龍林玲 吳全志

摘要：通過(guò)建立VAR模型對(duì)貴州省1998～2013年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)貴州省人口老齡化并沒(méi)有直接影響居民儲(chǔ)蓄率；而居民儲(chǔ)蓄率對(duì)老年人口的數(shù)量有正向影響，居民儲(chǔ)蓄率提高/降低1%帶來(lái)0.54%的老年人口數(shù)量的增加/減少。究其原因貴州省經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后，影響儲(chǔ)蓄率的因素有很多，人口老齡化對(duì)儲(chǔ)蓄影響不明顯；老年人儲(chǔ)蓄不足，在貴州省醫(yī)療水平不高、社會(huì)保障不完善的情況下，會(huì)影響老年人的健康狀況，從而影響老年人口數(shù)量。

關(guān)鍵詞：VAR模型；老齡化；儲(chǔ)蓄率

隨著人口年齡結(jié)構(gòu)中老年人口數(shù)量比重的上升，人口老齡化問(wèn)題已經(jīng)不僅是影響一個(gè)國(guó)家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的重大因素，也是一個(gè)影響全世界的社會(huì)問(wèn)題，因而已經(jīng)引起國(guó)際學(xué)術(shù)界和各國(guó)政策制定者的普遍關(guān)注。貴州省隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，老齡人口數(shù)量逐漸增加，平均壽命不斷延長(zhǎng)，老齡人口在總?cè)丝诘恼急纫膊粩嗌摺ＹF州省經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后，老齡人口的生活條件、醫(yī)療條件和社會(huì)保障也不夠完善，投資渠道少、風(fēng)險(xiǎn)回避的意愿加強(qiáng)等，這都使貴州省的老年人口對(duì)儲(chǔ)蓄率有特殊的影響。儲(chǔ)蓄又直接影響投資，本文研究貴州省人口老齡化對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響，對(duì)了解貴州省經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有重要的意義。

一、文獻(xiàn)綜述

在較早的研究當(dāng)中，已發(fā)現(xiàn)老齡化是影響居民儲(chǔ)蓄率的重要因素之一。預(yù)防性動(dòng)機(jī)理論、生命周期理論和遺產(chǎn)理論都較好的解釋了這一現(xiàn)象（Kohl和OBrien，1998）。預(yù)防性動(dòng)機(jī)理論認(rèn)為（John Maynard Keynes，1936）：人們?yōu)榱祟A(yù)防以外發(fā)生，而儲(chǔ)蓄貨幣。生命周期理論認(rèn)為（Ando和 Modigliani， 1963）：人的一生會(huì)傾向于平滑的使用自己的財(cái)富，工作的時(shí)段積累財(cái)富，退休時(shí)段消耗財(cái)富。遺產(chǎn)理論認(rèn)為：人不僅僅考慮自身的效用最大化，還要追求后代效用的最大化，所以不同年齡會(huì)有不同儲(chǔ)蓄選擇。

Higgins和Williamson（1997）指出20世紀(jì)60年代亞洲國(guó)家的高儲(chǔ)蓄率受到老年撫養(yǎng)比的負(fù)向影響。Hviding和Merette（1998）利用世代交疊模型（OLG）研究了老齡化對(duì)居民儲(chǔ)蓄率的影響。通過(guò)模擬1950～2090年的數(shù)據(jù)，預(yù)測(cè)意大利居民儲(chǔ)蓄率由1954年的28%下降到2050年的4%。Loayzal（2000）利用跨國(guó)間居民儲(chǔ)蓄率數(shù)據(jù)，證實(shí)居民儲(chǔ)蓄率與老齡化存在負(fù)向關(guān)系，且這一關(guān)系在欠發(fā)達(dá)國(guó)家表現(xiàn)尤為明顯。Shimasawa和Hosoyama（2004）利用世代交疊模型對(duì)亞洲4國(guó)及臺(tái)灣地區(qū)進(jìn)行了研究，指出由于老年人口的增加社保交費(fèi)率和青年人口的負(fù)稅不斷增加，壓低了居民儲(chǔ)蓄率。KiTang和Wong（2006）認(rèn)為隨著老年人口預(yù)期壽命的延長(zhǎng)，為退休積累的動(dòng)機(jī)增強(qiáng)，會(huì)提高居民儲(chǔ)蓄率。

王森（2010）利用VAR模型對(duì)我國(guó)1979～2009年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，指出老齡化對(duì)居民儲(chǔ)蓄率的影響僅占1%。史曉丹（2013）利用世代交疊模型對(duì)我國(guó)2006～2011的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，指出老年撫養(yǎng)比與儲(chǔ)蓄率負(fù)相關(guān)。萬(wàn)克德（2013）對(duì)山東省1995～2010年數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，指出山東省人口老齡化對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響即有正向又有負(fù)向的影響。王偉（2000）構(gòu)建世代交疊模型利用省際面板數(shù)據(jù)，得出老齡化對(duì)儲(chǔ)蓄率并沒(méi)有產(chǎn)生明顯負(fù)效應(yīng)，并且在2050年老齡化對(duì)儲(chǔ)蓄率會(huì)帶來(lái)正效應(yīng)。

二、建立模型

（一）指標(biāo)選取

本文選取老年人口總量作為人口老齡化的指標(biāo)，老年人口總量=地區(qū)常住人口總量×老年撫養(yǎng)比。一些文章采用老年撫養(yǎng)比作為人口老齡化的指標(biāo)，筆者認(rèn)為用老年撫養(yǎng)比會(huì)忽略人口總量的影響，因?yàn)閺膶?shí)際數(shù)據(jù)上看老年人口是不斷上升的，但是老年撫養(yǎng)比可能會(huì)不變或者下降，不能真實(shí)反映老年人口數(shù)對(duì)儲(chǔ)蓄的影響。所以本文選擇老年人口總量作為人口老齡化的指標(biāo)。

地區(qū)居民儲(chǔ)蓄率=地區(qū)個(gè)人存款量/地區(qū)居民生產(chǎn)總值（GDP），地區(qū)居民儲(chǔ)蓄率對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有重大意義，了解人口老齡化對(duì)居民儲(chǔ)蓄率的影響，有助于判斷貴州經(jīng)濟(jì)未來(lái)發(fā)展的走勢(shì)。

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源

貴州人口總量、貴州居民生產(chǎn)總值、貴州個(gè)人存款量和貴州老年撫養(yǎng)比均來(lái)源于《貴州省居民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)（1999～2014年）》。貴州省老年人口總量和貴州居民儲(chǔ)蓄率依據(jù)以上四個(gè)指標(biāo)計(jì)算得出。

（三）模型確立

lnOPt=α+βlnSRt+σt（1）

OP代表老年人口數(shù)量（older population），SR代表儲(chǔ)蓄率（savings rate）。α表各變量的系數(shù)矩陣，σ代表白噪聲序列，t表示時(shí)間。由于取對(duì)數(shù)可以消除異方差并且不改變他們的協(xié)整關(guān)系，因此本文的模型對(duì)各變量取對(duì)數(shù)。

三、實(shí)證分析

（一）單位根檢驗(yàn)

變量協(xié)整的前提是各變量的單整階數(shù)相同，為了防止“偽回歸”，需要對(duì)各變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。一般時(shí)間序列采用ADF單位根檢驗(yàn)法，檢驗(yàn)結(jié)果如表1。

表1中的臨界值均是在5%水平取得的，c、t、i分別表示常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)和滯后階數(shù)，加入滯后項(xiàng)的作用是為了使殘差序列為白噪聲，滯后項(xiàng)采用AIC和SC最小的原則來(lái)取得，Δ表示差分算子。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

ΔLn OP和ΔLn SR都是一階單整變量，而且符合多因素檢驗(yàn)的原則，運(yùn)用Eviews9.0通過(guò)JJ法作協(xié)整回歸并檢驗(yàn)其是否存在協(xié)整關(guān)系，得到如下公式：

e=lnSR-0.54lnOP+3.7（2）

在確定了變量間的協(xié)整關(guān)系之后，利用AR根圖驗(yàn)證其正確性（圖1）。

關(guān)于AR 特征方程的特征根的倒數(shù)絕對(duì)值小于1，即位于單位圓內(nèi)，則模型是穩(wěn)定的。否則模型不穩(wěn)定。如圖1，所有點(diǎn)都落在圓內(nèi)，即模型是穩(wěn)定的。

（三）格蘭杰檢驗(yàn)

格蘭杰（granger）檢驗(yàn)是檢驗(yàn)各因素之間是否有因果關(guān)系的常用方法，是一種檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)變量因果關(guān)系的統(tǒng)計(jì)方法，這種方法主要依據(jù)各變量滯后項(xiàng)對(duì)另一變量的影響程度來(lái)判斷因果關(guān)系是否存在及其方向。本文結(jié)合滯后時(shí)期的考慮，對(duì)各因素之間進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)，結(jié)果如表2，置信度5%。

四、結(jié)論

首先，在排除偽回歸顯現(xiàn)之后，格蘭杰檢驗(yàn)說(shuō)明：在滯后期為1期和2期時(shí)，貴州居民儲(chǔ)蓄率對(duì)貴州老年人口數(shù)量有單向的因果關(guān)系，貴州省居民的儲(chǔ)蓄率在短期內(nèi)會(huì)影響老年人口的數(shù)量。老年人的個(gè)人儲(chǔ)蓄是老年人晚年生活的唯一支柱，在短期內(nèi)儲(chǔ)蓄率的上升/下降會(huì)影響老人的生活、醫(yī)療、養(yǎng)老水平，影響老年人健康從而影響老年人口數(shù)量。貴州省老齡化并沒(méi)有直接影響儲(chǔ)蓄率，因?yàn)橛绊憙?chǔ)蓄率的原因不僅有老齡化，還有通貨膨脹、社會(huì)保障、收入水平、儲(chǔ)蓄觀念等都會(huì)影響儲(chǔ)蓄率，在貴州省老齡化對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響并不顯著。其次，在因果關(guān)系明確之后，由公式（2）可以看出，儲(chǔ)蓄率變動(dòng)1%會(huì)帶來(lái)0.54%的老年人口數(shù)同向變動(dòng)，在貴州省收入水平、醫(yī)療條件、社會(huì)保障相比發(fā)達(dá)地區(qū)都比較低，個(gè)人或家庭承擔(dān)醫(yī)療費(fèi)用的大部分甚至全部，儲(chǔ)蓄的多少直接影響老年人的晚年生活和壽命。

參考文獻(xiàn)：

[1]孫蕾，吳姝嬪.人口老齡化與居民儲(chǔ)蓄之間關(guān)系的實(shí)證分析——以上海市為例[J].天府新論，2013（05）.

[2]Kohl R， O'Brien P. The Macroeconomics of Ageing， Pensions and Savings： A Survey[J]. Oecd Economics Department Working Papers，1998.

[3]Keynes， John Maynard. The General Theory of Employment， Interest， and Money[J].Foreign Affairs，1976，76（01）.

[4]Shimasawa M， Hosoyama H. Economic Implications of an Aging Population： the Case of Five Asian Economies[J].Economic & Social Research Institute，2004.

[5]梁紅梅，李磊.國(guó)外人口老齡化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響研究文獻(xiàn)綜述[J].中國(guó)經(jīng)貿(mào)導(dǎo)刊，2014（02）.

[6]王森.中國(guó)人口老齡化對(duì)居民儲(chǔ)蓄率影響的定量分析——基于VAR模型的方法[J].中國(guó)人口科學(xué)，2010（S1）.

[7]史曉丹.我國(guó)人口老齡化趨勢(shì)對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響研究[J].南方經(jīng)濟(jì)，2013（07）.

[8]萬(wàn)克德，宋廷山，郭思亮.山東省人口老齡化對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)需求的影響——基于六普數(shù)據(jù)的分析[J].中國(guó)人口科學(xué)，2013（04）.

[9]汪偉，艾春榮.人口老齡化與中國(guó)儲(chǔ)蓄率的動(dòng)態(tài)演化[J].管理世界，2015（06）.

（作者單位：龍林玲，北京工商大學(xué)；吳全志，華北水利水電大學(xué)）