內(nèi)容提要：人口老齡化如何影響居民儲蓄，養(yǎng)老保險在其中作用重要。本文將現(xiàn)收現(xiàn)付養(yǎng)老保險納入老齡化影響居民儲蓄的作用機制中，根據(jù)世代交疊模型提出老齡化對居民儲蓄存在著倒U型影響的命題，并使用中國省際面板數(shù)據(jù)進行實證驗證。分析發(fā)現(xiàn)我國正在跨越儲蓄由升至降的倒U型的拐點，養(yǎng)老保險制度是導致老齡化與居民儲蓄的關系異于生命周期假說的重要原因。因此，隨著人口老齡化的加速，中國未來儲蓄率很可能持續(xù)降低，政府應當及早采取措施。

關鍵詞：老齡化；居民儲蓄；養(yǎng)老保險；拐點

中圖分類號：F84067 文獻標識碼：A 文章編號：1001-148X（2017）08-0184-09

收稿日期：2017-04-19

作者簡介：石陽（1984-），男，西安人，西北大學經(jīng)濟管理學院講師/博士后，金融學博士，研究方向：養(yǎng)老保險的經(jīng)濟效應、微觀金融。

基金項目：中國博士后科學基金面上項目，項目編號：2015M580868；陜西省教育廳科學研究計劃項目，項目編號：15JK1730。

一、引言

人口老齡化過程加速、居民儲蓄持續(xù)升高以及養(yǎng)老保險體系收支失衡，都是目前中國面臨的重大現(xiàn)實問題。改革開放以來，中國在創(chuàng)造了經(jīng)濟增長奇跡的同時，人口結構也發(fā)生了巨大轉變，即將全面進入老齡化社會。與此同時，中國的儲蓄率長期保持在較高水平，甚至可能達到了動態(tài)無效率區(qū)域（柯樟勇和袁志剛，2004）。根據(jù)城鄉(xiāng)居民可支配收入和消費支出水平的計算，中國居民儲蓄率從1978年的118%上升到了2008年的272%（董麗霞和趙文哲，2011）。而隨著未來老齡化程度的不斷加重，社會負擔以及居民家庭負擔都將加重，人口年齡結構對中國未來儲蓄的變化有著至關重要的影響（李軍和張丹萍，2012；于長永和李敏，2015）。

根據(jù)生命周期假說，人們在年輕時儲蓄、年老時消費，因此當社會老齡化程度加重時，居民儲蓄應趨于降低。該假說不但在國外存在爭議，針對中國的實證研究結果也不統(tǒng)一，既有支持老齡化抑制儲蓄的文獻（舒爾茨，2005），也有認為老齡化促進儲蓄的研究（賀菊煌，2006）。Kelley（1988）曾指出，人口對于經(jīng)濟增長的影響往往并不孤立，而是與其他因素一起產(chǎn)生或正或負的影響。老齡化對儲蓄影響的結論存在爭議，可能由于研究者忽略了某些重要的間接因素。

現(xiàn)收現(xiàn)付養(yǎng)老保險體系，作為中國社會保障制度的最重要組成部分，不但能夠?qū)暧^經(jīng)濟運行產(chǎn)生重大影響，而且極易受到老齡化沖擊。一方面，老齡化會加重養(yǎng)老保險體系的收支失衡，進而影響不同代際勞動者從養(yǎng)老保險體系中獲得的凈收益；另一方面，作為居民財富的一部分，現(xiàn)收現(xiàn)付養(yǎng)老保險能改變居民的儲蓄決策。因此，除生命周期假說提出的直接效應外，老齡化對于儲蓄還存在通過養(yǎng)老保險制度發(fā)揮作用的間接效應。同時結合直接與間接效應研究人口結構與居民儲蓄關系，不但能夠更清晰地檢驗經(jīng)典理論，也有利于國家相關部門準確分析中國儲蓄的動態(tài)變化趨勢，提早做出應對老齡化沖擊的有效措施。

本文的貢獻在于：將養(yǎng)老保險納入老齡化對儲蓄影響的分析框架，發(fā)現(xiàn)隨著人口老齡化的趨勢漸重，居民儲蓄將呈現(xiàn)先增長后下降的倒U型狀態(tài)；實證結果說明，養(yǎng)老保險制度是導致老齡化與居民儲蓄的關系不符合生命周期假說的重要原因，豐富了檢驗該假說的文獻，并為該假說失效的原因提供了直接證據(jù)。

二、文獻綜述

生命周期假說是分析老齡化如何影響居民儲蓄的主要理論依據(jù)：年輕勞動者會為退休后的生活進行一定儲蓄，年老退休者僅花費自己之前的儲蓄，當社會老齡化程度加重時，社會中年輕勞動者的比例下降，老年退休者的比例增加，所以居民總儲蓄率應當降低。Leff（1969）使用跨國截面數(shù)據(jù)最早對此進行了檢驗，發(fā)現(xiàn)不論是在發(fā)達國家還是發(fā)展中國家，老年撫養(yǎng)比均對儲蓄率存在顯著負向影響。不過這一結果引起了廣泛爭論，在后續(xù)研究中，既有支持高撫養(yǎng)比抑制儲蓄的研究結論（Horioka，1997；舒爾茨，2005），也有文獻認為撫養(yǎng)比與儲蓄之間沒有顯著關系（Haque等，1999）。另一些研究成果，則部分支持了生命周期假說：Kraay（2000）使用跨國截面數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)老年撫養(yǎng)比對于儲蓄率存在顯著負效應，而少年撫養(yǎng)比的影響不顯著；Kelley和Schmid（1996）通過區(qū)分時段，發(fā)現(xiàn)20世紀80年代老、少年撫養(yǎng)比均與儲蓄率負相關，而60、70年代則不顯著。

基于中國數(shù)據(jù)的實證研究同樣存在爭議：Modigliani和Cao（2004）的實證研究結果均認為撫養(yǎng)比與儲蓄率負相關，能夠解釋中國的高儲蓄率；賀菊煌（2006），汪偉（2009）發(fā)現(xiàn)老年撫養(yǎng)比對儲蓄率存在正向影響，并且老年撫養(yǎng)比的影響效果大于少年撫養(yǎng)比；鐘水映和李魁（2009）則認為少年撫養(yǎng)比對于儲蓄率的影響遠大于老年撫養(yǎng)比。

以上研究者在老齡化影響儲蓄方面得到了迥然不同的研究結論。這與不同文獻使用的計量方法或數(shù)據(jù)差異有關，但更可能是由于理論模型忽略了特定的能夠產(chǎn)生重要間接影響的因素，例如養(yǎng)老保險。

一方面，老齡化會對養(yǎng)老保險體系產(chǎn)生巨大影響。Wilensky（1975）在研究了人口結構對養(yǎng)老保險支出的影響后，指出老年撫養(yǎng)比與國家養(yǎng)老保險支出比例成正比。如果人口結構保持穩(wěn)定，每代人的養(yǎng)老金收益相同；如果出現(xiàn)老齡化，年輕人口比例會逐漸降低，則必然有一代人的養(yǎng)老金收益降低。這將造成不同出生年份勞動者從養(yǎng)老保險體系中獲得的凈收益不同，即養(yǎng)老保險的代際負擔不平等問題（彭浩然和申曙光，2007）。特別是隨著老齡化的來臨，現(xiàn)收現(xiàn)付養(yǎng)老保險的收支失衡問題在世界范圍內(nèi)逐步顯現(xiàn)，各國紛紛進行改革，例如中國在1997年明確了以部分積累制作為國家基本養(yǎng)老保險制度，大幅度削減了現(xiàn)收現(xiàn)付制的比例。養(yǎng)老保險制度改革顯然會直接改變不同代際勞動者的養(yǎng)老金凈收益。

另一方面，養(yǎng)老保險會進一步影響儲蓄。自Feldstein（1974）與Barro（1974）爭論現(xiàn)收現(xiàn)付養(yǎng)老保險是否大幅度擠出了美國儲蓄以來，大量文獻檢驗了養(yǎng)老保險對儲蓄的影響。Schieber和Shoven（1999）對此進行了總結后指出，雖然不能清晰地說明養(yǎng)老保險制度對儲蓄到底有多大幅度影響，但是一個廣泛共識是，基于現(xiàn)收現(xiàn)付制的養(yǎng)老保險對于個人儲蓄和國民儲蓄產(chǎn)生了負面影響。針對中國的實證研究，基本認同養(yǎng)老保險對儲蓄存在擠出效應（石陽和王滿倉，2010）。

通過文獻梳理可以發(fā)現(xiàn)，老齡化除對居民儲蓄產(chǎn)生符合生命周期假說的直接影響外，還會通過作用于養(yǎng)老保險而間接影響居民儲蓄。如圖1所示，直接影響為負，老年人口比例越高，消費越高，儲蓄越低；間接影響為正，因為老齡化會降低居民養(yǎng)老保險財富，進而抑制消費，促進儲蓄。兩方面影響一正一負，關系緊密，但之前多數(shù)研究者僅從直接影響角度進行分析，同時結合間接影響的研究成果并不多見。

圖1 老齡化影響居民儲蓄的直接與間接效應

袁志剛和宋錚（2000）的研究將人口結構、養(yǎng)老保險改革與居民儲蓄開創(chuàng)性地結合了起來，發(fā)現(xiàn)當考慮個人預期并結合養(yǎng)老保險改革時，未來老齡化的加重將導致當期居民儲蓄的上升。這個結論從理論上為中國當時不斷增長的居民儲蓄提供了一種解釋，但是其觀點建立的基礎在于養(yǎng)老保險從完全現(xiàn)收現(xiàn)付制轉為完全基金制，以及轉軌成本全部由下一代負擔。這樣的假設過于簡化，并不符合中國改革的實際情況，而且其研究只給出了理論說明，并未使用經(jīng)驗數(shù)據(jù)進行實證檢驗。賀菊煌（2006）在研究人口紅利時，使用包含養(yǎng)老保險的模型，研究了老年撫養(yǎng)比、少年撫養(yǎng)比對于儲蓄的影響，發(fā)現(xiàn)老年撫養(yǎng)比促進了儲蓄，并且作用效果遠重要于少年撫養(yǎng)比對儲蓄的影響。但其研究結論來自使用時點數(shù)據(jù)的數(shù)值模擬結果，雖然在當時較為符合現(xiàn)實，但可能難以觀察儲蓄變化的動態(tài)性：隨著未來老齡化程度的加深，相應參數(shù)可能出現(xiàn)變化，導致研究者不能觀察到后續(xù)動態(tài)結果。因此，本文試圖在已有文獻的基礎上，首先從理論上分析加入養(yǎng)老保險后，老齡化究竟如何影響居民儲蓄，然后進行實證檢驗。

三、理論模型

世代交疊模型（即OLG模型）在研究養(yǎng)老保險的經(jīng)濟效應方面，是最具代表性的理論模型。本文使用兩階段的OLG模型進行分析。

（一）模型建立

假設整個經(jīng)濟由廠商、政府和生命有限的行為人構成，其中行為人生命可分為青年期與老年期。在任意第t期開始時，社會中出現(xiàn)數(shù)量為Lt的青年人，同時第t-1期時的青年人，轉變?yōu)榈趖期的數(shù)量為Lt-1的老年人。老年撫養(yǎng)比為gt=Lt-1/Lt，用來衡量社會的老齡化程度。

1.消費者。在第t期，一個典型的風險規(guī)避青年人參加工作，獲得工資wt，然后在期末繳納數(shù)量為et的養(yǎng)老金繳費，同時選擇消費c1t與儲蓄st。在第t+1期，此行為人成為退休老年人，并在期末獲得養(yǎng)老金支付bt+1、上期儲蓄收益st（1+rt+1），然后全部作為消費c2t+1，其中rt+1為利率。根據(jù)這些假設，第t期時典型青年人的最優(yōu)化問題為：

max：u（c1t）+βu（c2t+1）， u′（·）>0，u″（·）<0（1）

st c1t+st=wt-et（2）

c2t+1=st（1+rt+1）+bt+1（3）

其中，β為主觀貼現(xiàn)率，（2）式、（3）式為跨期預算約束。

2.廠商。假設市場是完全競爭的，資本在參與生產(chǎn)一期后100%折舊，使用柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，則第t期的總產(chǎn)出為：Ft（Kt， Lt）=KtαLt1-α，其中Kt為總資本存量，Lt為總青年工作者人數(shù)。將生產(chǎn)函數(shù)寫成人均形式，可以得到單位勞動者產(chǎn)出為：

f（kt）=kαt，0<α<1，f′（·）>0，f″（·）<0（4）

其中，kt=Kt/Lt，表示第t期單位勞動者資本存量。

由于企業(yè)完全競爭，所以工資wt、利率rt分別取決于其邊際產(chǎn)量：

wt=f（kt）-ktf′（kt）（5）

1+rt=f′（kt）（6）

3.政府。政府管理現(xiàn)收現(xiàn)付的養(yǎng)老保險系統(tǒng)：從青年人那里收取養(yǎng)老金，并在當期將收繳的養(yǎng)老金完全支付給老年人。因此，每一期老年人的總獲得等于青年人的總支付：

et·Lt=bt·Lt-1（7）

與教科書中的養(yǎng)老保險替代率概念略有不同，本文根據(jù)中國現(xiàn)行養(yǎng)老保險政策，假設采用確定待遇型養(yǎng)老保險（DB），并且老年人養(yǎng)老金獲得的數(shù)額為當期青年工作者工資的一定比例θ：

bt+1=θ·wt+1（8）

4.商品市場。商品市場上的均衡等同于總投資與總儲蓄相等，由于假設資本100%折舊，所以：

st·Lt=Lt+1·kt+1（9）

兩邊同除以第t+1期工作者人數(shù)Lt+1后可得到：

kt+1=st·gt+1（10）

可見，當個人儲蓄st不變時，隨著老齡化程度gt+1的增加，工作者的人均資本存量在增加。

（二）命題提出

袁志剛和宋錚（2000）的分析背景，是在老齡化尚未出現(xiàn)時，勞動者如何儲蓄。根據(jù)聯(lián)合國標準，65歲以上人口占總人口比例超過7%時，該地區(qū)即可視為老齡化社會。中國該比例在2000年時為645%，在2010年時已超過783%（杜鵬等，2005），因此，本文主要分析當老齡化沖擊出現(xiàn)時，當期勞動者如何儲蓄。

由（1）、（2）、（3）式可得出個人決策的歐拉方程：

u′（ct1）=β（1+rt+1）u′（c2t+1） （11）

將（2）、（3）、（5）、（6）、（8）、（10）式代入（11）式后，再經(jīng)過隱函數(shù)求導，我們可以得到以下命題。

命題：老齡化對于儲蓄的影響不確定，sgndstdgt=sgnα-θ（1+α）gt。當gt<αθ（1+α）時，儲蓄隨著老齡化的增加而增加；當gt>αθ（1+α）時，儲蓄隨著老齡化的增加而降低。

從以上命題可以看到，當老年撫養(yǎng)比gt=αθ（1+α）時，儲蓄達到變化的拐點。因此，在人口老齡化趨勢基本確定的情況下，拐點的位置主要由α與θ決定：α是資本的收入份額，一般變化較小；θ是養(yǎng)老金替代比率，直接受國家政策影響。

（三）拐點位置估算

中國養(yǎng)老保險替代率θ約為35%。發(fā)達國家資本的收入份額α通常為03（Barro和Sala-I-Martin，2004）。根據(jù)楊再貴（2010）的觀點，中國的勞動力相對便宜，資本的收入份額相對發(fā)達國家而言較高，因此，可假設中國資本的收入份額α為035。將θ值與α值代入gt=αθ（1+α），得到在模型中儲蓄隨老齡化變化的拐點為g*=0741，表明人口老齡化程度必須在老年撫養(yǎng)比gt超過0741后，居民儲蓄才會下降。

模型中的勞動者工作期與退休期時間長短相同，但現(xiàn)實中工作期長于退休期，因此，以上計算得出的老齡化程度臨界值g*不能直接與現(xiàn)實數(shù)據(jù)進行比較，必須在相同的年份比例下才能比較。我們將現(xiàn)實中工作期與退休期年限不等情況下的老年撫養(yǎng)比，換算為模型中工作期與退休期相等情況下的調(diào)整的老年撫養(yǎng)比，然后再與模型中的臨界值g*進行比較。

假設在第t期，現(xiàn)實中存在L′t的勞動者與L′t-1的退休者，勞動者工作期為mt年，退休者生存期為qt年，且mt>qt。由于每一個勞動者在工作期共要負擔mt年的退休者養(yǎng)老金，而每一個退休者只存在qt年，超過qt年后，每一個勞動者依然要負擔新出現(xiàn)的退休者。如果將工作年限與退休年限看作相等的情況，則數(shù)量為L′t的勞動者共負擔了（mt/qt）L′t-1的退休者。因此，對應于模型中的老年撫養(yǎng)比與現(xiàn)實中老年撫養(yǎng)比的關系為：

mtqt·L′t-1L′t=gt（12）

化簡后得gt=（mt/qt）g′t，其中g′t表示現(xiàn)實中的老年撫養(yǎng)比，gt表示模型中的老年撫養(yǎng)比。

人口數(shù)據(jù)來源于杜鵬等（2005）的研究，并假定人均壽命75歲。由于杜鵬等的研究中老年撫養(yǎng)比公式為（60歲以上人口）/（15-60歲人口），60歲以上共存在約15年人口，15-60歲共存在45年人口，所以相應可應用于模型中比較的調(diào)整的老年撫養(yǎng)比為（45/15）g′t。從具體結果表1可知，拐點g*=0741的位置介于2015年與2020年之間。因此，通過以上較為簡單的估計方法，可以發(fā)現(xiàn)：首先，在2010年之前中國居民儲蓄都處于上升通道中，這與現(xiàn)實情況基本符合。其次，目前中國正處于拐點位置。上述結論是對理論模型命題從數(shù)量程度上的一個簡單直觀說明，下面通過經(jīng)驗分析來進行實證檢驗。

四、實證設計

（一）研究思路與模型

生命周期假說認為老齡化會抑制居民儲蓄。根據(jù)本文理論模型的結論，現(xiàn)收現(xiàn)付養(yǎng)老保險導致老齡化對居民儲蓄的影響不符合經(jīng)典假說，為先正后負的倒U型關系。因此，實證檢驗思路為：首先，檢驗老齡化是否對居民儲蓄具有正向影響；其次，分析養(yǎng)老保險是否為二者關系異于生命周期假說的重要原因；最后，檢驗老齡化對居民儲蓄的倒U型影響是否存在。具體實證步驟為：

第一步，檢驗老齡化對于中國居民儲蓄率是否存在正向影響。根據(jù)汪偉（2009）、鐘水映和李魁（2009）、劉生龍等（2012）的研究，本文使用（13）式進行檢驗。

Sci，t = β0 + β1Oldi，t + β2Youngi，t + Controls + ui + εi，t（13）

其中，Sc為城鎮(zhèn)居民儲蓄率；Old為老年撫養(yǎng)比，衡量老齡化程度；Young為人口結構變量中的少年撫養(yǎng)比；Controls為控制變量。

第二步，如果老齡化對儲蓄確實存在正向影響，檢驗養(yǎng)老保險是否為導致這種關系的原因。2005年中國進行了一次養(yǎng)老保險重大改革，改革前后的養(yǎng)老金支付比例產(chǎn)生了突變，替代率從20%增至約35%。所以，如果養(yǎng)老保險的建立影響了老齡化正向促進儲蓄，那么改革后隨著養(yǎng)老保險比例（替代率）的提高，老齡化對儲蓄的正向影響應當增強?；貧w模型為式（14）。

Sci，t = β0 + β1Oldi，t + β1Oldi，t×Di，t + β3Youngi，t + Controls + ui + εi，t（14）

其中，D為養(yǎng)老保險改革啞變量，改革前取0，改革后取1。

第三步，也是實證部分的核心，檢驗老齡化是否對居民儲蓄存在先正后負的倒U型長期影響。本文在模型（13）中加入了二次項，使用式（15）進行檢驗。

Sci，t = β0 + β1Oldi，t + β2Old2i，t + β3Youngi，t + Controls + ui + εi，t （15）

其中，Old2表示Old的平方項。如果倒U型影響成立，那么Old的系數(shù)應顯著為正，Old2的系數(shù)應顯著為負。

（二）變量、數(shù)據(jù)來源與計量方法

1.居民儲蓄率。關于居民儲蓄率的度量方法很多，如采用金融儲蓄與實物儲蓄之和再除以GDP或居民收入、居民當期可支配收入減去當期居民消費支出后再除以當期可支配收入、居民儲蓄除以居民收入、居民儲蓄總量除以名義GDP等（鐘水映和李魁，2009）。對于本文的主要因變量城鎮(zhèn)居民儲蓄率，我們選擇以城鎮(zhèn)居民人均實際收入減去居民消費，再除以當期人均實際收入衡量。

2.人口結構。以老年撫養(yǎng)比衡量老齡化程度，以少年撫養(yǎng)比表示社會負擔的少年比例。其中，老年撫養(yǎng)比為65歲及以上人口數(shù)量與15-64歲人口數(shù)量的比值，是本文主要關注的解釋變量；少年撫養(yǎng)比為14歲及以下人口數(shù)量與15-64歲人口數(shù)量的比值。

3.養(yǎng)老保險改革。為應對養(yǎng)老保險系統(tǒng)運行中出現(xiàn)的“空賬運行”、“激勵不足”等問題，國務院于2005年頒布了《國務院關于完善企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險制度的決定》（國發(fā)＼[2005＼]38號），對養(yǎng)老保險體系進行了一次重大改革（彭浩然和申曙光，2007）。改革之前，作為養(yǎng)老保險主體的“新人”與“中人”的社會統(tǒng)籌替代率為20%；改革之后，“新人”與“中人”社會統(tǒng)籌替代率改為按照工作繳費年限確定，每繳費一年增加1%。假設人均工作繳費35年，則2005年改革將養(yǎng)老保險社會統(tǒng)籌替代率從20%突然大幅提高到了35%，居民養(yǎng)老金發(fā)放水平增長了75%，因此可認為改革前后的養(yǎng)老保險比例存在巨大差異。需要指出的是，東北三省在2002-2005年間已先行試點改革。所以，東北三省以2002年（含2002年）之后為改革后，其余省份以2006年（含2006年）之后為改革后。

4.控制變量?？刂谱兞康倪x擇參考了舒爾茨（2005）、汪偉（2009）、鐘水映和李魁（2009）等的研究，包括量：人均GDP增長率（Pgdpgr），用以衡量人均收入增長對居民儲蓄率的影響；通脹率（Cpi），反映價格波動或宏觀經(jīng)濟不確定性如何影響居民儲蓄率；城鄉(xiāng)人均收入比（Ineq），表示收入差距或收入不公對居民儲蓄率的影響；地方公共財政赤字與GDP之比（Fiscal），反映財政政策對居民儲蓄率的影響。

在選擇樣本的時間段方面，如果距離發(fā)生改革的2005年較遠，則可能受到其他現(xiàn)實變化的影響，降低改革事件的解釋力度。因此，本文以這次改革前后各四年作為樣本期，使用中國2002-2009年省級面板數(shù)據(jù)（剔除了西藏）進行實證檢驗。其中，人口結構數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》，其余數(shù)據(jù)均來自中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。名義變量均經(jīng)過各地區(qū)Cpi調(diào)整到以2002年為基期的實際值。

為了表明實證結果的穩(wěn)健性，并且考慮到居民儲蓄率可能存在較強的慣性，我們同時分析了靜態(tài)與動態(tài)面板數(shù)據(jù)。靜態(tài)面板分別使用固定效應與隨機效應模型估計；動態(tài)面板的解釋變量包含因變量的滯后期，分別使用差分GMM與系統(tǒng)GMM方法估計。由于人口結構的變化在短期內(nèi)受儲蓄等經(jīng)濟因素影響較小，是一個外生程度較高的變量，解釋變量與因變量之間的內(nèi)生性問題在本文中并不太嚴重。

五、實證結果

（一）老齡化對居民儲蓄的正向影響

根據(jù)式（13），檢驗老齡化與居民儲蓄線性關系的計量結果列于表2?；貧w（1）-（4）分別使用固定效應與隨機效應檢驗靜態(tài)面板，其中Old對于城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響系數(shù)均在1%水平上顯著為正，說明在樣本期內(nèi)，隨著老齡化程度的增加，城鎮(zhèn)居民儲蓄率在升高。Young的回歸系數(shù)顯著為負，意味著需要負擔的青少年越多，居民儲蓄率越低。在控制變量方面，Cpi與Fiscal的系數(shù)均顯著為正，表明隨著不確定性的加強以及政府的財政擴張，居民存在增加儲蓄的傾向。

回歸（5）-（8）分別使用差分GMM與系統(tǒng)GMM分析動態(tài)面板數(shù)據(jù)。AR（1）與AR（2）的檢驗結果接受了“擾動項無自相關”的原假設，意味著可以使用差分GMM與系統(tǒng)GMM；Sargan檢驗結果不能拒絕“所有工具變量都有效”的原假設，說明工具變量設定有效。從動態(tài)面板的實證結果可以發(fā)現(xiàn)，滯后一期的Sc對當期城鎮(zhèn)居民儲蓄率具有非常顯著的正向影響，并且系數(shù)較高，約為08左右，說明城鎮(zhèn)居民儲蓄具有很強的慣性。而在控制了儲蓄慣性后，本文的主要關注變量Old對于居民儲蓄的影響系數(shù)雖然有所下降，但依然顯著為正。Young的系數(shù)也有所降低，在1%水平顯著為負。

可以發(fā)現(xiàn)，老齡化的加重對于中國城鎮(zhèn)居民儲蓄率具有促進作用，說明更高的老年人口比例并沒有使消費比例提高，這與生命周期假說不相符。而青少年的比例越高，居民的養(yǎng)育后代負擔越重，進而增加消費，符合生命周期假說。

（二）正向影響的重要原因：養(yǎng)老保險

通過中國養(yǎng)老保險在2005年改革前后的差異對比，檢驗養(yǎng)老保險是否是導致老齡化與居民儲蓄之間的關系異于生命周期假說的重要原因。根據(jù)式（14），表3列示了養(yǎng)老保險改革作用于老齡化與城鎮(zhèn)居民儲蓄關系的計量結果。Old的系數(shù)依然為正，表明在改革之前養(yǎng)老保險替代率較低時，老齡化對居民儲蓄已經(jīng)具有正向作用。Old×D的系數(shù)全部在1%水平顯著為正，說明經(jīng)過了養(yǎng)老保險改革，養(yǎng)老金替代率的提高會進一步加強老齡化對儲蓄的正向影響。經(jīng)過這次改革，城鎮(zhèn)居民的養(yǎng)老金發(fā)放水平提高了約75%。而根據(jù)回歸中Old與Old×D系數(shù)數(shù)值的具體計算可知，改革使得老齡化對儲蓄的正向影響程度平均提高了約40%-90%，平均值為79%，與養(yǎng)老金比率增長幅度的75%較為同步。由此，可以認為養(yǎng)老保險比率的提高與老齡化對于居民儲蓄的正向影響密切相關。

根據(jù)以上養(yǎng)老保險改革前后的對比可知，養(yǎng)老保險制度的建立及其制度變化是導致中國老齡化對居民儲蓄正向影響，進而異于生命周期假說的重要原因。這與本文的理論模型是一致的。

（三）倒U型關系

表4報告了使用式（15）檢驗老齡化與城鎮(zhèn)居民儲蓄間是否存在倒U型長期關系的結果。這里主要關注老齡化與居民儲蓄的一次、二次關系，可以看到，不論使用混合OLS回歸、靜態(tài)面板或動態(tài)面板，Old的一次項系數(shù)均顯著為正，二次項系數(shù)均顯著為負。說明老齡化對于城鎮(zhèn)居民儲蓄的影響類似一個開口向下的拋物線，并且結果穩(wěn)健。初期二者為正向關系，隨著老年人口比例的逐漸增加，老齡化對居民儲蓄的正向作用不斷減弱，隨后達到拐點，在老齡化程度超過拐點位置后，則會抑制居民儲蓄。

除老齡化對于居民儲蓄的影響外，少年撫養(yǎng)比Young的回歸系數(shù)顯著為負，并且較為穩(wěn)健。其他控制變量的計量結果并不太穩(wěn)健，這從一個側面表明雖然生命周期假說不一定在任何狀態(tài)下都有效，但人口結構對于儲蓄的影響非常重要。

綜合來看，以上三部分的實證結果與理論模型的發(fā)現(xiàn)基本符合：首先，中國老齡化對于居民儲蓄具有促進作用，不完全符合生命周期假說；其次，現(xiàn)收現(xiàn)付制養(yǎng)老保險是導致與經(jīng)典假說存在差異的重要原因；第三，老齡化對于居民儲蓄的長期影響為先正后負的倒U型關系。

六、結論與政策建議

本文將現(xiàn)收現(xiàn)付制養(yǎng)老保險納入老齡化影響居民儲蓄的作用機制中，根據(jù)OLG模型提出了老齡化對居民儲蓄存在倒U型影響的觀點，并進行了實證驗證。結果發(fā)現(xiàn)：首先，老齡化與城鎮(zhèn)居民儲蓄率之間存在顯著的倒U型關系；其次，目前中國正在跨越儲蓄由升至降的倒U型的拐點；第三，養(yǎng)老保險制度，是導致老齡化對居民儲蓄的影響不符合生命周期假說的重要原因。

雖然生命周期假說認為人口撫養(yǎng)比增加將會降低儲蓄率，但是這個過程并不是必然的（劉生龍等，2012）。老齡化對居民儲蓄的倒U型影響的經(jīng)濟學邏輯在于：一方面，根據(jù)生命周期假說，老齡化的加重會直接降低勞動人口，提高社會撫養(yǎng)負擔，造成消費更高，儲蓄更低；另一方面，由于存在現(xiàn)收現(xiàn)付養(yǎng)老保險，人們預期持續(xù)嚴重的老齡化問題會縮減自身養(yǎng)老金財富收入，為了平滑未來消費而增加當前儲蓄。兩方面影響一負一正，共同造成了倒U型關系。特別是當未來老齡化非常嚴重時，可以想象，巨大的社會養(yǎng)老負擔和老年人的消費，會抵消勞動者的儲蓄，抑制整個社會的資本積累。

綜合來看，隨著未來老齡化程度的不斷加重，中國的儲蓄率（包括居民儲蓄率和宏觀儲蓄率）最終很可能會持續(xù)降低。對此，我們提出以下建議：

第一，提高儲蓄資本利用效率。低效率、沒有長期生產(chǎn)性的投資只能提高當期GDP，無助于未來經(jīng)濟的持續(xù)增長。相關決策部門應當大力提高資本利用效率，將高額的儲蓄資本投資于能夠產(chǎn)生長遠經(jīng)濟競爭能力的領域，例如教育、科研等。

第二，合理延長退休年齡。適當?shù)奶岣咄诵菽挲g標準，使更高比例人口成為工作人口，等同于間接降低老年人口比例，降低社會老年撫養(yǎng)負擔，減緩儲蓄越過拐點后的下降。

第三，逐步穩(wěn)妥地全面放開二胎政策。經(jīng)過10至20年后，當中國處于儲蓄持續(xù)降低期時，新增加的青少年會逐步成為勞動年齡人口，緩解未來更加嚴重的老齡化程度，減輕可能出現(xiàn)的儲蓄下降。

第四，完善養(yǎng)老保險制度。中國的社會基本養(yǎng)老保險替代率本就不高，隨著未來居民儲蓄的降低以及老齡化對于養(yǎng)老金收支的負面影響，老年人生活水平存在降低傾向。因此，應當大力發(fā)展并規(guī)范商業(yè)養(yǎng)老保險以作為補充，提早給予居民更多的平滑消費的手段。

參考文獻：

[1] 柯樟勇，袁志剛.基于經(jīng)濟動態(tài)效率考察的養(yǎng)老保險籌資模式研究[J].世界經(jīng)濟，2004（5）：3-12.

[2] 董麗霞，趙文哲.人口結構與儲蓄率：基于內(nèi)生人口結構的研究[J].金融研究，2011（3）：1-14.

[3] 李軍，張丹萍.國民儲蓄率的決定機制與中國儲蓄之謎分析[J].數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究，2012（8）： 92-101.

[4] 于長永，李敏.商業(yè)養(yǎng)老保險：農(nóng)民的購買意愿及其影響因素——來自新疆13個地州市726位農(nóng)民調(diào)查的數(shù)據(jù)[J].哈爾濱商業(yè)大學學報：社會科學版，2015（4）：3-14.

[5] 舒爾茨.人口結構和儲蓄：亞洲的經(jīng)驗證據(jù)以及其對中國的意義[J].經(jīng)濟學（季刊），2005（4）： 991-1018.

[6] 賀菊煌.人口紅利有多大[J].數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究，2006（7）： 24-35.

[7] Kelley A. Economic Consequences of Population Change in the Third World[J].Journal of Economic Literature， 1988，26：1685-1728.

[8] Leff N. Dependency Rates and Saving Rates[J].American Economic Review，1969，59（5）： 886-896.

[9] Horioka C Y. A Cointegration Analysis of the Impact of the Age Structure of the Population on the Household Saving Rate in Japan[J].Review of Economics and Statistics， 1997，79： 511-516.

[10]Haque N U， Persaran M H， Sharma S. Neglected Heterogeneity and Dynamics in Cross-country Saving Regressions[R].IMF Working Paper，1999.

[11]Kraay A.Household Saving in China[J].The World Bank Economic Review， 2000，14（3）：545-570.

[12]Kelley A，Schmidt R M. Saving， Dependency and Development[J].Journal of Population Economics， 1996，9（4）：365-386.

[13]Modigliani F， Cao L. The Chinese Saving Puzzle and the Life-Cycle Hypothesis[J].Journal of Economic Literature， 2004，42（1）： 145-170.

[14]鐘水映，李魁.勞動力撫養(yǎng)負擔對居民儲蓄率的影響研究[J].中國人口科學，2009（1）：42-51.

[15]Wilensky H L. The Welfare State and Equality：Structural and Ideological Roots of Public Expenditures[M].Berkeley： University of California Press，1975.

[16]Feldstein M. Social Security， Induced Retirement and Aggregate Capital Accumulation[J].Journal of political Economy，1974，82（5）：905-926.

[17]Barro R. J. Are Government Bonds Net Wealth[J].Journal of Political Economy，1974，82（6）：1095-1117.

[18]彭浩然，申曙光. 改革前后我國養(yǎng)老保險制度的收入再分配效應比較研究[J].統(tǒng)計研究，2007（2）：33-37.

[19]Schieber S J， Shoven J B. The Real Deal：The History and Future of Social Security[M].New Haven and London： Yale University Press，1999.

[20]石陽，王滿倉.現(xiàn)收現(xiàn)付制養(yǎng)老保險對儲蓄的影響[J].數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究，2010（3）：96-106.

[21]袁志剛，宋錚.人口年齡結構、養(yǎng)老保險制度與最優(yōu)儲蓄率[J].經(jīng)濟研究，2000（10）： 24-32.

[22]杜鵬，翟振武，陳衛(wèi).中國人口老齡化百年發(fā)展趨勢[J].人口研究，2005（6）：90-93.

[23]Barro R J， Sala-i-Martin X. Economic Growth[M].Cambridge： MIT Press，2004.

[24]楊再貴.公共養(yǎng)老金的OLG模型分析：原理和應用[M].北京：光明日報出版社，2010.

[25]劉生龍，胡鞍鋼，郎曉娟.預期壽命與中國家庭儲蓄[J].經(jīng)濟研究，2012（8）：107-117.

[26]汪偉.經(jīng)濟增長、人口結構變化與中國高儲蓄[J].經(jīng)濟學（季刊），2009（1）：29-52.

Aging and the Dynamics of Household Savings： An Analysis from the Perspective

of Pension

SHI Yang

（School of Economics & Management， Northwest University， Xi′an 710069，China）

Abstract：Pension plays an important role in determining how aging will influence household saving. Adding PAYG pension into the analytical framework of aging and household savings， this paper puts forward the proposition that aging has an inverted U shaped influence on household savings using OLG model， and makes empirical tests based on Chinese provincial panel data. The empirical results show that： China is just at the turning point stage of the inverted U shaped influence on household savings at this time， and pension system is one of the important reasons why the influence of aging on household savings is different from LCH. Therefore， with the acceleration of population aging， the saving rate of China will probably decrease in the future， so government should take measures as soon as possible.

Key words：aging；household saving；pension；turning point

（責任編輯：李江）