人口红利：基于中国储蓄数据的实证研究

唐代盛乌拉尔?沙尔赛开邓力源

〔摘要〕国外研究表明，储蓄率是影响一国或地区经济增长的重要因素。本文在解析人口年龄结构变动与储蓄率、经济增长相关性的经典模型的基础上，设定实证模型并在模型中引入具有中国特色的计划生育政策虚拟变量，利用中国1952—2009年的时间序列数据，对以储蓄率体现的“人口红利”进行实证检验，分析人口年龄结构变动对中国储蓄率的影响方向和影响程度。研究结果表明，中国储蓄率的增长一部分由其本身的滞后效应以及经济高增长来解释，另一部分由人口年龄结构因素的变化来解释，人口抚养系数下降成为中国储蓄率保持高位水平的根本原因之一，并通过投资机制作用于中国经济增长，由此证实了中国确实存在着以储蓄率体现的“人口红利”。

〔关键词〕人口红利；人口年龄结构；抚养系数；储蓄率；经济增长

〔中图分类号〕C92-05〔文献标识码〕A〔文章编号〕1000-4769（2014）02-0108-07

〔基金项目〕国家社会科学基金一般项目“扩大就业的理论和对策研究——对中国人口红利经济价值及红利漏损的研究”（09CJY024）

〔作者简介〕唐代盛，西南财经大学公共管理学院副教授；

乌拉尔·沙尔赛开，西南财经大学公共管理学院博士研究生；

邓力源，西南财经大学人口研究所博士研究生，四川成都611130。储蓄是影响一国经济增长的重要因素。东亚一些国家和地区，如日本、新加坡、韩国、马来西亚、中国香港地区等，在战后获得经济的高速增长，其中，高储蓄率成为解释其经济起飞的主要影响因素之一。中国自1978年以来经济发展的最突出特征是较高的储蓄率，这种稳定的储蓄率为中国经济的持续快速发展提供了良好的条件。因此，有必要利用有关数据，对中国人口年龄结构变动对储蓄率的影响方向和影响程度进行分析，实证检验以储蓄率体现的人口红利。

一、中国储蓄率与人口抚养比的变化

（一）中国储蓄率的变化

随着经济的发展，中国的储蓄率持续稳步增加，并在人均GDP较低的情况下长期保持高位，这和其他储蓄率较高的国家和地区相比具有较大的特殊性。从1970年开始，中国的储蓄率就长期保持在30%以上，其中，1986年储蓄率达到35%以上，1993年储蓄率达到40%以上，2009年中国的储蓄率进一步提升到52%左右的历史最高水平，这一指标呈现的上升趋势非常明显。

图1经济增长与储蓄率的关系

数据来源：《中国统计年鉴》（1953—2010年），中国统计出版社。

中国储蓄率长期保持高位的原因何在？一些学者近年来对这一问题进行了研究（李扬、殷剑峰，2007；金烨、李宏彬、吴斌珍；程令国、张晔，2011；孙晓光、陷艳婷，2012），比较一致的看法是，中国储蓄率保持高位且继续呈上升趋势是因为：其一，改革开放以来中国经济的持续高速增长；其二，中国居民个人收入得到较大幅度的提高所引致的边际消费倾向递减，与此对应的是居民储蓄倾向增加；其三，多项市场化改革给中国居民带来的不确定性风险的增加。在这些解释中，中国人口结构转变所带来的人口年龄结构变动这一非常重要的结构性因素变化及其对储蓄率的影响却研究不多，尤其是具有中国特色的计划生育政策因素到底在其中具有什么样的影响往往被忽略，本文试图回答这些问题。

（二）中国人口抚养比的变化

20世纪70年代，由于计划生育政策的实施，中国人口出生率下降导致少儿抚养人口增长速度下降，劳动年龄人口比重出现增长的态势，由1978年的4171%提高到1990年的5663%，12年时间提高了近15个百分点。进入20世纪90年代后，虽然受人口老龄化的影响，但中国劳动年龄人口仍呈增长态势。同期，中国人均GDP在1978年之后的增长速度远远超过劳动年龄人口比重的增长速度，人口年龄结构的生产性在其中得到较为明显的体现。

图2经济增长与劳动力人口比例的关系

数据来源：《中国统计年鉴》（1953—2010年），中国统计出版社。

从图3的中国1952—2009年总抚养比、少儿抚养比和老年抚养比时序图可以看出，中国人口的总抚养比、少儿抚养比和老年抚养比伴随着劳动年龄人口比重的变化出现了一些新的变化，其中：总抚养比和少儿抚养比呈现相似的变化趋势，这是由于老年抚养比变化相对稳定的缘故。

图3经济增长与少年抚养比、老年抚养比

和总抚养比的关系

数据来源：《中国统计年鉴》（1953—2010年），中国统计出版社。

由图3可以看出，中国的老年抚养比走势平稳，1964年老年抚养比为639%，到达一个低点，此后开始缓慢上升，到2009年老年抚养比达到1125%，这表明中国已然进入一个老龄化社会。同期，1964年少儿抚养比为7299%，达到一个高点，但随着20世纪70年代中国计划生育政策的实施特别是20世纪80年代“一孩政策”的推行，中国人口出生率大幅降低，少儿抚养比迅速下降，到2009年少儿抚养比下降到25%左右。从20世纪60年代中期以后，中国总抚养比和少儿抚养比一直处于下降趋势，这一人口年龄结构的转变对中国的经济社会发展产生着极大的影响。中国目前正经历的人口结构转变与储蓄率保持高位之间是否存在某种显著和稳定的关系，也就是说中国人口结构转变过程中是否存在“第二人口红利”第二人口红利指具有经济理性的经济主体为应对人口年龄结构的预期变化，将一生的收入和消费在生命周期内进行平滑以求取得最大效用。在生产效率较高的壮年阶段，其收入中用于储蓄的比例将明显高于其他阶段，由此反映出的在人口转变的特定阶段，由于高比例的劳动年龄人口带来的储蓄率升高和资本供给增加对经济增长所产生的推动作用。？对这个问题的回答构成本文的研究目标。

二、研究现状

（一）国外相关研究开展情况

有关人口年龄结构变动对储蓄率及由此带来的投资有何影响的问题，西方学者的研究开展得较早，20世纪50年代就有一些学者开始关注这个问题，其主要理论依据是抚养负担假说和生命周期储蓄假说（Modigliani，1954）。人口年龄结构变动与经济增长之间的关系并非简单的线性相关关系，这主要由于储蓄率在其中的作用，人口年龄结构变动通过储蓄机制和投资机制作用于经济增长〔1〕，由此产生人口红利。有关人口年龄结构、储蓄率与经济增长关系研究的文献主要有：

一是“可变增长率效应”模型。“可变增长率效应”模型（variable rate of growth effect model）主要由Maxwell Fry and Andrew Mason（1982）构建，该模型反映了抚养负担与储蓄率之间的关系，其假设前提是少儿抚养负担变化可以改变生命周期消费的配置，在无子女抚养阶段，居民的储蓄会随收入增长而增长。〔2〕随后，“可变增长率效应”模型得到证实运用，Solveig Erlandsen and Ragnar Nymoen（2008）等学者的研究检验了储蓄率是劳动力负担的减函数及生命周期理论的普适性。〔3〕抚养负担假说经过改进，目前已经发展成为正式的经济模型，对一个国家或地区在宏观时间序列中跨国储蓄的差异具有较好的解释力。不过，可变增长率效应模型仍然存在诸多缺陷，这一模型对抚养负担与储蓄率之间关系做的是静态均衡研究，而事实上，人口年龄结构变动带来的抚养系数动态变化要求该模型能够在非静态均衡方面加以改进，引入一些新的变量对生命周期理论模型作出进一步修正。

二是“变量与增长率效应”模型。Higgins and Williamson（1996）提出的“变量与增长率效应”模型说明，投资需求与人口年龄结构中的年轻人口密切相关，而年轻人口一般与劳动力供给增加相关联；储蓄需求与人口年龄结构中的成年人口紧密相关，成年人口一般与劳动力退出供给增加有关联。〔4〕Birdsall（2001）进一步地将生育率与储蓄率的关系纳入变量与增长率效应模型，他认为生育率的快速下降会导致这一时期的储蓄率大幅上升。〔5〕

三是叠代增长模型。Fougere and Merette（1999）运用叠代增长模型分析美国、加拿大、英国、法国等7个国家的人口年龄结构变动对经济增长的影响，其研究结果发现，人口年龄结构变动带来的人口老龄化的长期经济效应非常显著。〔6〕Li等学者（2007）在叠代增长模型中引入预期寿命变量，其研究结果表明：抚养负担对储蓄、投资和经济增长产生负向影响。

（二）国内相关研究开展情况

近些年来，国内对人口年龄结构与储蓄率之间关系的研究逐渐增多，主要是运用国外的相关研究成果对中国人口年龄结构与储蓄率之间的关系进行实证研究，以此验证以储蓄率体现的人口红利。袁志刚和宋铮（2000）通过一个纳入中国养老保险制度基本特征的叠代模型研究人口年龄结构与储蓄率之间的关系，其研究发现，中国居民高储蓄是人口年龄结构变动下个体的理性选择，中国计划生育政策引发的人口老龄化，提高了中国城镇居民储蓄倾向并激励了用以养老的储蓄行为。〔7〕王德文、蔡昉和张学辉（2004）利用1982—2003年分省面板数据，运用最小二乘法和广义最小二乘法对人口抚养比与储蓄率之间的关系进行研究，其研究结论表明，少儿人口和老年人口比例与储蓄率具有显著的负相关关系。〔8〕Modigliani and Cao（2004）利用中国1953—2000年时间序列数据对中国居民储蓄率的决定因素进行研究，结果表明：中国居民储蓄率上升的一个重要原因是少儿抚养系数的持续下降。〔9〕Horica and Wan（2006）利用中国1995—2004年分城乡面板数据的研究发现，人口年龄结构是中国城乡居民储蓄率的一个主要决定因素，少儿抚养比与储蓄率之间呈显著的负向关系，老年抚养比与储蓄率之间的正向关系在统计上不显著。汪伟（2009）利用1989—2006年省际面板数据，考虑经济增长与人口结构变化的交互作用对储蓄率的影响，认为经济高速增长与抚养系数的下降是导致中国储蓄率上升的重要因素，经济增长对储蓄率上升的贡献随着劳动年龄人口数量的增加而被强化，但会随着人口老龄化程度的加深而被弱化。〔10〕王金营、杨磊（2010）通过对城乡居民储蓄存款影响因子分析，发现中国储蓄水平的不断上升与人口年龄结构变动具有显著相关性，储蓄水平与劳动总负担、少儿负担比和老年负担比均呈负相关关系。〔11〕姚林华（2012），郭华、刁晓林（2013）等也做了类似研究。

但是，上述研究在论证上大多只是引用简单的实证数据加以说明，对人口年龄结构带来的抚养系数变化是否存在对储蓄率的显著影响并没有给出一个较为完整的论证，其运用的研究方法也难以令人信服。因此，本文试图就此作进一步研究。

三、理论框架及模型设定

人口红利与储蓄率之间的关系本质上是人口年龄结构因素与储蓄率之间的关系。以储蓄率的形式体现的“人口红利”受到较多因素的影响，本文用于分析储蓄率体现的“人口红利”模型主要包括人均国民收入、经济增长率、少儿抚养比、老年抚养比、总抚养比等变量，考虑到本文利用的数据是1952年至2009年间的时间序列数据，在这一期间的计划生育政策尤其是“一孩政策”对人口年龄结构有重要影响，因此在模型中引入计划生育政策虚拟变量。由于少儿抚养比、老年抚养比与总抚养比之间存在线性相关关系，因此，本文构建两个模型分别进行考察。

（一）基本模型的设定

lnSt=α0+α1lnGt+α2lngt+α3lnYBt+α4lnOBt+α5Dumt+ut（1）

lnSt=β0+β1lnGt+β2lngt+β3lnTBt+β4Dumt+ut（2）

其中，St为储蓄率；

GT为人均GDP；

lngt为经济增长率=以国内生产总值指数（可比价，上年=100）/100；

YBt为少儿抚养比；

OBt为老年抚养比；

TBt为总抚养比；

Dumt为政策虚拟变量，取值为0表示实施计划生育政策前，取值为1表示实施计划生育政策后；

ut为随机扰动项，包括其他未纳入模型但对储蓄率有影响的因素；

α0...α5，β1...β4是待估计参数。

（二）引入滞后项

由于储蓄率通过作用于投资生产进而对经济起到推动作用，其作用往往具有滞后效应，也就是说当期的储蓄率除了受当期相关变量的影响外，还会受到上一期储蓄率的影响，因此，有必要将储蓄率的滞后项引入模型。

lnSt=α0+α1lnGt+α2lngt+α3lnYBt+α4lnOBt+α5Dumt+Σki=1α5+ilnSt-i+ut（3）

lnSt=β0+β1lnGt+β2lngt+β3lnTBt+β4Dumt+Σki=1β4+ilnSt-i+ut（4）

其中，St-1为上一期的储蓄率。其他解释变量所代表的意义同上。

（三）对解释变量的指标说明

储蓄率的计算公式为：储蓄率=储蓄总额/国民收入。

总抚养比，也称总抚养系数，指人口总量中非劳动年龄人口数量与劳动年龄人口数量之比，说明每100名劳动年龄人口需要负担的非劳动年龄人口数量。总抚养系数由老年抚养系数与少儿抚养系数相加得出，该指标用于从人口角度反映人口与经济发展的基本关系，通常用百分比表示。其计算公式为：

总抚养比=P0-14+P65+1P15-64×100%

其中：P0-14为0-14岁少儿人口数量；

P65+为65岁及65岁以上的老年人口数量；

P15-64为15-64岁劳动年龄人口数量。

老年抚养比，也称老年抚养系数，指某一人口群体中老年人口数量与劳动年龄人口数量之比，说明每100名劳动年龄人口需要负担的老年人口数量。该指标用于从经济角度反映人口老龄化的后果，通常用百分比表示。其计算公式为：

老年抚养比=P65+1P15-64×100%

其中：P65+为65岁及65岁以上的老年人口数量；

P15-64为15-64岁劳动年龄人口数量。

少儿抚养比，也称少儿抚养系数，指某一群体人口中少儿人口数量与劳动年龄人口数量之比，说明每100名劳动年龄人口需要负担的少儿人口数量。该指标用于从经济角度反映少儿人口比例下降的后果，通常用百分比表示。其计算公式为：

少儿抚养比=P0-141P15-64×100%

其中：P0-14为0-14岁少年儿童人口数量；

P15-64为15-64岁劳动年龄人口数量。

四、数据说明及实证检验

依据资料的可获得性，本文研究人口年龄结构变动因素与储蓄率之间关系的数据为1952年到2009年全国（此处数据未包括中国台湾、香港和澳门）涉及到的上述相关指标的时间序列数据，数据来源为《中国统计年鉴》。为避免出现“伪回归”，本文对除虚拟变量（Dum）以外的其他变量均进行对数处理。以上指标中，对数储蓄率作为被解释变量，其余变量均作为解释变量参与实证分析。模型设定中，考虑到中国计划生育政策通过人口结构转变间接对储蓄率产生影响，本文增加Dum虚拟变量。由于中国计划生育政策广泛实施于20世纪70—80年代之间，考虑到从试点到推广以致最终对储蓄率产生影响所具有的时滞，在模型中逐步引入Dum78—85，结果显示只有Dum83系数的t-检验结果显著。在进行回归之前，对模型中各变量进行平稳性检验，结果显示所有变量均为一阶单整。在所搜集到的样本区间中出现个别年份数据缺失的情况，本文利用线性插值法进行估算。

根据上述四个模型，使用Eviews60进行回归得到的结果如下：

比较表2中模型1、模型2、模型3和模型4可以发现，模型3的Adj-R2最大，F检验显著，ADF检验给出的结果也显示变量之间存在协整关系，且模型估计符号也与预期基本稳合。对模型3的残差进行异方差检验，由于选取的数据为时间序列数据，在此选用ARCH检验（P=00743>005），结果显示不存在异方差。同时针对残差进行自相关检验，考虑到模型解释变量中包含滞后的被解释变量，在此选用LM检验（P=01163>005），结果显示残差不存在自相关现象。基于上述分析，模型3较其他三个模型的拟合效果略优，考虑储蓄率滞后项的模型比不考虑的模型要好，将总抚养比分解为少儿抚养比和老年抚养比的模型比仅考虑总抚养比的模型要好。因此，本文的计量分析结果以模型3的结果出发来进行分析。

（一）快速增长的人均国民收入和经济增长速度对储蓄率的影响。结果显示，人均GDP每增长1%，储蓄率增长005175%。快速增长的人均GDP对居民储蓄率的影响相对较小，这与中国长期以来实行高积累政策，而且中国是在居民收入水平较低的基础上实现的高储蓄率，同时20世纪70年代实施计划生育政策以来快速下降的生育水平引起了居民人均消费永久性提高等多种原因相关。但长期以较高速度增长的经济对储蓄率则具有较为明显的影响，其弹性为132826，也就是说，在其他条件不变的情况下，经济增长率每提升1%，储蓄率增加132826%。这在某种程度上说明，储蓄率受经济增长变动的影响显著，而受经济发展水平作用相对较小。

（二）少儿抚养比与储蓄率之间具有较为明显的负相关关系。少儿抚养比的弹性为-00972，也就是说，在其他条件不变的情况下，少儿抚养比每上升1个百分点，储蓄率将降低00972%。通常，0到14岁的少儿处于消费时期，需要劳动年龄人口为其提供全部的消费支持，从而减少了劳动年龄人口的储蓄倾向，因此少儿抚养比上升对储蓄率有负向影响。而中国自20世纪70年代实行计划生育政策以来，少儿抚养比呈持续下降趋势，这为中国储蓄率保持高位提供了较好的人口年龄结构基础。但该指标与中国实际有较大出入，只涵盖了其中一部分真实的少儿抚养比，因为在现实生活中，我国《劳动法》明文规定“禁止用人单位招用未满十六周岁的未成年人”。

（三）老年抚养比与储蓄率之间具有较为明显的负相关关系，影响显著。老年抚养比的弹性为-04992，这说明老年抚养比每上升1个百分点，储蓄率将下降04992%。这一结果与老年人口这个群体的行为是符合的，老年群体属于储蓄性消费者，通过消耗过去的储蓄来维持当前的生活。从前面的分析可以看出，中国老年抚养比变化相对稳定，虽然目前中国已经处于人口老龄化阶段，但在整个人口年龄结构中的比例还相对较小，这有利于中国储蓄率长期保持高位。不过，即使该项指标回归系数显著，也还是需要说明其存在的问题。现行法律规定60岁以上就是老年人，同时我国现行制度规定的离退休年龄为：男60周岁，女为55周岁，其中女工为50周岁。正是由于统计口径的不一致，使得这一结果距离真实储蓄率影响还有一定偏差，只能大致反映出老年抚养比对储蓄率的影响趋势。

（四）计划生育政策对储蓄率影响显著。这可以作为“中国的计划生育政策是中国高储蓄率的重要原因”论点的一个佐证。计划生育所引发的中国人口急剧转变所带来的储蓄与经济增长效应是显著的，从统计结果看，该国策对中国获取人口红利有明显作用。本文实证结果显示计划生育政策对总储蓄率为负影响，这似乎与现实不符。但这一点可以在真实世界得到解释，计划生育政策从实施开始就得到严格执行，这使得少儿抚养比在刚开始的几十年中急剧下降，而同时期老年抚养比提高并不显著，这样的人口结构变动使得劳动年龄人口负担大大减轻，从而增加了储蓄。然而近年来，少儿抚养比趋于稳定，老年抚养比开始呈现快速上升趋势，进一步地，中国市场经济条件下的教育体系、养老体系和医疗体系、住房体系仍待完善，微观家庭的育儿养老负担和其他生活支付加重，从而降低了家庭储蓄的可能性，这在较大程度上抵消了计划生育对储蓄率的正向政策效应。

（五）前一期储蓄率对当期储蓄率具有显著正向影响。其弹性系数为089523，表示在其他条件不变的情况下，前一期的储蓄率每增加1%，当期的储蓄率将增加089523%。这一估计结果反映中国这一特有储蓄习惯对储蓄率的影响巨大。同时说明一点的是，这种调整所导致的滞后效应意味着任何一年的储蓄方程中的误差项与过去几年，甚至是未来几年都不可能是独立的。由于考虑了储蓄率的动态性，本文这一估计结果表明储蓄率滞后效应显著，研究储蓄率问题也应充分考虑其内生性问题。

五、各解释变量对储蓄率和经济增长的贡献

（一）各解释变量对储蓄率的贡献

为进一步分析各解释变量对储蓄率的贡献情况，本文利用贡献率的概念进行测算。具体测算方法为解释变量年均增长率乘以回归系数得到贡献度，进而利用算出的贡献度除以被解释变量求得贡献率。根据模型3提供的参数估计值结果计算1952年到2009年各解释变量对储蓄率的贡献度和贡献率。

1.在所有显著影响因素中，储蓄惯性对储蓄率的贡献最大。前一期国民储蓄对当期储蓄率有显著影响，弹性系数089523意味着，在其他条件不变的情况下，滞后一期的储蓄率每增长1%，储蓄率平均增加089523%。1952年到2009年，中国国民储蓄年均增长15795%，滞后一期储蓄对中国储蓄率增长的贡献达到14327，其贡献率9071%。这表明，储蓄率的增长主要来源于本身的滞后效应，中国居民长期以来养成的消费习惯和储蓄习惯对中国储蓄率的增长具有显著的影响。

2.国内生产总值对储蓄率的贡献率达到3086%，这说明中国经济增长对储蓄率的提高有着显著的影响。结果显示，储蓄与经济增长之间形成交互影响机制，拉动经济增长的一个重要因素就是储蓄。市场经济转型带来的经济高速增长与人口政策转变带来的抚养系数下降导致中国储蓄率不断上升，经济增长对储蓄率上升的贡献伴随着劳动年龄人口数量增加而被强化，但随着人口老龄化程度的加深而被逐渐弱化。

3.少儿抚养比下降对储蓄率的贡献显著。少儿抚养比对当期储蓄率的弹性系数为-00972，这意味着，在其他条件不变的情况下，少儿抚养比每下降1%，国民储蓄平均将增加00972%。1952年到2009年，少儿抚养比的增加对中国储蓄率的贡献度为015007，其贡献率为950%，数据表明，中国少儿抚养比下降对中国储蓄率的增长具有明显的正向促进作用。

4.老年抚养比上升对储蓄率的贡献为负值。1952年至2009年，老年抚养比年均增长幅度为07166%，弹性系数-04992，老年抚养比上升对国民储蓄的贡献率为-2265%，这说明中国社会正在经历向老龄社会过渡的阶段，老年人口占总人口比重增加意味着社会消费的增加，进而导致储蓄率的降低。

（二）储蓄率对经济增长的贡献

到底由人口结构变化引致的抚养系数变化从而带来储蓄率增加对经济增长带来何种影响？本文借鉴Bloom et Al（2009）模型的研究成果，对经典生产函数进行修正，将国内生产总值（GDP）、时间序列（T）、储蓄（S）、人口抚养比（LD）、就业的产业结构（LR）等因素纳入模型，以观察储蓄率及其影响因子人口年龄结构带来的经济增长效应。

总的来说，与现有研究相比，本文在实证研究中选取了更长的样本区间，将具有中国特色的计划生育政策纳入模型，这是本文建模的主要特色。对于本文研究的人口年龄结构变化因素对储蓄率的影响，实证结果表明中国高储蓄率一方面由经济高增长及储蓄本身的滞后效应来解释，另一部分则是由人口年龄结构因素来解释，人口年龄结构的变化对储蓄率具有显著影响，具有正的贡献率。该结果与国外Kraay（2000）对中国人口红利问题的研究结果非常一致，这一方面说明了中国人口年龄结构变化的确是储蓄率的重要影响因素，另一方面证实了中国确实存在以储蓄率体现的“人口红利”。

〔参考文献〕

〔1〕Lindh & Malmberg，Age structure effects and growth in OECD： 1950—1990， Journal of Population Economics，1999，12（3）.

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〔3〕Solveig Erlandsen and Ragnar Nymoen， Consumption and Population Age structure， Journal of Population Economic， 2008， 21（3）.

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〔5〕Birdsall， N.， Kelley， A.C. and Sinding， S.W.， Population Matters， Oxford University Press， 2001.

〔6〕Fougere & Merette，Population aging and economic growth in seven OECD countries， Economic Modelling，1999，16，pp.411-427.

〔7〕袁志刚，宋铮. 人口年龄结构、养老保险制度与最优储蓄率〔J〕.经济研究，2000，（11）.

〔8〕王德文，蔡昉，张学辉. 人口转变的储蓄效应和增长效应——论中国增长可持续性的人口因素〔J〕.人口研究，2004，（5）.

〔9〕Modigliani， F. and Cao， S.L.，The Chinese saving Puzzle and the Life-cycle Hypothesis， Journal of Economic Literature， 2004， 42（1）.

〔10〕汪伟. 经济增长、人口结构变化与中国高储蓄〔J〕.经济学（季刊），2009，（1）.

〔11〕王金营，杨磊. 中国人口转变、人口红利与经济增长的实证〔J〕.2010，（5）.

（责任编辑：谢科）

（四）计划生育政策对储蓄率影响显著。这可以作为“中国的计划生育政策是中国高储蓄率的重要原因”论点的一个佐证。计划生育所引发的中国人口急剧转变所带来的储蓄与经济增长效应是显著的，从统计结果看，该国策对中国获取人口红利有明显作用。本文实证结果显示计划生育政策对总储蓄率为负影响，这似乎与现实不符。但这一点可以在真实世界得到解释，计划生育政策从实施开始就得到严格执行，这使得少儿抚养比在刚开始的几十年中急剧下降，而同时期老年抚养比提高并不显著，这样的人口结构变动使得劳动年龄人口负担大大减轻，从而增加了储蓄。然而近年来，少儿抚养比趋于稳定，老年抚养比开始呈现快速上升趋势，进一步地，中国市场经济条件下的教育体系、养老体系和医疗体系、住房体系仍待完善，微观家庭的育儿养老负担和其他生活支付加重，从而降低了家庭储蓄的可能性，这在较大程度上抵消了计划生育对储蓄率的正向政策效应。

（五）前一期储蓄率对当期储蓄率具有显著正向影响。其弹性系数为089523，表示在其他条件不变的情况下，前一期的储蓄率每增加1%，当期的储蓄率将增加089523%。这一估计结果反映中国这一特有储蓄习惯对储蓄率的影响巨大。同时说明一点的是，这种调整所导致的滞后效应意味着任何一年的储蓄方程中的误差项与过去几年，甚至是未来几年都不可能是独立的。由于考虑了储蓄率的动态性，本文这一估计结果表明储蓄率滞后效应显著，研究储蓄率问题也应充分考虑其内生性问题。

五、各解释变量对储蓄率和经济增长的贡献

（一）各解释变量对储蓄率的贡献

为进一步分析各解释变量对储蓄率的贡献情况，本文利用贡献率的概念进行测算。具体测算方法为解释变量年均增长率乘以回归系数得到贡献度，进而利用算出的贡献度除以被解释变量求得贡献率。根据模型3提供的参数估计值结果计算1952年到2009年各解释变量对储蓄率的贡献度和贡献率。

1.在所有显著影响因素中，储蓄惯性对储蓄率的贡献最大。前一期国民储蓄对当期储蓄率有显著影响，弹性系数089523意味着，在其他条件不变的情况下，滞后一期的储蓄率每增长1%，储蓄率平均增加089523%。1952年到2009年，中国国民储蓄年均增长15795%，滞后一期储蓄对中国储蓄率增长的贡献达到14327，其贡献率9071%。这表明，储蓄率的增长主要来源于本身的滞后效应，中国居民长期以来养成的消费习惯和储蓄习惯对中国储蓄率的增长具有显著的影响。

2.国内生产总值对储蓄率的贡献率达到3086%，这说明中国经济增长对储蓄率的提高有着显著的影响。结果显示，储蓄与经济增长之间形成交互影响机制，拉动经济增长的一个重要因素就是储蓄。市场经济转型带来的经济高速增长与人口政策转变带来的抚养系数下降导致中国储蓄率不断上升，经济增长对储蓄率上升的贡献伴随着劳动年龄人口数量增加而被强化，但随着人口老龄化程度的加深而被逐渐弱化。

3.少儿抚养比下降对储蓄率的贡献显著。少儿抚养比对当期储蓄率的弹性系数为-00972，这意味着，在其他条件不变的情况下，少儿抚养比每下降1%，国民储蓄平均将增加00972%。1952年到2009年，少儿抚养比的增加对中国储蓄率的贡献度为015007，其贡献率为950%，数据表明，中国少儿抚养比下降对中国储蓄率的增长具有明显的正向促进作用。

4.老年抚养比上升对储蓄率的贡献为负值。1952年至2009年，老年抚养比年均增长幅度为07166%，弹性系数-04992，老年抚养比上升对国民储蓄的贡献率为-2265%，这说明中国社会正在经历向老龄社会过渡的阶段，老年人口占总人口比重增加意味着社会消费的增加，进而导致储蓄率的降低。

（二）储蓄率对经济增长的贡献

到底由人口结构变化引致的抚养系数变化从而带来储蓄率增加对经济增长带来何种影响？本文借鉴Bloom et Al（2009）模型的研究成果，对经典生产函数进行修正，将国内生产总值（GDP）、时间序列（T）、储蓄（S）、人口抚养比（LD）、就业的产业结构（LR）等因素纳入模型，以观察储蓄率及其影响因子人口年龄结构带来的经济增长效应。

总的来说，与现有研究相比，本文在实证研究中选取了更长的样本区间，将具有中国特色的计划生育政策纳入模型，这是本文建模的主要特色。对于本文研究的人口年龄结构变化因素对储蓄率的影响，实证结果表明中国高储蓄率一方面由经济高增长及储蓄本身的滞后效应来解释，另一部分则是由人口年龄结构因素来解释，人口年龄结构的变化对储蓄率具有显著影响，具有正的贡献率。该结果与国外Kraay（2000）对中国人口红利问题的研究结果非常一致，这一方面说明了中国人口年龄结构变化的确是储蓄率的重要影响因素，另一方面证实了中国确实存在以储蓄率体现的“人口红利”。

〔参考文献〕

〔1〕Lindh & Malmberg，Age structure effects and growth in OECD： 1950—1990， Journal of Population Economics，1999，12（3）.

〔2〕Fry & Mason，The variable rate of growth effect in the life-cycle saving model，Economics Inquiry，1982，20.

〔3〕Solveig Erlandsen and Ragnar Nymoen， Consumption and Population Age structure， Journal of Population Economic， 2008， 21（3）.

〔4〕Higgins， M. and Williamson， J.G.，Asian Demography and Foreign Capital Dependence， NBER Working paper No.5560， Cambridge， MA： National Bureau of Economic Research， 1996.

〔5〕Birdsall， N.， Kelley， A.C. and Sinding， S.W.， Population Matters， Oxford University Press， 2001.

〔6〕Fougere & Merette，Population aging and economic growth in seven OECD countries， Economic Modelling，1999，16，pp.411-427.

〔7〕袁志刚，宋铮. 人口年龄结构、养老保险制度与最优储蓄率〔J〕.经济研究，2000，（11）.

〔8〕王德文，蔡昉，张学辉. 人口转变的储蓄效应和增长效应——论中国增长可持续性的人口因素〔J〕.人口研究，2004，（5）.

〔9〕Modigliani， F. and Cao， S.L.，The Chinese saving Puzzle and the Life-cycle Hypothesis， Journal of Economic Literature， 2004， 42（1）.

〔10〕汪伟. 经济增长、人口结构变化与中国高储蓄〔J〕.经济学（季刊），2009，（1）.

〔11〕王金营，杨磊. 中国人口转变、人口红利与经济增长的实证〔J〕.2010，（5）.

（责任编辑：谢科）

（四）计划生育政策对储蓄率影响显著。这可以作为“中国的计划生育政策是中国高储蓄率的重要原因”论点的一个佐证。计划生育所引发的中国人口急剧转变所带来的储蓄与经济增长效应是显著的，从统计结果看，该国策对中国获取人口红利有明显作用。本文实证结果显示计划生育政策对总储蓄率为负影响，这似乎与现实不符。但这一点可以在真实世界得到解释，计划生育政策从实施开始就得到严格执行，这使得少儿抚养比在刚开始的几十年中急剧下降，而同时期老年抚养比提高并不显著，这样的人口结构变动使得劳动年龄人口负担大大减轻，从而增加了储蓄。然而近年来，少儿抚养比趋于稳定，老年抚养比开始呈现快速上升趋势，进一步地，中国市场经济条件下的教育体系、养老体系和医疗体系、住房体系仍待完善，微观家庭的育儿养老负担和其他生活支付加重，从而降低了家庭储蓄的可能性，这在较大程度上抵消了计划生育对储蓄率的正向政策效应。

（五）前一期储蓄率对当期储蓄率具有显著正向影响。其弹性系数为089523，表示在其他条件不变的情况下，前一期的储蓄率每增加1%，当期的储蓄率将增加089523%。这一估计结果反映中国这一特有储蓄习惯对储蓄率的影响巨大。同时说明一点的是，这种调整所导致的滞后效应意味着任何一年的储蓄方程中的误差项与过去几年，甚至是未来几年都不可能是独立的。由于考虑了储蓄率的动态性，本文这一估计结果表明储蓄率滞后效应显著，研究储蓄率问题也应充分考虑其内生性问题。

五、各解释变量对储蓄率和经济增长的贡献

（一）各解释变量对储蓄率的贡献

为进一步分析各解释变量对储蓄率的贡献情况，本文利用贡献率的概念进行测算。具体测算方法为解释变量年均增长率乘以回归系数得到贡献度，进而利用算出的贡献度除以被解释变量求得贡献率。根据模型3提供的参数估计值结果计算1952年到2009年各解释变量对储蓄率的贡献度和贡献率。

1.在所有显著影响因素中，储蓄惯性对储蓄率的贡献最大。前一期国民储蓄对当期储蓄率有显著影响，弹性系数089523意味着，在其他条件不变的情况下，滞后一期的储蓄率每增长1%，储蓄率平均增加089523%。1952年到2009年，中国国民储蓄年均增长15795%，滞后一期储蓄对中国储蓄率增长的贡献达到14327，其贡献率9071%。这表明，储蓄率的增长主要来源于本身的滞后效应，中国居民长期以来养成的消费习惯和储蓄习惯对中国储蓄率的增长具有显著的影响。

2.国内生产总值对储蓄率的贡献率达到3086%，这说明中国经济增长对储蓄率的提高有着显著的影响。结果显示，储蓄与经济增长之间形成交互影响机制，拉动经济增长的一个重要因素就是储蓄。市场经济转型带来的经济高速增长与人口政策转变带来的抚养系数下降导致中国储蓄率不断上升，经济增长对储蓄率上升的贡献伴随着劳动年龄人口数量增加而被强化，但随着人口老龄化程度的加深而被逐渐弱化。

3.少儿抚养比下降对储蓄率的贡献显著。少儿抚养比对当期储蓄率的弹性系数为-00972，这意味着，在其他条件不变的情况下，少儿抚养比每下降1%，国民储蓄平均将增加00972%。1952年到2009年，少儿抚养比的增加对中国储蓄率的贡献度为015007，其贡献率为950%，数据表明，中国少儿抚养比下降对中国储蓄率的增长具有明显的正向促进作用。

4.老年抚养比上升对储蓄率的贡献为负值。1952年至2009年，老年抚养比年均增长幅度为07166%，弹性系数-04992，老年抚养比上升对国民储蓄的贡献率为-2265%，这说明中国社会正在经历向老龄社会过渡的阶段，老年人口占总人口比重增加意味着社会消费的增加，进而导致储蓄率的降低。

（二）储蓄率对经济增长的贡献

到底由人口结构变化引致的抚养系数变化从而带来储蓄率增加对经济增长带来何种影响？本文借鉴Bloom et Al（2009）模型的研究成果，对经典生产函数进行修正，将国内生产总值（GDP）、时间序列（T）、储蓄（S）、人口抚养比（LD）、就业的产业结构（LR）等因素纳入模型，以观察储蓄率及其影响因子人口年龄结构带来的经济增长效应。

总的来说，与现有研究相比，本文在实证研究中选取了更长的样本区间，将具有中国特色的计划生育政策纳入模型，这是本文建模的主要特色。对于本文研究的人口年龄结构变化因素对储蓄率的影响，实证结果表明中国高储蓄率一方面由经济高增长及储蓄本身的滞后效应来解释，另一部分则是由人口年龄结构因素来解释，人口年龄结构的变化对储蓄率具有显著影响，具有正的贡献率。该结果与国外Kraay（2000）对中国人口红利问题的研究结果非常一致，这一方面说明了中国人口年龄结构变化的确是储蓄率的重要影响因素，另一方面证实了中国确实存在以储蓄率体现的“人口红利”。

〔参考文献〕

〔1〕Lindh & Malmberg，Age structure effects and growth in OECD： 1950—1990， Journal of Population Economics，1999，12（3）.

〔2〕Fry & Mason，The variable rate of growth effect in the life-cycle saving model，Economics Inquiry，1982，20.

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〔4〕Higgins， M. and Williamson， J.G.，Asian Demography and Foreign Capital Dependence， NBER Working paper No.5560， Cambridge， MA： National Bureau of Economic Research， 1996.

〔5〕Birdsall， N.， Kelley， A.C. and Sinding， S.W.， Population Matters， Oxford University Press， 2001.

〔6〕Fougere & Merette，Population aging and economic growth in seven OECD countries， Economic Modelling，1999，16，pp.411-427.

〔7〕袁志刚，宋铮. 人口年龄结构、养老保险制度与最优储蓄率〔J〕.经济研究，2000，（11）.

〔8〕王德文，蔡昉，张学辉. 人口转变的储蓄效应和增长效应——论中国增长可持续性的人口因素〔J〕.人口研究，2004，（5）.

〔9〕Modigliani， F. and Cao， S.L.，The Chinese saving Puzzle and the Life-cycle Hypothesis， Journal of Economic Literature， 2004， 42（1）.

〔10〕汪伟. 经济增长、人口结构变化与中国高储蓄〔J〕.经济学（季刊），2009，（1）.

〔11〕王金营，杨磊. 中国人口转变、人口红利与经济增长的实证〔J〕.2010，（5）.

（责任编辑：谢科）