老龄化对储蓄率的影响

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1、中国人口老龄化对储蓄率的影响研究宜春学院 经济与管理学院 经济学专业刘泉辰指导老师：郭兰平摘要：本文研究了中国人口老龄化对储蓄率的影响。基于中国国家统计局1993-2013年的调查中国国 家统计局年度数据，利用单位根和协整检验的检验方法，证明人口老龄化与储蓄率之间存在数量关 系，所以建立了多元线性回归模型，研究的结果表明：人口老龄化对储蓄率有着正相关的关系，而 老人抚养比有着负相关的关系，所以，根据理论模型，本文给出符合本分研究的政策和建议，从而 解决本文中的研究出来的问题。关键词：人口老龄化，储蓄率，老年抚养比，儿童抚养比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、前言及文献综述人口的快速增长被计划生育政策成功的控制住了，但我国同时也面临

5、前所未有的困难与挑战， （蔡昉和王美艳，2006）中国老龄化的趋势是“未富先老”和“快速老龄化”。全国老龄化委员会 （2006）预测表明，老龄化人口占全国总人口数从7%增加到14%这一过程，中国仅需要27年前后的 时间。中国社科院财政与贸易经济研究所（2011）也指出：到2030年，我国老龄化人口将超过日本， 成为全球65岁人口数最多的国家。我国人口增长快，规模大、高龄、失能老人增长快是人口老龄化发展将呈现出的趋势，会给社 会带来巨大的负担。21世纪已经进入了老龄化人口的世纪，所以人口的不同成为根本变量对国家经 济的产生具有重大影响。那么，它会给我国的经济带来什么样的影响？对于老龄化人口影响储

6、蓄率 的程度我们将在下面进行研究。在我国，可以肯定的是，老龄化人口对储蓄率的影响有着重要意义。 最年来，中国较快的经济增长多数来源于生产要素投入的不断增加，当中，较高的储蓄率已经成为 了推动经济增长的重要因素，虽然改变了单纯依靠投入增加的传统经济增长方式，转向提高了生产 要素的使用效率来推动经济的增长已逐渐被被提上日程，但在经济增长方式转变之前，充足的资本 是经济快速增长所必要的前提，而资本的获取却又依赖于储蓄的积累，如果储蓄率过快的降低，经 济增长动力形成了断层，这不但会阻碍当前经济的增长，同时也会影响到未来经济增长方式的转变， 这也阻碍了经济的可持续发展。储蓄率在很久以前就受到研究者极大的

7、关注与重视，并且也出现了与之相关的很多假说和理论。 其中，生命周期理论认为，人们会在相当长的时期跨度内计划自己的消费开支，而且会按照终身效 用最大化来分配各个时期间的储蓄和消费。而正因为这个理论，容易得到老年人口的比重越高，储 蓄率越低的理论。目前学术界关于人口年龄结构变化和人口老龄化对居民储蓄的影响的文献非常多， 但在样本构成、估计方法和数据处理等方面并不完全一致，因此并没有得到一致的结论。大量的文 献利用宏观经济对生命周期理论进行研究。如莱夫（1969）认为，各国人口结构的差异可以解释各 国储蓄率的差异，他通过了对1964年74个国家跨国数据研究发现，老年抚养比和国民储蓄率之间 有着负相关

8、的关系。Kellev & Schmidt（1995）认为，生命周期理论的解释作用还会受到特定年代 的经济增长速度和人口增长的速度影响，他们将莱夫（Leff）的计量方程运用到1960-1990年间跨 国数据中，发现只有1980年代的数据支持显著的负担效应，多数的研究人员认为工作之前的儿童阶 段和退休后的老龄阶段对储蓄率的影响相同，从而构建儿童和老人占工作人口的比重指标来进行分 析但是研究对象之间的关系并不明显（如Goldberger， 1973； Ram，1982； Schultz，2005），还有研 究两者之间的关系在有些时间段内不显著，有些时间段呈现负相关（如Kelley and Schmi

9、d，1996）。 另有研究人员认为儿童的抚养比和老年人的抚养比对储蓄率的影响不同，并单独对老年人抚养比进 行了研究和探讨，如Yasin （2007）利用14个新兴市场经济国家1960-2001年度数据构建了 65岁以 上人口占工作人口比重的指标，并发现该指标与储蓄率之间的关系并不显著。从上述文献综述中可以看出其中有利也有弊，虽然探究老龄化与储蓄率之间关系的文献有很多， 但是并没有得到相同的结论，所以关于人口老龄化对影响储蓄率的结论还是要通过人们不断的研究 和探索才能更好的诠释它们之间所存在的关系。2、实证分析2.1、研究方法，数据处理与模型建立本文主要运用单位根检验、协整检验从而建立多元线性回

10、归模型，并用计量方法对人口老龄化 及储蓄率之间的动态关系进行定量研究，计量软件为Eviews6.0，根据已有的经历理论，也不能忽 视老人抚养比和少儿抚养比等不同的数据，更直接地影响了储蓄率的增长，因此，本文在选取老龄 化人口和储蓄率两个变量外，还引入了老人抚养比和儿童抚养比，本文选取的是1993-2013年的年 度数据。数据变量处理如下：2.1.1人口老龄化比重，由于中国国家统计局年度数据库中并没有老龄人口的比重，所以为了 求得年度老龄化比重，用当年老年人口总量除以当年人口总量求得了 1993-2013年老龄化人口年度 比重；2.1.2少儿抚养比:选用1993-2013年年度数据库中人口数据中

11、的少儿抚养比作为本文的变量。 通过中国国家统计局年度数据中查找所得；2.1.3老年抚养比：选用1993-2013年年度数据，通过中国国家统计局年度数据中查找所得；2.1.4储蓄率：储蓄率这个数据不管是银行调查还是查找国家统计局或是国家年鉴，都没有这 些数据，所以本文用当年的（收入-消费）/收入获得的储蓄率的数据，经过处理，储蓄率保留到小 数点后两位，最后求得1993-2013年的年度数据。我们分析影响储蓄率的主要因素有老龄化比重、儿童抚养比重和老年抚养比重，数据如表1。表1各变量的统计数据年份199319941995199619971998199920002001200220032004200

12、520062007200820092010201120122013X1老龄化比重（%）6.156.366.26.46.546.76.96.967.17.37.57.637.697.938.058.258.478.839.129.399.67X 2儿童抚养比（%）40.740.539.639.328.53837.532.63231.931.430.328.127.326.82625.322.322.122.2588018.8X3老年抚养比（%）9.29.59.29.59.79.910.29.910.110.410.710.710.71111.111.311.611.912.312.713.1收入

13、（亿元）35450.448370.380146.570538.378517.383505.788989.898562.2108683.4119765135718.9160289.7184575.8217246.6268631318736.7345046.4407137.8479576.1532872.1585336.8消费（亿元）16412.121844.228369.733955.936921.5392293.341920.445854.649435.953056.657649.865218.572958.782575.596332.5111670.4123584.6140758.61689

14、56.6261993.6292165.5Y储蓄率（%）53.754.8464.651.8652.9853.0252.8953.6854.5155.757.5253.3160.6761.9964.1464.9664.1865.4364.7750.8350.09数据来源于中国国家统计局年度数据库年度数据由于本文主要介绍人口老龄化对储蓄率的影响，所以把XI，X2，X3和Y三个变量放在一起进行观 察（见图1）。图 1 X1，X2，X3 和 Y从图1可以看出，X1，X2, X3和Y表现出了比较一致的趋势，因此它们之间可能存在确定的数量关系，可以通过建立计量经济模型来研究这种关系。2.2、实证结果与分析2

15、.2.1、时间序列平稳性检验协整检验的前提是检验各时间序列的平稳性，检验平稳性的标准方法是单位根检验。本文利用 扩展的迪基-富勒（Augmented Dickey - Fuller，简称ADF）检验方法来进行检验。ADF平稳性检 验是基于以下回归方程：y =b +bt+（p-i）y +a xlky *（1）t 12-1it-i.（1）式中，是白噪声，滞后阶数的选择使得不存在序列相关。原假设H : p = 1， 备选假设H : p V1。接受原假设则意味着时间序列含有单位根，即序列是职平稳的。 检验结果如表2。表2单位根ADF检验结果变量检验形式（C,T, K）ADF检验值1%临界值5%临界值1

16、0%临界值结论X1（C,N,0）2.778875-3.808546-3.020686-2.650413非平稳X2（C,N,0）1.298421-3.920350-3.065585-2.673459非平稳X3（C,N,0）1.685023-3.808546-3.020686-2.650413非平稳Y（C,N,0）-2.203598-3.808546-3.020686-2.650413非平稳 X1（C,N,0）-3.609052*-3.831511-3.029970-2.655194平稳 X2（C,N,3）-9.826076*-3.920350-3.065585-2.673459平稳 X3（C,N

17、,0）-4.276281*-3.831511-3029970-2.655194平稳 Y（C,N,0）-5.292256*-3.831511-3.029907-2.655194平稳说明：其中 XI、 X2、 X3、 Y表示原序列的一阶差分序列。检验形式（C, T, K）分别表示单 位根检验方程包括常数项、时间趋势项和滞后阶数，N是指不包含C或匚加入滞后变量是为了使 残差项成白噪声。*和*分别表示在1%和10%的显著性水平上拒绝原假设，K根据AIC、SC值选取。从表2可以看到，原序列在1%、5%、10%的显著性水平下都是非平稳的变量，但一阶差分在1% 的显著性水平下都是平稳的。因此，它们都是一阶单

18、整序列。2.2.2、协整检验从上面序列的平稳性检验结果可以看出，四个序列X1，X2, X3, Y可能存在协整关系。协整检 验的方法依据检验的对象可以分为两种：一种是基于回归残差的协整检验，DF检验和ADF检验等， 其中运用较多的是ADF检验，这种方法比较容易实现，但其检验方式存在一定的缺陷性，在第一阶 段需要设计线性模型进行OLS估计，应用不方便；另一种方法是基于回归系数的协整检验，如 Johansen协整检验，Johansen检验是一种以动态分布滞后模型VAR （见公式2）为基础的检验回归 系数的方法，是一种较好常用的方法。所有，采用Johansen检验方法进行协整检验。Y叫-1 +殴X +

19、,tL 七it-i在检验之前，必须首先确定VAR模型的结构。运用赤池信息准则（AIC）和施瓦茨准则（SC） 选择滞后阶数，本文中滞后二阶的AIC值和SC值最小，故确定滞后阶数为二阶来构建VAR模型。其 检验方法，首先计算出特征根迹统计量或者计算出最大特征根统计量（简计为人-max统计量）， 然后逐一与不存在协整关系和存在协整关系等假设前提下某一显著性水平时的Johansen分布临界 值进行比较，当大于临界值时，拒绝其前提假设，反之，接受其假设，检验结果见表3。表3序列XI、X2、X3和Y的协整检验结果原假设特征根迹统计量5%临界值。值入-max统计量5%临界值。值0个协整向 量0.882548

20、75.8938147.856130.0000*40.6927527.584340.0006*至少1个协 整向量0.70166535.2010629.797070.010822.9812521.131620.0272至少2个协整向量0.46692612.2198115.494710.146711.9528114.264600.1124至少3个协整向量0.0139540.2669963.8414660.60540.2669963.8414660.6054说明：*表示在5%的显著性水平下拒绝原假设由表3的检验结果可以看出，以检验水平5%判断，变量XI、X2、X3和Y之间都存在协整关系。2.3、回归模

21、型的建立根据上面的检验结果，变量x1,x2,x3和y之间，存在协整关系，因此，可以据此来建立回归 模型。首先建立x1,x2,x3和y之间的回归模型，其模型形式为：Y邛0+01X1+02X2+03X3+u(3)对模型进行OLS检验的结果，整理得到模型为：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可以看出模型整体上拟合程度一般；F=4.545084F0.05(3,17

22、)=3.20 (显著性水平为 a = 0.05 )，表明模型从整体上看，储蓄率和各解释变量间线性关系显著。通过查表可知 t0.025(17)=2.110，小于X1和X3解释变量的t值，大于X2解释变量的t值。所以X1和X3解释变 量应保留在方程中。整理得到：Y=133.3206+34.89534*X1 -31.87503*X3(5)2.4检验和修正方法：(1) .经济意义检验：根据上面的结果，储蓄率和人口老龄化比重呈正相关，和老年抚养比重呈负相关，符合经济意 义。(2) .统计检验：2.4.1. 序列相关性检验 图示法：从残差项e与e (-1)的关系来看，随机项呈现正序列相关性。 D.W.检验

23、根据回归分析结果表可得DW=1.669585。在 5%的显著性水平下，n=21，k=4(包含常数项)，查表得 dL=1.03,dU=1.67。dLDWdU, 故不能确定方程是否存在相关性。但根据图示法可知方程呈正相关，即存在一阶序列相关。 拉格朗日乘数(LM)检验在给定5%的显著性水平下，resid(-1)和resid(-2)的t值都小于t的临界值t0.025 (16) =2.120， LM=nR2=0.799995小于一阶卡方分布的临界值(3.84)。所以不拒绝原假设，则不存在更高阶的序 列相关。用广义差分法消除序列相关：在eviews中输入ls y c x1 x3 ar, t统计量均通过检

24、验，DW=1.686523, 查表可得dU=1.42DW2无自相关，说明已消除序列相关。2.4.2异方差怀特检验从检验结果得到Obs*R-squared=8.081649，查X2分布表得到X20.05 (5)=11.07,即在5%的显 著水平下nR2X2,说明模型不存在异方差，即不需要消除异方差。综上述，我们可得到的最终方程为：Y=133.3206+34.89534*X1 -31.87503*X3(6)2.4.3实证结论分析(1) 从模型中不难看出X1老龄化比重、X3老年抚养比重对居民储蓄率都有一定的影响作用。(2) X1老龄化比重，对居民储蓄率呈现了较大的影响作用，在其他因素保持不变的情况下

25、，老 龄化比重每增加一个单位，居民储蓄率平均增加34.89534个单位。分析结果与经济理论相适应。(3) X3老年抚养比重，在其他因素保持不变的情况下，老年抚养比重每增加一个单位，居民储 蓄率平均减少31.87503个单位。3、结论与建议人们处于年龄结构的不同时间段，所以储蓄率也会不同，从生命周期假说来看，人的一生处于 三个阶段。儿童期成年期老年期，处于不同的期间段对储蓄率也会产生一定的影响，儿童期 是没有收入的，对储蓄率几乎没有贡献，而成年期通过自己的努力赚取收入进行消费，剩余的钱存 入银行为步入老年期的自己进行资本积累，最后老年期没有了工作，收入也是少之又少，所以会通 成年期的储蓄进行消费

26、。然而老龄化与居民储蓄的关系主要取决于居民的收入变动和支出模式以及 其他动机是否鼓励或抑制储蓄，由表1可以看出，随着时间的变化老龄人口在逐渐增多储蓄率在不短 的增加，同时随着老年人口的比重不断的增加，社会负担也会随之增大，另一方面，从抚养比上来 看，在未来的几十年里会不断的处于上升趋势，这对储蓄率是不利的。而上述的多元线性回归模型 也证实了这一结论。然而老人抚养比不利于储蓄率的提高，一方面：老年人在退休以后，没有足够 的经济来源，所以，能够用于储蓄的钱会变少；而另一方面：由于国家养老政策和制度的不够完善， 老年人随着年龄增高、疾病增多等一些方面因素的影响，生活自理能力的下降，往往还需要动用过

27、去的储蓄，支出因此而增多。3.1、增加数量型人口红利延续现有人口红利主要体现在劳动力数量上的优势，随着劳动人口比重的下降，人口结构优势趋于减 弱，因此在控制我国总人口数量的基础上，根据各地区以及城乡之间生育率实际状况，要逐步加快开 放二胎政策，同时放开夫妻一方为独生子女的家庭生二胎政策，提高未来劳动年龄人口比例，降低老 龄人口比重;对于现阶段我国所存在着的部分“丁克家庭”，可以对这样的家庭采取劝导和鼓励生一 胎的生育政策，从而提高儿童出生率;同时对退休的年纪进行适当的调整，这样既增加劳动者的就业 年龄,相对增加劳动力人口，也提高老年人力资源效率，降低劳动力人口的赡养负担，增加现有劳动力 资源，

28、延长人口红利期。3.2、加大老龄化产业开发随着文化教育水平、养老观念、经济状况等因素的变化，老年人群对于自己晚年生活的质量会更 加重视，对生活用品、医疗保健、护理用品以及养老家政服务等消费产品和市场服务的需求会更加迫 切。所以我国可以通过满足老年人口的特殊需求，促进消费结构从而带动产业，因此关注老年人口 的消费需求带动老龄人口的产业发展从而减轻老龄化人口对经济的负面影响。3.3、开展养老金融业务随着我国金融市场多元化和金融产品多样化的发展，可供消费者选择的金融产品日益增多，但它 们很少针对老年人的需要，随着养老金融消费群体越来越多，我国应该针对老年所需求的产品大力的 开发和研究，使多元化的产品

29、走进老年人的生活。3.4、重视人口老龄化对经济结构的重大影响随着老龄化人口的快速增长，对我国经济发展的负面影响也不断的增加。所以，国家应该更多 的考虑到老年人口的需求进行产业结构的发展和调整，因此，好的经济结构调整才会从根本上解决 经济的不利影响，而这一切都是因为人口老龄化所导致的，所以必须对人口老龄化对经济结构的影 响进行高度的重视，加快产业结构的调整。参考文献：1蔡芳、王美艳.宏观经济研究J.经济研究，2006，(6):6-10o2杜芳芳.人口老龄化对储蓄的影响研究D,经济研究，2013，(1)o3丁思宁.人口老龄化对我国居民储蓄的影晌研究.D，经济研究，2013o4胡翠.人口老龄化对储蓄

30、率影响的实证研究.D，经济研究，2014，(7)o5卢明名.我国人口老龄化对经济发展的影响研究，D，经济研究，2007，(5)，P22o6李仲生.人口经济学，M，经济研究，2006，P231o7全国老龄委.中国人口老龄化趋势预测研究报告，D,经济研究，2006o8齐国华.我国人口老龄化对社会经济的影响及对策研究，D，经济研究，2005o9史晓丹.我国人口老龄化趋势对储备率的影响研究，J,南方经济，2013 (7)，P56o10中国社科院财政与贸易经济研究所.中国财政政策报告，D，经济研究,2011o11王波存.人口老龄化对我国经济持续增长的影响研究，D,经济研究，2010, (4)o12王森.

31、中国人口老龄化对居民储备率影响的定量分析，J,中国人口学，2010，P66o13徐升艳.中国人口老龄化对经济增长的影响研究，D，经济研究，2011o14张裕洁.中国人口老龄化对经济增长的影响，D，经济研究，2009，(4)，P7o谢辞：此毕业论文的探讨、研究及成文是在我的导师郭兰平老师的细心指导和认真修改下完成的。他 严肃的科学态度，严谨的治学精神，精益求精的工作作风，深深地感染和激励着我。饮其流时思其 源，成吾学时念吾师，在此论文完成之际，谨向我尊敬的导师郭老师致以诚挚的谢意和崇高的敬意。当然还要感谢其他老师，他们用心的上课、孜孜不倦的教导和平时的答疑让我学习了很多知识， 对我的论文有了很大的帮助。最后，也要感谢我的同学们，他们四年来的关心和帮助，对我的学习和生活产生了深远的影响。刘泉辰2015年5月25日