.2少兒撫養(yǎng)比:選用1993-2013年年度數(shù)據(jù)庫中人口數(shù)據(jù)中

11、的少兒撫養(yǎng)比作為本文的變量。 通過中國國家統(tǒng)計局年度數(shù)據(jù)中查找所得；2.1.3老年撫養(yǎng)比：選用1993-2013年年度數(shù)據(jù)，通過中國國家統(tǒng)計局年度數(shù)據(jù)中查找所得；2.1.4儲蓄率：儲蓄率這個數(shù)據(jù)不管是銀行調(diào)查還是查找國家統(tǒng)計局或是國家年鑒，都沒有這 些數(shù)據(jù)，所以本文用當(dāng)年的（收入-消費）/收入獲得的儲蓄率的數(shù)據(jù)，經(jīng)過處理，儲蓄率保留到小 數(shù)點后兩位，最后求得1993-2013年的年度數(shù)據(jù)。我們分析影響儲蓄率的主要因素有老齡化比重、兒童撫養(yǎng)比重和老年撫養(yǎng)比重，數(shù)據(jù)如表1。表1各變量的統(tǒng)計數(shù)據(jù)年份199319941995199619971998199920002001200220032004200

12、520062007200820092010201120122013X1老齡化比重（%）6.156.366.26.46.546.76.96.967.17.37.57.637.697.938.058.258.478.839.129.399.67X 2兒童撫養(yǎng)比（%）40.740.539.639.328.53837.532.63231.931.430.328.127.326.82625.322.322.122.2588018.8X3老年撫養(yǎng)比（%）9.29.59.29.59.79.910.29.910.110.410.710.710.71111.111.311.611.912.312.713.1收入

13、（億元）35450.448370.380146.570538.378517.383505.788989.898562.2108683.4119765135718.9160289.7184575.8217246.6268631318736.7345046.4407137.8479576.1532872.1585336.8消費（億元）16412.121844.228369.733955.936921.5392293.341920.445854.649435.953056.657649.865218.572958.782575.596332.5111670.4123584.6140758.61689

14、56.6261993.6292165.5Y儲蓄率（%）53.754.8464.651.8652.9853.0252.8953.6854.5155.757.5253.3160.6761.9964.1464.9664.1865.4364.7750.8350.09數(shù)據(jù)來源于中國國家統(tǒng)計局年度數(shù)據(jù)庫年度數(shù)據(jù)由于本文主要介紹人口老齡化對儲蓄率的影響，所以把XI，X2，X3和Y三個變量放在一起進(jìn)行觀 察（見圖1）。圖 1 X1，X2，X3 和 Y從圖1可以看出，X1，X2, X3和Y表現(xiàn)出了比較一致的趨勢，因此它們之間可能存在確定的數(shù)量關(guān)系，可以通過建立計量經(jīng)濟模型來研究這種關(guān)系。2.2、實證結(jié)果與分析2

15、.2.1、時間序列平穩(wěn)性檢驗協(xié)整檢驗的前提是檢驗各時間序列的平穩(wěn)性，檢驗平穩(wěn)性的標(biāo)準(zhǔn)方法是單位根檢驗。本文利用 擴展的迪基-富勒（Augmented Dickey - Fuller，簡稱ADF）檢驗方法來進(jìn)行檢驗。ADF平穩(wěn)性檢 驗是基于以下回歸方程：y =b +bt+（p-i）y +a xlky *（1）t 12-1it-i.（1）式中，是白噪聲，滯后階數(shù)的選擇使得不存在序列相關(guān)。原假設(shè)H : p = 1， 備選假設(shè)H : p V1。接受原假設(shè)則意味著時間序列含有單位根，即序列是職平穩(wěn)的。 檢驗結(jié)果如表2。表2單位根ADF檢驗結(jié)果變量檢驗形式（C,T, K）ADF檢驗值1%臨界值5%臨界值1

16、0%臨界值結(jié)論X1（C,N,0）2.778875-3.808546-3.020686-2.650413非平穩(wěn)X2（C,N,0）1.298421-3.920350-3.065585-2.673459非平穩(wěn)X3（C,N,0）1.685023-3.808546-3.020686-2.650413非平穩(wěn)Y（C,N,0）-2.203598-3.808546-3.020686-2.650413非平穩(wěn) X1（C,N,0）-3.609052*-3.831511-3.029970-2.655194平穩(wěn) X2（C,N,3）-9.826076*-3.920350-3.065585-2.673459平穩(wěn) X3（C,N

17、,0）-4.276281*-3.831511-3029970-2.655194平穩(wěn) Y（C,N,0）-5.292256*-3.831511-3.029907-2.655194平穩(wěn)說明：其中 XI、 X2、 X3、 Y表示原序列的一階差分序列。檢驗形式（C, T, K）分別表示單 位根檢驗方程包括常數(shù)項、時間趨勢項和滯后階數(shù)，N是指不包含C或匚加入滯后變量是為了使 殘差項成白噪聲。*和*分別表示在1%和10%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，K根據(jù)AIC、SC值選取。從表2可以看到，原序列在1%、5%、10%的顯著性水平下都是非平穩(wěn)的變量，但一階差分在1% 的顯著性水平下都是平穩(wěn)的。因此，它們都是一階單

18、整序列。2.2.2、協(xié)整檢驗從上面序列的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果可以看出，四個序列X1，X2, X3, Y可能存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整檢 驗的方法依據(jù)檢驗的對象可以分為兩種：一種是基于回歸殘差的協(xié)整檢驗，DF檢驗和ADF檢驗等， 其中運用較多的是ADF檢驗，這種方法比較容易實現(xiàn)，但其檢驗方式存在一定的缺陷性，在第一階 段需要設(shè)計線性模型進(jìn)行OLS估計，應(yīng)用不方便；另一種方法是基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗，如 Johansen協(xié)整檢驗，Johansen檢驗是一種以動態(tài)分布滯后模型VAR （見公式2）為基礎(chǔ)的檢驗回歸 系數(shù)的方法，是一種較好常用的方法。所有，采用Johansen檢驗方法進(jìn)行協(xié)整檢驗。Y叫-1 +毆X +

19、,tL 七it-i在檢驗之前，必須首先確定VAR模型的結(jié)構(gòu)。運用赤池信息準(zhǔn)則（AIC）和施瓦茨準(zhǔn)則（SC） 選擇滯后階數(shù)，本文中滯后二階的AIC值和SC值最小，故確定滯后階數(shù)為二階來構(gòu)建VAR模型。其 檢驗方法，首先計算出特征根跡統(tǒng)計量或者計算出最大特征根統(tǒng)計量（簡計為人-max統(tǒng)計量）， 然后逐一與不存在協(xié)整關(guān)系和存在協(xié)整關(guān)系等假設(shè)前提下某一顯著性水平時的Johansen分布臨界 值進(jìn)行比較，當(dāng)大于臨界值時，拒絕其前提假設(shè)，反之，接受其假設(shè)，檢驗結(jié)果見表3。表3序列XI、X2、X3和Y的協(xié)整檢驗結(jié)果原假設(shè)特征根跡統(tǒng)計量5%臨界值。值入-max統(tǒng)計量5%臨界值。值0個協(xié)整向 量0.882548

20、75.8938147.856130.0000*40.6927527.584340.0006*至少1個協(xié) 整向量0.70166535.2010629.797070.010822.9812521.131620.0272至少2個協(xié)整向量0.46692612.2198115.494710.146711.9528114.264600.1124至少3個協(xié)整向量0.0139540.2669963.8414660.60540.2669963.8414660.6054說明：*表示在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)由表3的檢驗結(jié)果可以看出，以檢驗水平5%判斷，變量XI、X2、X3和Y之間都存在協(xié)整關(guān)系。2.3、回歸模

21、型的建立根據(jù)上面的檢驗結(jié)果，變量x1,x2,x3和y之間，存在協(xié)整關(guān)系，因此，可以據(jù)此來建立回歸 模型。首先建立x1,x2,x3和y之間的回歸模型，其模型形式為：Y邛0+01X1+02X2+03X3+u(3)對模型進(jìn)行OLS檢驗的結(jié)果，整理得到模型為：Y=133.3206+34.89534*X1+0.023291*X2-31.87503*X3(4.057210) (2.838952) (0.052601) (-3.051917)R2=0.445084 DW=1.669585F=4.545084(4)由R2=0.445084可以看出模型整體上擬合程度一般；F=4.545084F0.05(3,17

22、)=3.20 (顯著性水平為 a = 0.05 )，表明模型從整體上看，儲蓄率和各解釋變量間線性關(guān)系顯著。通過查表可知 t0.025(17)=2.110，小于X1和X3解釋變量的t值，大于X2解釋變量的t值。所以X1和X3解釋變 量應(yīng)保留在方程中。整理得到：Y=133.3206+34.89534*X1 -31.87503*X3(5)2.4檢驗和修正方法：.經(jīng)濟意義檢驗：根據(jù)上面的結(jié)果，儲蓄率和人口老齡化比重呈正相關(guān)，和老年撫養(yǎng)比重呈負(fù)相關(guān)，符合經(jīng)濟意 義。.統(tǒng)計檢驗：序列相關(guān)性檢驗圖示法：從殘差項e與e (-1)的關(guān)系來看，隨機項呈現(xiàn)正序列相關(guān)性。D.W.檢驗根據(jù)回歸分析結(jié)果表可得DW=1.6

23、69585。在 5%的顯著性水平下，n=21，k=4(包含常數(shù)項)，查表得 dL=1.03,dU=1.67。dLDWdU, 故不能確定方程是否存在相關(guān)性。但根據(jù)圖示法可知方程呈正相關(guān)，即存在一階序列相關(guān)。拉格朗日乘數(shù)(LM)檢驗在給定5%的顯著性水平下，resid(-1)和resid(-2)的t值都小于t的臨界值t0.025 (16) =2.120， LM=nR2=0.799995小于一階卡方分布的臨界值(3.84)。所以不拒絕原假設(shè)，則不存在更高階的序 列相關(guān)。用廣義差分法消除序列相關(guān)：在eviews中輸入ls y c x1 x3 ar, t統(tǒng)計量均通過檢驗，DW=1.686523, 查表可

24、得dU=1.42DW2無自相關(guān)，說明已消除序列相關(guān)。2.4.2異方差懷特檢驗從檢驗結(jié)果得到Obs*R-squared=8.081649，查X2分布表得到X20.05 (5)=11.07,即在5%的顯 著水平下nR2X2,說明模型不存在異方差，即不需要消除異方差。綜上述，我們可得到的最終方程為：Y=133.3206+34.89534*X1 -31.87503*X3(6)2.4.3實證結(jié)論分析從模型中不難看出X1老齡化比重、X3老年撫養(yǎng)比重對居民儲蓄率都有一定的影響作用。X1老齡化比重，對居民儲蓄率呈現(xiàn)了較大的影響作用，在其他因素保持不變的情況下，老 齡化比重每增加一個單位，居民儲蓄率平均增加34

25、.89534個單位。分析結(jié)果與經(jīng)濟理論相適應(yīng)。X3老年撫養(yǎng)比重，在其他因素保持不變的情況下，老年撫養(yǎng)比重每增加一個單位，居民儲 蓄率平均減少31.87503個單位。3、結(jié)論與建議人們處于年齡結(jié)構(gòu)的不同時間段，所以儲蓄率也會不同，從生命周期假說來看，人的一生處于 三個階段。兒童期成年期老年期，處于不同的期間段對儲蓄率也會產(chǎn)生一定的影響，兒童期 是沒有收入的，對儲蓄率幾乎沒有貢獻(xiàn)，而成年期通過自己的努力賺取收入進(jìn)行消費，剩余的錢存 入銀行為步入老年期的自己進(jìn)行資本積累，最后老年期沒有了工作，收入也是少之又少，所以會通 成年期的儲蓄進(jìn)行消費。然而老齡化與居民儲蓄的關(guān)系主要取決于居民的收入變動和支出模

26、式以及 其他動機是否鼓勵或抑制儲蓄，由表1可以看出，隨著時間的變化老齡人口在逐漸增多儲蓄率在不短 的增加，同時隨著老年人口的比重不斷的增加，社會負(fù)擔(dān)也會隨之增大，另一方面，從撫養(yǎng)比上來 看，在未來的幾十年里會不斷的處于上升趨勢，這對儲蓄率是不利的。而上述的多元線性回歸模型 也證實了這一結(jié)論。然而老人撫養(yǎng)比不利于儲蓄率的提高，一方面：老年人在退休以后，沒有足夠 的經(jīng)濟來源，所以，能夠用于儲蓄的錢會變少；而另一方面：由于國家養(yǎng)老政策和制度的不夠完善， 老年人隨著年齡增高、疾病增多等一些方面因素的影響，生活自理能力的下降，往往還需要動用過 去的儲蓄，支出因此而增多。3.1、增加數(shù)量型人口紅利延續(xù)現(xiàn)有

27、人口紅利主要體現(xiàn)在勞動力數(shù)量上的優(yōu)勢，隨著勞動人口比重的下降，人口結(jié)構(gòu)優(yōu)勢趨于減 弱，因此在控制我國總?cè)丝跀?shù)量的基礎(chǔ)上，根據(jù)各地區(qū)以及城鄉(xiāng)之間生育率實際狀況，要逐步加快開 放二胎政策，同時放開夫妻一方為獨生子女的家庭生二胎政策，提高未來勞動年齡人口比例，降低老 齡人口比重;對于現(xiàn)階段我國所存在著的部分“丁克家庭”，可以對這樣的家庭采取勸導(dǎo)和鼓勵生一 胎的生育政策，從而提高兒童出生率;同時對退休的年紀(jì)進(jìn)行適當(dāng)?shù)恼{(diào)整，這樣既增加勞動者的就業(yè) 年齡,相對增加勞動力人口，也提高老年人力資源效率，降低勞動力人口的贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)，增加現(xiàn)有勞動力 資源，延長人口紅利期。3.2、加大老齡化產(chǎn)業(yè)開發(fā)隨著文化教育水平、養(yǎng)老觀念、經(jīng)濟狀況等因素的變化，老年人群對于自己晚年生活的質(zhì)量會更 加重視，對生活用品、醫(yī)療保健、護(hù)理用品以及養(yǎng)老家政服務(wù)等消費產(chǎn)品和市場服務(wù)的需求會更加迫 切。所以我國可以通過滿足老年人口的特殊需求，促進(jìn)消費結(jié)構(gòu)從而帶動產(chǎn)業(yè)，因此關(guān)注老年人口 的消費需求帶動老齡人口的產(chǎn)業(yè)發(fā)展從而減輕老齡化人口對經(jīng)濟的負(fù)面影響。3.3、開展養(yǎng)老金融業(yè)務(wù)隨著我國金融市場多元化和金融產(chǎn)品多樣化的發(fā)展，可供消費者選擇的金融產(chǎn)品日益增多，但它 們很少針對老年人的需要，隨著養(yǎng)老金融消費群體越來越多，我國應(yīng)該針對老年所需求的產(chǎn)品大力的 開發(fā)和研究，使多元化的產(chǎn)品走進(jìn)老年人的生活。3.4、重視人口老齡化對經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的重