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摘要：本文收集了2004年至2017年我國(guó)31個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，從人口結(jié)構(gòu)和養(yǎng)老保險(xiǎn)制度兩個(gè)方面入手。研究發(fā)現(xiàn)：人口流動(dòng)會(huì)顯著促進(jìn)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的增加，少兒人口撫育比和老年人口撫育比會(huì)顯著抑制儲(chǔ)蓄率水平；養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率、養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革和儲(chǔ)蓄率呈顯著正相關(guān)，養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)額只在有限的水平下與居民儲(chǔ)蓄率呈正比例關(guān)系。

關(guān)鍵詞：儲(chǔ)蓄率;　人口流動(dòng)　;撫育比;　養(yǎng)老保險(xiǎn)

一、引言

我國(guó)當(dāng)今的儲(chǔ)蓄率一直居于世界前列，居民將可支配收入中的很大一部分儲(chǔ)蓄起來(lái)以備不時(shí)之需。居民儲(chǔ)蓄率高意味著消費(fèi)支出處于低水平，從一定程度上阻礙了國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。本文對(duì)儲(chǔ)蓄率的研究從兩個(gè)方面入手，即人口結(jié)構(gòu)和養(yǎng)老保險(xiǎn)制度。比如人口中的年齡、性別、受教育程度、流動(dòng)性均有可能影響到儲(chǔ)蓄率；養(yǎng)老保險(xiǎn)制度給老年人提供的生活保障不同，內(nèi)心滿意度不同，選擇儲(chǔ)蓄的收入比例就會(huì)不同。范祚軍等（2014）［1］基于索羅經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型，研究發(fā)現(xiàn)：加快城鎮(zhèn)化進(jìn)程，增加可支配收入，提高金融化程度都會(huì)增加儲(chǔ)蓄率水平。朱雪萌，張忠慧（2015）［2］分析了儲(chǔ)蓄率提高給人們帶來(lái)的好處和負(fù)面影響，分別從收入、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、股票市場(chǎng)、房地產(chǎn)市場(chǎng)、消費(fèi)市場(chǎng)及利率六個(gè)方面研究了居民儲(chǔ)蓄率的影響因素。徐麗芳等（2017）［3］收集了的跨國(guó)面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)國(guó)民儲(chǔ)蓄率與金融發(fā)展呈倒U型關(guān)系。楊繼軍、張二震（2013）［4］分析了人口年齡結(jié)構(gòu)、預(yù)期壽命以及養(yǎng)老保險(xiǎn)制度對(duì)我國(guó)居民儲(chǔ)蓄率的影響，研究發(fā)現(xiàn)少兒撫育比會(huì)顯著促進(jìn)儲(chǔ)蓄率，老年撫育比會(huì)顯著抑制儲(chǔ)蓄率，養(yǎng)老保險(xiǎn)制度并不會(huì)降低儲(chǔ)蓄率水平。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源說(shuō)明

本文中的人口流動(dòng)、少兒撫育比和老年撫育比數(shù)據(jù)來(lái)自于《中國(guó)人口統(tǒng)計(jì)年鑒》，其余變量來(lái)自于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。共收集了2004年至2017年的年度數(shù)據(jù)，按照省份對(duì)全國(guó)數(shù)據(jù)進(jìn)行劃分，收集了大陸31個(gè)省域數(shù)據(jù)。因此本文數(shù)據(jù)為時(shí)間跨度14年，包含31個(gè)個(gè)體的面板數(shù)據(jù)。

（二）變量解釋

本文被解釋變量為居民儲(chǔ)蓄率（sr），收集了城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出，用兩者之差反映儲(chǔ)蓄額的大小。儲(chǔ)蓄率的影響因素一方面為人口結(jié)構(gòu)，另一方面為養(yǎng)老保險(xiǎn)。人口流動(dòng)（flow）用城鎮(zhèn)總?cè)丝谂c其在住戶籍人口之差再比上在住戶籍人口衡量。撫育比包括少兒人口撫育比（ctdr）和老年人口撫育比（otdr），分別反映少兒和老年非勞動(dòng)人口占勞動(dòng)人口的比重。養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率（eic）用城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險(xiǎn)人口與該城鎮(zhèn)總?cè)丝谥群饬浚B(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)額（eie）用養(yǎng)老保險(xiǎn)基金收入與該城鎮(zhèn)GDP總額之比衡量。養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革（eir）為一時(shí)間虛擬變量，在2004年取值為0，2005年之后（包括2005年）取值為1。除時(shí)間虛擬變量以外，其他變量均作對(duì)數(shù)處理。

（三）模型建立

本文建立如下模型，首先對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行了預(yù)處理，Isr、Iflow、Ictdr、Iotdr、Ieic、Ieie分別表示sr、flow、ctdr、otdr、eic、eie的對(duì)數(shù)形式。其中，α為常數(shù)項(xiàng)，β1、β2、β3、β4、β5、β6均為解釋變量的回歸系數(shù)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。Isr=α+β1Iflow+β2Ictdr+β3Iotdr+β4Ieic+β5Ieie+β6eir+ε

三、實(shí)證分析

模型回歸結(jié)果列示在表1。在混合OLS回歸中，沒有考慮個(gè)體效應(yīng)與時(shí)間效應(yīng)。人口流動(dòng)、少兒人口撫育比、老年人口撫育比均沒有通過顯著性檢驗(yàn)，養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率與養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革均和儲(chǔ)蓄率呈顯著正相關(guān)。養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)額與儲(chǔ)蓄率呈顯著負(fù)相關(guān)，但是結(jié)果不一定可靠。在考慮時(shí)間效應(yīng)的FE模型中，人口流動(dòng)與少兒人口撫育比仍然沒有通過顯著性檢驗(yàn)，老年人口撫育比在顯著性水平5%下與儲(chǔ)蓄率呈顯著負(fù)相關(guān).在考慮時(shí)間效應(yīng)的LSDV回歸結(jié)果中，R2顯著提高。人口流動(dòng)與儲(chǔ)蓄率呈顯著正相關(guān)，少兒人口撫育比與老年人口撫育比均會(huì)顯著抑制儲(chǔ)蓄率水平；養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率與養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革均和儲(chǔ)蓄率呈顯著正相關(guān)，養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)額也與儲(chǔ)蓄率呈正相關(guān)。因?yàn)槊姘鍞?shù)據(jù)存在異方差和面板間相關(guān)性，在進(jìn)行FGLS回歸時(shí)對(duì)上述問題進(jìn)行了修正，采用全面FGLS回歸法。發(fā)現(xiàn)可行廣義最小二乘法FGLS回歸出的系數(shù)與LSDV法相同，但是各個(gè)變量的顯著性水平均有所提高。

四、結(jié)論與啟示

綜上所述，從人口結(jié)構(gòu)方面來(lái)看，人口流動(dòng)會(huì)顯著促進(jìn)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的增加，少兒人口撫育比和老年人口撫育比會(huì)顯著抑制儲(chǔ)蓄率水平；從養(yǎng)老保險(xiǎn)制度方面來(lái)看，養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率、養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革和儲(chǔ)蓄率呈顯著正相關(guān)，養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)額只在有限的水平下與居民儲(chǔ)蓄率呈正比例關(guān)系。政府應(yīng)當(dāng)結(jié)合我國(guó)經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)的特征，制定與我國(guó)國(guó)情相符的有效政策，使儲(chǔ)蓄率降低到有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的水平。另外，儲(chǔ)蓄率的波動(dòng)也應(yīng)該考慮監(jiān)管制度的因素。我國(guó)政府應(yīng)該有效監(jiān)控人口結(jié)構(gòu)對(duì)儲(chǔ)蓄率的作用，合理控制人口流動(dòng)情況。緊密地關(guān)注養(yǎng)老保險(xiǎn)制度對(duì)儲(chǔ)蓄率變化的影響，制定出為老年生活提供切實(shí)保障的養(yǎng)老制度。

參考文獻(xiàn)：

［1］范祚軍，常雅麗，黃立群.國(guó)際視野下最優(yōu)儲(chǔ)蓄率及其影響因素測(cè)度——基于索洛經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型的研究［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2014，49（09）：20-33.

［2］朱雪萌，張忠慧.我國(guó)居民儲(chǔ)蓄的影響因素分析［J］.經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊，2015（09）：108-109.

［3］徐麗芳，許志偉，王鵬飛.金融發(fā)展與國(guó)民儲(chǔ)蓄率：一個(gè)倒U型關(guān)系［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2017，52（02）：111-124.

［4］楊繼軍，張二震.人口年齡結(jié)構(gòu)、養(yǎng)老保險(xiǎn)制度轉(zhuǎn)軌對(duì)居民儲(chǔ)蓄率的影響［J］.中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2013（08）：47-66+205.

作者：王玥琪