王麒麟 賴小瓊，2

（1.廈門大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，福建 廈門361005；2.廈門大學(xué) 王亞南經(jīng)濟研究院，福建 廈門361005）

一、引言

20世紀90年代以來，我國經(jīng)濟增長呈現(xiàn)出“高儲蓄、低消費”的特點，我國的儲蓄率明顯高于世界其他主要經(jīng)濟體。根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的資金流量表可知，居民儲蓄率從2000年的16.5%增加到2008年的22.49%，年均增長4.08%；企業(yè)部門儲蓄率從2000年的15.65%增加到2008年的21.6%，年均增長4.76%；政府部門儲蓄率從2000年的6.36%增加到2008年的8.21%，年均增長5.87%。持續(xù)高位運行的儲蓄率受到了西方國家的責(zé)難，在后危機時代中國強勁增長的大國背景下，一些西方學(xué)者拋出了“中國經(jīng)濟責(zé)任論”和“儲蓄國責(zé)任論”，由此引發(fā)了又一輪探討中國高儲蓄率問題的熱潮。

一般來講，一個國家GDP強勁增長的同時將伴隨著儲蓄率的下降，因為人們不斷增加的收入使其儲蓄意愿下降。而我國GDP經(jīng)歷了奇跡般的增長，為什么儲蓄率依然這么高？學(xué)術(shù)界就此問題從不同角度進行了分析，如人口結(jié)構(gòu)因素［1］［2］、經(jīng)濟增長因素［3］、預(yù)防性儲蓄［4］、男女比例失衡［5］，以及部門貢獻［6］［7］。由于我國于1999年成為老年型人口國家，今后三四十年我國人口老齡化發(fā)展速度與規(guī)模將居世界各國之首，顯然，人口老齡化及伴隨的老齡人口高齡化是我國21世紀上半葉面臨的最為嚴峻的挑戰(zhàn)之一?；谶@個背景，較多文獻著重從人口年齡結(jié)構(gòu)的視角來解讀中國高儲蓄率問題。Kraay使用中國家庭調(diào)查數(shù)據(jù)對中國城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民的儲蓄率進行了分析，并且將時期分成了1978～1983年與1984～1989年，城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民儲蓄率的分析結(jié)果大相徑庭：未來收入增長率與食品占家庭消費支出的比重均對農(nóng)村居民儲蓄率有負向影響，而人口撫養(yǎng)比和未來收入的不確定性卻對其沒有影響；同樣的指標對城鎮(zhèn)居民儲蓄率均沒有顯著的影響［8］。Modigliani和Cao使用1953～2000年的時間序列數(shù)據(jù)來分析中國居民儲蓄率的影響因素，結(jié)果表明，較為明顯的因素是人口撫養(yǎng)比、經(jīng)濟增長率與通貨膨脹率，并且這些變量均對居民儲蓄率有正向影響［9］。這兩項研究中人口撫養(yǎng)比對儲蓄率的影響結(jié)果是矛盾的，我們認為，這可能與我國城鄉(xiāng)儲蓄率積累路徑的差別有關(guān)。而在較近的國內(nèi)文獻中，楊繼軍以我國省際面板數(shù)據(jù)為樣本對人口年齡結(jié)構(gòu)的儲蓄效應(yīng)進行了考察，數(shù)據(jù)跨度為2002～2007年，面板GLS估計結(jié)果表明，經(jīng)濟增長率對儲蓄率有正向影響，人口撫養(yǎng)比對儲蓄率有負向影響［1］。但該研究并未體現(xiàn)城鄉(xiāng)儲蓄率的差異。汪偉從莫迪利安尼的生命周期理論出發(fā)，以我國1989～2006年的省際面板數(shù)據(jù)為樣本，考察了經(jīng)濟增長、人口年齡結(jié)構(gòu)以及它們的交互項對我國儲蓄率的影響。通過不同的計量設(shè)定和識別方式檢驗發(fā)現(xiàn)，中國的高儲蓄率主要是由兩個急劇轉(zhuǎn)變的政策共同作用所致。第一個是20世紀70年代后期實施的經(jīng)濟體制改革，以1978年為界，1953～1977年與1978～2006年相比，改革前后人均收入增長率的均值由5.5%上升到9.6%，儲蓄率的均值由29.6%上升至38.7%，儲蓄率的變動與收入增長率基本一致；第二個是人口政策的轉(zhuǎn)變，20世紀70年代我國開始實行計劃生育政策，這一政策使得中國迅速實現(xiàn)了人口轉(zhuǎn)型，并通過“人口紅利”的集中釋放帶來高儲蓄。經(jīng)濟增長與勞動年齡人口的大幅增加互相影響，這又進一步提高了儲蓄率［2］。該文獻區(qū)分了城鄉(xiāng)儲蓄率，但在分析結(jié)果上并未體現(xiàn)出明顯的城鄉(xiāng)差別，且數(shù)據(jù)是通過最終消費率換算得到的。

考慮到我國城鄉(xiāng)差異較大的特點，本文借鑒Horioka和Wan的方法［10］，同時考察少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比對儲蓄率的影響，并且基于統(tǒng)計局的城鄉(xiāng)分類法，選用31個省市自治區(qū)的省際面板數(shù)據(jù)計算城鄉(xiāng)儲蓄率，試圖探究人口年齡結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)儲蓄率的關(guān)系，并且希望在已有文獻的基礎(chǔ)上進一步解答人口年齡結(jié)構(gòu)的儲蓄效應(yīng)在城鄉(xiāng)層面的差異性特點，這是本文研究的初衷所在。

二、變量選擇與模型設(shè)置

本文主要考察人口年齡結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)居民儲蓄率的影響，故被解釋變量分別選擇城鎮(zhèn)居民儲蓄率（saving rate of city）和農(nóng)村居民儲蓄率（saving rate of rural），以研究城鄉(xiāng)差別。解釋變量選擇少兒撫養(yǎng)比（young＿foster）和老年撫養(yǎng)比（old＿foster），以考察不同非勞動年齡撫養(yǎng)比的差別，在此基礎(chǔ)上我們納入一些控制變量X，模型設(shè)置如下：（其中e1和e2表示隨機擾動項）

saving rate of city＝a1＊young＿foster＋b1＊old＿foster＋M1＊X＋e1

saving rate of rural＝a2＊young＿foster＋b2＊old＿foster＋M2＊X＋e2

在控制變量的選擇方面，首先，根據(jù)發(fā)展經(jīng)濟學(xué)的觀點，一國在工業(yè)化的過程中應(yīng)該有必要的儲蓄率保證，因此這里引入GDP增長率（gdp＿growth＿rate）；其次，由于我國是一個轉(zhuǎn)型國家，故應(yīng)該納入表征轉(zhuǎn)型特點的指標，引入第三產(chǎn)業(yè)比重（third＿ratio）和二三產(chǎn)業(yè)比（trans＿rate）以增強轉(zhuǎn)型國家數(shù)據(jù)模型的穩(wěn)健性；再次，從微觀角度來看，居民儲蓄率同人口自然增長率有一定的關(guān)系，于是引入人口自然增長率（natural＿rate）；不同地區(qū)的城市化水平有著明顯的差異，于是納入城市化指標（urban＿rate），具體使用城市人口占地區(qū)總?cè)丝诘谋戎貋頊y度。此外，我們選擇政府收入與GDP之比（rev＿rate）和政府支出與GDP之比（sp＿rate），以反映政府財政政策對儲蓄率的影響。

以上變量所需數(shù)據(jù)均來源于CEIC數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)跨度為1999～2009年，原因是：（1）由于本文納入了財政變量，受個別省份的財政收支數(shù)據(jù)的限制，省際財政收入與支出的數(shù)據(jù)從1999年開始，保證了31個省市自治區(qū)的完整度；（2）Modigliani和Cao主要考察了我國2000年以前的情形［9］，本文以1999～2009年為樣本，可以與他們的研究結(jié)果進行比較。由于我國存在著巨大的地區(qū)差距，故在全國水平的基礎(chǔ)上又分東部、中部與西部地區(qū)來分析該問題。

三、實證分析

（一）全國水平

我們使用省際面板數(shù)據(jù)來考察人口年齡結(jié)構(gòu)與儲蓄率的關(guān)系，結(jié)果如表1所示。模型（1）和（2）為基本回歸方程，意在考察當(dāng)沒有其他因素影響時少兒撫養(yǎng)比與老年撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民儲蓄率的影響。然后引入控制變量：GDP增長率、第三產(chǎn)業(yè)比重、二三產(chǎn)業(yè)比、人口自然增長率以及城市化水平五個指標，同時引入財政收入比重與財政支出比重，形成模型（3）和模型（4），以考察兩種撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民儲蓄率的影響。Hausman檢驗結(jié)果顯示，模型（1）和（2）的Chi2值分別為51.39和28.28，模型（3）和（4）的Chi2值分別為46.93和12.33，均拒絕了原假設(shè)，故采用固定效應(yīng)檢驗。

根據(jù)模型（1）和（2）可知，少兒撫養(yǎng)比與老年撫養(yǎng)比對城鄉(xiāng)居民儲蓄率的影響系數(shù)均非常顯著，少兒撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響為負，而老年撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響為正，兩種撫養(yǎng)比的儲蓄效應(yīng)形成巨大反差；少兒撫養(yǎng)比對農(nóng)村居民儲蓄率的影響為正，而老年撫養(yǎng)比對農(nóng)村居民儲蓄率的影響為負，這個情況剛好與城鎮(zhèn)居民儲蓄率相反，這說明人口撫養(yǎng)比的儲蓄效應(yīng)存在明顯的城鄉(xiāng)差異。為了確保穩(wěn)健性，模型（3）和（4）引入控制變量，少兒撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響系數(shù)由原來的-0.472變?yōu)?0.276，老年撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響系數(shù)由原來的0.602減小至0.575；少兒撫養(yǎng)比對農(nóng)村居民儲蓄率的影響系數(shù)由原來的0.373增加至0.51，老年撫養(yǎng)比對農(nóng)村居民儲蓄率的影響系數(shù)由原來的-0.559變?yōu)?0.781，數(shù)據(jù)雖有少許變化，但全部都在1%的水平上顯著，且與原來的影響方向一致，說明人口撫養(yǎng)比對城鄉(xiāng)居民儲蓄率的影響作用是穩(wěn)健的。

表1 人口年齡結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)儲蓄率

根據(jù)表1可知，人口年齡結(jié)構(gòu)的老齡化趨勢使得城鎮(zhèn)居民儲蓄率不斷提高，而使農(nóng)村居民儲蓄率不斷降低，可能的解釋如下：（1）我國養(yǎng)老保障制度的二元結(jié)構(gòu)。我國現(xiàn)有的養(yǎng)老保障制度設(shè)計是以城鎮(zhèn)職工為主，對城鎮(zhèn)職工實行社會養(yǎng)老保障，即個人、企業(yè)和政府三方責(zé)任共擔(dān)的企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險制度。其優(yōu)點是養(yǎng)老資金的來源渠道多、養(yǎng)老保障方式的層次多、社會統(tǒng)籌與個人賬戶相結(jié)合；而對農(nóng)村居民實行個人家庭養(yǎng)老保障的模式，即城鄉(xiāng)二元化的社會養(yǎng)老保障體制。在農(nóng)村目前尚未建立養(yǎng)老保障制度，政府只是出臺了三個有關(guān)農(nóng)村居民的養(yǎng)老政策，但沒有具體的實施細則，因此農(nóng)村居民并沒有從中受益。這樣的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)保障制度使得城鎮(zhèn)老齡人口每月能得到一定數(shù)量的養(yǎng)老金，這在一定程度上保證了老年人的收入不減，近年來政府又提高了養(yǎng)老金的支付額度，使得城鎮(zhèn)老年人的固定收入明顯增加，深受傳統(tǒng)文化影響的中國老年人必然會增加其儲蓄份額，但農(nóng)村居民就無法從中獲得貨幣保障。（2）勞動力年齡結(jié)構(gòu)的老化。人口老齡化促使勞動力年齡結(jié)構(gòu)老化［11］，這在城鄉(xiāng)地區(qū)是一樣的，但城鄉(xiāng)就業(yè)崗位性質(zhì)的差別在于，城鎮(zhèn)地區(qū)的崗位多以腦力勞動為主，而農(nóng)村地區(qū)的崗位多以體力勞動為主，這就使得城鎮(zhèn)老年人仍可以有機會或有時間繼續(xù)工作，以獲得收入，而農(nóng)村老年人就因體力不支等身體原因走下崗位，收入也相應(yīng)減少，這樣的結(jié)果導(dǎo)致城鎮(zhèn)老年人仍有足夠的收入儲蓄起來，而農(nóng)村老年人就失去了儲蓄的重要來源，農(nóng)村儲蓄率必然下降。勞動力老化極大地制約了農(nóng)村老年人的就業(yè)機會，而對城鎮(zhèn)老年人的影響相對較小，進而引致城鄉(xiāng)居民儲蓄率的不同變化。

關(guān)于少兒撫養(yǎng)比的儲蓄效應(yīng)，可能的解釋是：少兒年齡人口不具備勞動能力，因而沒有收入來源，少兒撫養(yǎng)比的提高使得社會儲蓄負增加，以提供足夠的經(jīng)濟能力撫養(yǎng)少兒年齡人口。然而，少兒撫養(yǎng)比對儲蓄率的影響在城鄉(xiāng)之間有著明顯的反差，主要原因是撫養(yǎng)小孩成本的城鄉(xiāng)差異。少兒的年齡段為0～14歲，撫養(yǎng)一個孩子需要的成本包括產(chǎn)前費用、生產(chǎn)費用、衣食住行、醫(yī)療費用、教育費用以及其他不可預(yù)期的費用，而我國城鄉(xiāng)地區(qū)在這些成本支出項目上都存在著明顯的差距，根據(jù)學(xué)者對我國1978～2007年數(shù)據(jù)的測算，我國城鎮(zhèn)居民基本生活線為5 942.86元，而農(nóng)村居民基本生活線為1 968.01元，后者僅相當(dāng)于前者的33.12%［12］，這說明農(nóng)村整體的消費水平遠低于城鎮(zhèn)，城鎮(zhèn)的高消費水平使得城鎮(zhèn)家庭撫養(yǎng)小孩的開銷大大增加，從而可儲蓄的部分就減少了；而農(nóng)村因其較低的消費水平而較小地影響其儲蓄能力，但農(nóng)村少兒撫養(yǎng)比的儲蓄效應(yīng)系數(shù)為正數(shù)，即少兒撫養(yǎng)比的增加反而會提高農(nóng)村家庭儲蓄水平，我們給出的解釋是，在農(nóng)村一直都有養(yǎng)兒防老的傳統(tǒng)，所以農(nóng)村家庭小孩多了（尤其是男孩），父母就會進行預(yù)防性儲蓄，以保證自己老有所養(yǎng)。

另外，根據(jù)Modigliani和Cao的研究結(jié)果可知，1953～2000年人口撫養(yǎng)比對居民儲蓄率有正向影響，但該結(jié)論并沒有反映出城鄉(xiāng)差異，且該文也沒有區(qū)分老年撫養(yǎng)比與少兒撫養(yǎng)比。本文通過區(qū)分城鄉(xiāng)居民儲蓄率，發(fā)現(xiàn)1999～2009年的情況是，少兒撫養(yǎng)比與老年撫養(yǎng)比的儲蓄效應(yīng)截然相反，且具有明顯的城鄉(xiāng)差異。

（二）地區(qū)水平

我們在全國數(shù)據(jù)分析的基礎(chǔ)上進行地區(qū)水平分析，由于我國東中西部地區(qū)差別很大，故人口年齡結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)居民儲蓄率的影響可能有地區(qū)差異，本文將依次分析三個地區(qū)的情況，得到的固定效應(yīng)結(jié)果如表2所示。

表2 人口年齡結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)儲蓄率——地區(qū)水平

首先看東部地區(qū)，從模型（5a）和（6a）可看出，二三產(chǎn)業(yè)比對城鄉(xiāng)居民儲蓄率的影響最大，第三產(chǎn)業(yè)比重次之，這說明東部地區(qū)居民儲蓄率的積累主要受到轉(zhuǎn)型因素的影響。少兒撫養(yǎng)比與老年撫養(yǎng)比對城鄉(xiāng)居民儲蓄率的影響系數(shù)較小，分城鄉(xiāng)看，少兒撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響為負，對農(nóng)村居民儲蓄率的影響為正；而老年撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響為正，對農(nóng)村居民儲蓄率的影響為負。人口年齡結(jié)構(gòu)的儲蓄效應(yīng)在東部地區(qū)存在城鄉(xiāng)反差的特點。人口自然增長率的儲蓄效應(yīng)在城鎮(zhèn)比較明顯，而在農(nóng)村并不明顯。財政收支比重的系數(shù)未通過顯著性檢驗，這表明人口年齡結(jié)構(gòu)的儲蓄效應(yīng)在東部地區(qū)不受財政政策的影響。

其次看中部地區(qū)，由模型（5b）和（6b）可知，城鎮(zhèn)居民儲蓄率的解釋變量較好地解釋了模型，但農(nóng)村居民儲蓄率的解釋變量系數(shù)基本都未通過顯著性檢驗。對城鎮(zhèn)居民儲蓄率有顯著正影響的因素按系數(shù)大小依次為二三產(chǎn)業(yè)比、第三產(chǎn)業(yè)比重和老年撫養(yǎng)比，對城鎮(zhèn)居民儲蓄率有顯著負影響的因素為財政支出比重和少兒撫養(yǎng)比；而對農(nóng)村居民儲蓄率有顯著影響的只有人口自然增長率，且在1%的顯著水平上通過檢驗。與全國水平相比，人口年齡結(jié)構(gòu)的儲蓄效應(yīng)只在中部城鎮(zhèn)地區(qū)有所體現(xiàn)，而在農(nóng)村地區(qū)并未體現(xiàn)。

最后看西部地區(qū)，模型（5c）和（6c）的數(shù)據(jù)表明，轉(zhuǎn)型因素對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響都為負，而對農(nóng)村居民儲蓄率卻無影響。少兒撫養(yǎng)比與老年撫養(yǎng)比對城鄉(xiāng)居民儲蓄率的影響與全國水平是一致的，也存在著明顯的城鄉(xiāng)反差特點。財政收支比重對城鄉(xiāng)居民儲蓄率的影響也與全國水平一致，從系數(shù)來看，西部地區(qū)系數(shù)的絕對值都大于全國水平的系數(shù)，即財政收支比重對西部居民儲蓄率的影響較全國水平更加明顯。城市化水平的儲蓄效應(yīng)在西部城鎮(zhèn)地區(qū)比較明顯，而在西部農(nóng)村地區(qū)卻未體現(xiàn)出來，這也與全國水平的結(jié)果是一致的。

將表2中人口撫養(yǎng)比對城鄉(xiāng)居民儲蓄率的影響系數(shù)按地區(qū)整理成圖1和圖2，分別描述不同地區(qū)少兒撫養(yǎng)比的儲蓄效應(yīng)和不同地區(qū)老年撫養(yǎng)比的儲蓄效應(yīng)。從圖1可以看出，少兒撫養(yǎng)比的儲蓄效應(yīng)在城鎮(zhèn)地區(qū)為負，而在農(nóng)村地區(qū)為正，我們認為這與撫養(yǎng)小孩成本的城鄉(xiāng)差異有關(guān)，同時也與農(nóng)村地區(qū)較強的預(yù)防性儲蓄意識有關(guān)。少兒撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的負影響在中部地區(qū)最大，而東部和西部都很小，這可能是由于中部地區(qū)受財政壓力最為明顯所致。少兒撫養(yǎng)比對農(nóng)村居民儲蓄率的正影響在東部較小，西部較大，而中部不明顯，可能是由于西部地區(qū)養(yǎng)兒防老的預(yù)防性儲蓄意識較東部地區(qū)更強。

圖1 少兒撫養(yǎng)比的儲蓄效應(yīng)

圖2 老年撫養(yǎng)比的儲蓄效應(yīng)

從圖2可看出，老年撫養(yǎng)比的儲蓄效應(yīng)由東部城鎮(zhèn)、中部城鎮(zhèn)到西部城鎮(zhèn)依次增大，而從東部農(nóng)村到西部農(nóng)村也是依次增大。如果我們用中國養(yǎng)老保障制度的二元結(jié)構(gòu)來解釋，那么看似養(yǎng)老保障的完善程度應(yīng)該是東中西部依次遞減的，據(jù)此推斷的系數(shù)值也應(yīng)該是東中西部依次遞減的，但實際上卻相反，可能的理由是消費因素，即我國消費水平存在著明顯的地區(qū)差異，一般而言，東部消費較高，中部次之，西部較低，這樣看來，同樣是城鎮(zhèn)地區(qū)的老年人，在城鎮(zhèn)養(yǎng)老保障金制度大體相同的前提下，東部老年人消費支出較高，中部次之，而西部較低，故儲蓄能力就依東中西部地區(qū)逐漸遞增。在養(yǎng)老保障制度不完善的農(nóng)村地區(qū)，農(nóng)村居民年輕時可以通過農(nóng)業(yè)生產(chǎn)或外出打工來獲得勞動收入，而到老年后就基本沒有收入來源，圖2右圖的負系數(shù)表現(xiàn)了農(nóng)村居民從年輕到年老的轉(zhuǎn)變過程中儲蓄能力的降低，再從東西部的情況來看，東部老年人的儲蓄能力喪失較小，而西部老年人的儲蓄能力喪失較明顯。

四、結(jié)論性述評

本文以1999～2009年的省際面板數(shù)據(jù)為樣本，對人口年齡結(jié)構(gòu)的儲蓄效應(yīng)進行了城鄉(xiāng)差異分析，結(jié)果表明：（1）影響我國高儲蓄率的主要因素不是人口年齡結(jié)構(gòu)，也不是經(jīng)濟增長，而是經(jīng)濟體的轉(zhuǎn)型特征。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整從宏觀角度改變了拉動經(jīng)濟的投資消費比例，從而傳遞到了居民部門，影響了其儲蓄行為。（2）人口年齡結(jié)構(gòu)對我國居民儲蓄率的影響存在著明顯的城鄉(xiāng)差異，分類來看，少兒撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響為負，而對農(nóng)村居民儲蓄率的影響為正；老年撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響為正，而對農(nóng)村居民儲蓄率的影響為負。兩者呈現(xiàn)相反的特點。（3）人口年齡結(jié)構(gòu)的儲蓄效應(yīng)在東部和西部地區(qū)存在較明顯的城鄉(xiāng)差別，而在中部地區(qū)沒有體現(xiàn)。

長期以來我國經(jīng)濟保持著強勁增長勢頭，同時卻呈現(xiàn)“兩高一低”的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)現(xiàn)象，即“高投資、高儲蓄、低消費”。學(xué)者們對這一問題給予了較多的關(guān)注，并從不同層面和不同角度給出了解釋。本文根據(jù)1999～2009年的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，人口結(jié)構(gòu)對儲蓄率的影響較大，但遠不如產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響力度大，這主要表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的宏觀作用，而人口結(jié)構(gòu)較多地是從微觀角度來影響居民儲蓄率，但人口結(jié)構(gòu)的儲蓄效應(yīng)也不可小視，根據(jù)本文對城鄉(xiāng)儲蓄率的實證分析，我國人口老齡化所帶來的勞動力老化以及城鄉(xiāng)差別的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)是導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民儲蓄率變化相異的主要原因，并且這一問題在東部和西部地區(qū)表現(xiàn)得尤為突出。因而，作為一個迅速老齡化且存在著二元結(jié)構(gòu)的發(fā)展中國家，中國要處理好“兩高一低”的問題并不容易，這就要求政府部門在調(diào)整國民收入分配格局、健全投資調(diào)控體系、提高居民消費能力的工作基礎(chǔ)上，更加關(guān)注城鄉(xiāng)儲蓄率的變化特點，適度利用高儲蓄率的有利條件以增加就業(yè)，逐步完善社會保障機制，以促進儲蓄向投資與消費的合理轉(zhuǎn)化。

［1］楊繼軍.人口年齡結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變的儲蓄效應(yīng)［J］.財經(jīng)科學(xué)，2009，（7）：26—32.

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