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計劃生育政策下的儲蓄率、經(jīng)常項目順差與人口結構變遷

關鍵詞： 儲蓄率，經(jīng)常項目順差，人口結構變遷，計劃生育政策

摘　要： 文章認為：計劃生育政策并非不可持續(xù)，特定時期內放開該政策已經(jīng)無法應對社會撫養(yǎng)高峰，而保持該政策則會獲得一個較低人口總量的均衡人口結構。經(jīng)常項目差額實際上只是儲蓄的跨時空轉移。人口年齡結構決定儲蓄率，決定儲蓄的跨時間轉移，國家相對生產(chǎn)率差異決定儲蓄的跨空間轉移�？臻g上的這種轉移并不改變一國國民的總福利；時間上的轉移也不改變代與代之間的總福利。因此，不考慮人口結構、提高即期消費率刺激經(jīng)濟的做法值得商榷，過分關注短期經(jīng)常項目差額并無太大必要。文章從一個多期人口代際交疊模型入手，分析了計劃生育政策對人口結構和撫養(yǎng)比例的影響，同時還運用中國數(shù)據(jù)對人口撫養(yǎng)比與儲蓄率、相對生產(chǎn)率差異與經(jīng)常項目差額進行協(xié)整與因果檢驗。 

　　一、問題的提出
　　
　　根據(jù)莫迪利安尼的生命周期理論，人們會為自己一生的消費平衡而在不同年齡階段進行儲蓄或負儲蓄。所以，人口結構應該成為決定儲蓄率的一個重要變量。在此基礎上，人們集中分析和試圖估算儲蓄率與人口結構變遷的關系，但實證結論卻并不一致。如Modigliani和Cao（2004）發(fā)現(xiàn)中國儲蓄率與長期經(jīng)濟增長率及撫養(yǎng)比存在明顯的協(xié)整關系，他們將中國的高儲蓄率主要歸結為高增長和人口結構的改變。但Kraay（2000）使用中國1978-1989年分省居民儲蓄家庭調查面板數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，撫養(yǎng)比對儲蓄的影響在統(tǒng)計上并不顯著。Horioka和Wan（2006）也認為中國的撫養(yǎng)比對儲蓄率的影響只在1／4的樣本上顯著，且樣本期間太短。鄭長德（2007）將中國各地區(qū)的人口總撫養(yǎng)比拆分為少年人口撫養(yǎng)比和老年人口撫養(yǎng)比，并通過分析表明，儲蓄率與少年人口撫養(yǎng)比存在負相關關系，與老年人口撫養(yǎng)比存在正相關關系。李文星等（2008）也作了這樣的拆分，同樣使用中國省際面板數(shù)據(jù)，卻得到如下不同結果：少年撫養(yǎng)比對儲蓄具有正的影響，但影響不大；老年撫養(yǎng)比變化對居民消費的影響不顯著。
　　我們認為，由于人口省際流動越來越頻繁，社保全國調撥與統(tǒng)籌不斷推進，國家總體數(shù)據(jù)遠比分省數(shù)據(jù)有說服力，而且后者還容易將問題人為地復雜化。另外一個共同的缺陷就是沒有將中國的外部經(jīng)濟不均衡考慮進來。陳智君和胡春田（2009）作了這方面的努力，放松了Blanchard-Fischer跨期模型中人口結構不變的假設，將中國計劃生育政策引入模型，得出為應對未來人口老齡化，經(jīng)常項目順差是最優(yōu)的外部均衡目標，但沒有給出實證分析。
　　那么儲蓄率、投資率以及經(jīng)常項目順差與人口結構到底有沒有關系？外部儲蓄是在應對未來的老齡化，成年社會的經(jīng)常項目順差就是老年社會的經(jīng)常項目逆差嗎？經(jīng)常項目順差有沒有可能是更多地來源于我國生產(chǎn)率的相對提升而非人口結構呢？本文試圖以中國的經(jīng)驗數(shù)據(jù)來回答這些問題。本文將撫養(yǎng)比分解為少年撫養(yǎng)比與老年撫養(yǎng)比，在總量關系基本不變的前提下，內部卻是此消彼長，分解后更能說明問題。此外，文化因素導致的少年與老年撫養(yǎng)方面中國特有的行為方式也會被考慮進來。
　　本文的結構如下：引言提出問題后，第二部分分析計劃生育政策下中國的人口年齡結構及其動態(tài)發(fā)展。第三部分在闡述變量數(shù)據(jù)后，分析實證結果。第四部分作預測，最后是結論與政策含義。
　　
　　二、計劃生育政策下的人口結構變遷
　　
　　人口年齡結構變遷的一個重要替代指標就是社會撫養(yǎng)比。社會撫養(yǎng)比是指人口中非勞動年齡人口數(shù)與勞動年齡人口數(shù)之比，是衡量社會勞動年齡人口人均撫養(yǎng)負擔的指標。國際通行計算公式為：
　　少年撫養(yǎng)比=（14歲及以下人口數(shù)／15-64歲人口數(shù)）×100
　　老年撫養(yǎng)比=（65歲及以上人口數(shù)／15-64歲人口數(shù)）×100
　　社會總撫養(yǎng)比= [（14歲及以下人口數(shù)+65歲及以

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計劃生育政策下的儲蓄率、經(jīng)常項目順差與人口結構變遷(2)

上人口數(shù)）／15-64歲
　　人口數(shù)]×100
　　我們建立一個多期人口代際交疊模型來考慮計劃生育政策對人口年齡結構的影響。假設或定義：（1）假設生命周期為5期，分別為0-14歲，15-30歲，31-45歲，46-64歲和65歲及以上。其中，第1期與少年撫養(yǎng)比對應，第5期與老年撫養(yǎng)比對應，中間3期之和對應勞動人口。這樣處理主要是為了與撫養(yǎng)比年齡區(qū)間一致，同時兼顧到各期時間基本相等，以保證各期增長仍然一致。（2）設定中國嚴格開始計劃生育政策的1982年為基期，并假定基期的各期人口均為2人。

表1：計劃生育政策下的人口年齡結構變遷

　　在計劃生育政策實施之前（第0期），人口結構保持均衡，撫養(yǎng)比穩(wěn)定在均衡值67上。
　　第1期開始實行計劃生育政策，少年人口下降，其他不變，少年撫養(yǎng)比下降，總撫養(yǎng)比由均衡值67降為50，人口負擔開始減輕。
　　第2期，少年人口與老年人口沒有發(fā)生變化，但是第1期減少的少年人口在本期相應減少了勞動人口。少年撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比以及總撫養(yǎng)比均有所提高，但總撫養(yǎng)比仍低于計劃生育前的67。這兩期可以看成是計劃生育政策帶來的人口紅利期。
　　第3期開始（近似地對應2013年），中國面臨三種選擇：I.繼續(xù)保持計劃生育政策；Ⅱ.在第3期或第4期放松計劃生育政策；Ⅲ.在第5期放松計劃生育政策。
　　第一種選擇下，第1、第2期的獨生子女夫妻分別可以在第3、第4期重新開始生兩個孩子。此時，少年人口不會繼續(xù)減少，老年人口也沒有減少，但勞動人口繼續(xù)下降。到第4期時，總撫養(yǎng)比達到峰值100，人口負擔顯著增加。進入第5期后，第3期的非獨生子女夫妻只能生1個孩子，于是又會重演1982年開始的撫養(yǎng)比變動規(guī)律。人口總量也會再一次下降。
　　第二種選擇下，在第3期或第4期放松計劃生育政策，即無論是否獨生子女，均可生兩個孩子。我們前面已假設一對夫妻也只愿生兩個孩子。這樣，在第3、第4期，其實人口結構與繼續(xù)實行計劃生育政策時并無差異，同樣的人口撫養(yǎng)比峰值仍會出現(xiàn)在21世紀40年代�；蛘哒f，現(xiàn)在放開計劃生育政策已經(jīng)于事無補，已無法緩解30年后到來的人口撫養(yǎng)比高峰。實際上，現(xiàn)在進入生育年齡的1982年后出生的孩子普遍是獨生子女，按照政策他們已經(jīng)可以生育兩個孩子。在這一政策下，第5期后，人口結構將重新保持均衡，總撫養(yǎng)比將回到67的初始值。
　　第三種選擇下，在第3、第4期不調整計劃生育政策，至第5期，當?shù)?期的非獨生子女夫妻進入生育期時開始放開，允許其生育第二個孩子。這一政策與第二種選擇其實對人口結構并無差異影響，只不過總撫養(yǎng)比67的均衡值會推遲在第7期而不是第二種選擇下的第5期出現(xiàn)。
　　現(xiàn)在來看中國的人口數(shù)據(jù)是否能驗證這一推測。圖1給出了1950-2050年共100年的中國撫養(yǎng)比數(shù)據(jù)。其中，2007年前為實際數(shù)據(jù)。1978年以前數(shù)據(jù)來自世界銀行和聯(lián)合國人口司數(shù)據(jù)庫。1978-2007年數(shù)據(jù)來自各年的《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國人口統(tǒng)計年鑒》。對其中部分缺失數(shù)據(jù)，利用人口出生率和死亡率數(shù)據(jù)通過統(tǒng)計上的算術平均插值法進行估算。2007年后為預測數(shù)據(jù)，來源于周渭兵（2004）在我國計劃生育政策保持不變情況下的預測結果。
　　圖1中，1982年中國開始嚴格實行計劃生育政策，少年撫養(yǎng)比開始急劇下降，老年撫養(yǎng)比緩慢上升，總撫養(yǎng)比下降，至20世紀初下降至谷底�？梢越频貙⑦@段時期看成是第1、第2期，對應表1中總撫養(yǎng)比從67下降到50，人口紅利出現(xiàn)。第3期近似地對應21世紀20年代，繼續(xù)保持計劃生育政策，此時，老年人口上升，總撫養(yǎng)比上升，至第4期2040年前后達到峰值。

圖1：中國人口撫養(yǎng)比變動圖（1950-2050年）

　　資料來源：世界銀行和聯(lián)合國人口司數(shù)據(jù)庫、各年的《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國人口統(tǒng)

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計年鑒》及周渭兵（2004）。
　　
　　到2043年進入第5期時，計劃生育政策面臨一個調整時間點。此時，如果保持政策不變，人口變動將會重演第一次計劃生育政策的效果，總撫養(yǎng)比會再一次出現(xiàn)“75-100-50-60-75”的循環(huán)；如果屆時放開政策，撫養(yǎng)比將在低的人口總量下回歸至初始值67，且保持穩(wěn)定。
　　這樣，結合中國的人口結構，我們可重新討論計劃生育政策。大眾經(jīng)常有個誤解，認為老年人口過多會造成社會的脆弱，從而懷疑計劃生育政策的可持續(xù)性。這種看法忽略了撫養(yǎng)負擔不僅來自老年人口，還來自少年人口。根據(jù)表1的推理，計劃生育政策的確造成了老年人口對社會的壓力，但同時也減輕了少年人口的社會撫養(yǎng)壓力，二者此消彼長，經(jīng)過一段時間波動后，社會撫養(yǎng)比會重新達到平穩(wěn)的均衡值。
　　中國的數(shù)據(jù)也驗證了這一點。如果我們保持計劃生育政策不變，幾十年后，撫養(yǎng)比會在一個低的人口總量上重新達到均衡值（當然，人口總量低是否就是我們追求的目標，或者人口總量低就一定對經(jīng)濟有促進作用也需要作更進一步的思考）。如果我們要放松計劃生育政策，會有兩個時間點，第一是進入第3期時，近似對應2013年。根據(jù)前面分析，是否放開計劃生育政策對解決2040年前后的人口撫養(yǎng)高峰已經(jīng)沒有差異。第二是高峰過后第5期，近似對應2043年，此時，如果不放開計劃生育政策，人口總量將繼續(xù)下降，社會撫養(yǎng)負擔將重新經(jīng)歷前60年同樣的周期；如果放開計劃生育政策，人口總量將穩(wěn)定保持在當時水平上，社會撫養(yǎng)負擔也會穩(wěn)定在較為合理的均衡水平上。
　　
　　三、實證結果分析
　　
　　（一）變量與數(shù)據(jù)
　　
　　為了說明人口結構對內外部儲蓄的影響，我們選取宏觀儲蓄率（SR）、投資率（IR）和經(jīng)常項目差額（NER），并假設經(jīng)常項目順差全部表現(xiàn)為商品和服務凈出口。宏觀儲蓄率（SR）為當年儲蓄占GDP的比例，投資率（IR）為當年投資占GDP的比例，經(jīng)常項目順差（NER）為當年商品和服務凈出口占GDP的比例。以總撫養(yǎng)比（GDR）、少年撫養(yǎng)比（CDR）和老年撫養(yǎng)比（ODR）來反映人口結構。以人均GDP增長率代表勞動生產(chǎn)率提升，以相對生產(chǎn)率水平（RPI）代表中國與世界的相對生產(chǎn)率增長差異，用中國與世界的人均GDP增長率之差表示；CRPI代表累計的相對生產(chǎn)率增長差異，基期為1978年，取值為零。數(shù)據(jù)來源于ERSInternationalMacroeconomicDataSet，圖2給出了中國幾十年來以支出法表示的GDP占比變動情況。

圖2：中國儲蓄率結構圖（1952-2007年）

　　注：因為儲蓄等于投資與凈出口之和，所以儲蓄率為總面積。
　　資料來源：《中國統(tǒng)計年鑒》2008年。
　　數(shù)據(jù)期間為1978年至2007年30年。之所以沒有取更長的數(shù)據(jù)區(qū)間，主要有以下幾點考慮：第一，改革開放前部分變量數(shù)據(jù)不可獲得；第二，部分數(shù)據(jù)如凈出口率1978年前基本為零，難以保證數(shù)據(jù)的連續(xù)性；第三，期間太長也有一個問題，就是難以反映轉軌國家長期巨大的制度變化，如經(jīng)濟政策和計劃生育政策。這有可能會對結論產(chǎn)生誤導。
　　
　�。ǘ﹩挝桓鶛z驗
　　
　　本文采用ADF檢驗進行變量的平穩(wěn)性檢驗，防止出現(xiàn)“偽回歸”。檢驗結果見表2。

表2：變量單位根檢驗及檢驗結果

　　注：（1））ADF檢驗的臨界值來自McKinnon的計算，在Eviews軟件中直接給出。…、“分別表示在i%、s%的顯著水平上拒絕非平穩(wěn)性假設。（2）（c，T，L）分別表示常數(shù)項、趨勢項與滯后期。（3）采用AIC準則與sc準則作為滯后期選擇標準。下表同。
　　單位根檢驗中，儲蓄（或與其成此消彼長的消費）要

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計劃生育政策下的儲蓄率、經(jīng)常項目順差與人口結構變遷(4)

比投資滯后階數(shù)大，表現(xiàn)出更大的慣性，這比較符合現(xiàn)實。出口也表現(xiàn)出較大的慣性，這實際上已經(jīng)隱含累計相對生產(chǎn)率差異決定出口的假說。老年人口表現(xiàn)出更大的慣性，這是因為在沒有戰(zhàn)爭、災害、大規(guī)模流行病的情況下，死亡率變動不大'而新增人口則沒有這種慣性。
　　
　　（三）協(xié)整與Granger因果檢驗
　　
　　我們采用EG兩步法進行兩兩變量的協(xié)整檢驗。相對生產(chǎn)率（RPI）是平穩(wěn)序列，不參與協(xié)整檢驗，但其累計值CRPI一階單整，可以進行協(xié)整檢驗。結果如表3所示。

表3：協(xié)整檢驗及檢驗結果

　　1.儲蓄率與撫養(yǎng)比根據(jù)生命周期理論，在經(jīng)濟增長率不變、沒有新增財富的假設下，人們在年輕時會為老年準備儲蓄，年輕時儲蓄率較高，而到老年時消費率較高，甚至是負儲蓄。所以就一個社會整體來說，如果人口重心比較年輕，則儲蓄率較高，而人口老齡化時，儲蓄率應較低。如果以人口撫養(yǎng)比來反映人口結構，理論上，總撫養(yǎng)比越高，意味著人口結構不適宜高儲蓄，需要更多的即時消費。這樣，總撫養(yǎng)比應該與儲蓄率成反比，總撫養(yǎng)比越高，則儲蓄率越低。從表3中的儲蓄率與總撫養(yǎng)比協(xié)整方程結果看，中國的總撫養(yǎng)比每下降1個百分點，儲蓄率將提高0.39個百分點。中國的數(shù)據(jù)驗證了生命周期理論，與Modigli-ani（1970）的研究結果一致，即中國近些年儲蓄率不斷上升，實際與人口結構有相當大的關系，其原因就是中國人口結構正在進入紅利時期，總撫養(yǎng)比不斷下降，使得消費相對于儲蓄比例下降，儲蓄率上升。
　　我們將總撫養(yǎng)比分解為老年撫養(yǎng)比與少年撫養(yǎng)比來分別進行分析。如果不考慮其他變量，從表3中的儲蓄率與少年撫養(yǎng)比協(xié)整方程看，中國的少年撫養(yǎng)比每下降1個百分點，儲蓄率將會提高0.37個百分點。計劃生育政策實施以來，中國的出生率一直在下降，少年人口比例隨之下降，而隨著年齡的增長，人口重心移向青壯年，但又沒有進入老年，這造成了少年撫養(yǎng)比的下降，儲蓄率上升。協(xié)整方程驗證了這一結果。中國儲蓄高，出生率下降，計劃生育政策是重要原因。
　　此外，老年撫養(yǎng)比每升高1個百分點，儲蓄率相應升高3.94個百分點，這與經(jīng)典理論似乎不符。根據(jù)經(jīng)典理論，需要供養(yǎng)的老年人多，儲蓄率應該下降。但筆者基于下面三點理由，認為這恰恰是中國現(xiàn)實情況更準確的反映。
　　第一，生命周期理論有個嚴格的假設，老年退休后沒有任何收入和遺產(chǎn)，只花費以前的積蓄，從而消費率高。但是這不符合現(xiàn)實。在中國的農村，老年人往往很少消耗自己以前的儲蓄，當年新增收入除了能夠滿足當年消費，往往還有一定比例的儲蓄。在城市，老年人則會留下一定的遺產(chǎn)給下一代，而不是生命周期理論假設的遺產(chǎn)為零。所以老年人口的存在，卻在貢獻著一定的儲蓄，至少目前的中國是這樣。如此看來，目前中國的老年人口雖然計算在總撫養(yǎng)比里，但實際上并沒有產(chǎn)生完全的撫養(yǎng)需求。
　　第二，由于計劃生育政策，中國目前的家庭結構正在由以前的正金字塔形向倒金字塔形過渡。“4-2-1”的家庭結構使得老人逐漸不再能依靠傳統(tǒng)的“養(yǎng)兒防老”方式，只能矯枉過正，用自身的過度儲蓄來替代“養(yǎng)兒防老”的空白。這樣，在短期內（如“1-2”代人的過渡期內），老年人口的增加會帶來儲蓄率的上升，而不是下降。但長期內，如果計劃生育政策持續(xù)下去，老年比例會逐漸下降，并穩(wěn)定到正常的代際更迭，這種過度儲蓄效應會隨之下降；如果計劃生育政策放松，少年人口會上升，過度儲蓄效應會很快消失，因為老人又可以重新回歸“養(yǎng)兒防老”。
　　第三，在中國“望子成龍”的特有文化背景下，孩子消費往往要大于老人消費。所以，雖然老年撫養(yǎng)比增加，但其帶來的對消費的增加要小于少年人口下降而引致的消費減少。儲

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計劃生育政策下的儲蓄率、經(jīng)常項目順差與人口結構變遷(5)

蓄率對少兒撫養(yǎng)比的彈性遠比對老年人的要大。
　　因此，中國儲蓄率近些年升高，重要的原因是總撫養(yǎng)比的下降。其中，少年人口的下降明顯地提高了儲蓄率。但由于中國特有的文化背景，老年人口的變動對儲蓄率的影響與少年人口相反�？傮w來說，少年人口減少對儲蓄率的增加效應大于老年人口增加對儲蓄率的下降效應，從而表現(xiàn)為總撫養(yǎng)比下降儲蓄率上升。
　　2.內部儲蓄與外部儲蓄
　　人口紅利期可以從經(jīng)濟意義上解釋我們?yōu)槭裁从懈邇π盥�，但卻無法解釋為什么儲蓄率大于（或小于）投資率，而不是相反，從而也就無法解釋經(jīng)常項目順差。直覺上，筆者曾認同陳智君和胡春田（2009）的結論，設想人口結構能夠解釋經(jīng)常項目順差，但很遺憾，經(jīng)驗證據(jù)沒有證明這一點。我們也參考了Granger因果檢驗的結果。鑒于Granger因果檢驗對滯后階數(shù)很敏感，于是我們窮盡了所有1-9的滯后階數(shù)，結果具有高度同一性，在所有滯后階數(shù)下，人口結構都不是經(jīng)常項目順差的Granger原因，經(jīng)常項目順差也不是人口結構的Granger原因，當然后者是顯而易見的。
　　儲蓄等于投資和經(jīng)常項目順差之和，投資是在國內的儲蓄，而經(jīng)常項目順差是在國外的儲蓄。但需注意的是，無論是儲蓄大于投資，還是投資大于儲蓄，只要是儲蓄，就一定會回流。以經(jīng)常項目順差形式流至國外的相對過剩儲蓄，其對外投資的收益遲早有一天還會回流中國，表現(xiàn)為經(jīng)常項目逆差，現(xiàn)在的過剩儲蓄仍然會蔭及子孫。反過來說，一國的經(jīng)常項目逆差就意味著投資過多或儲蓄過少，本國的儲蓄難以支撐高投資率，從而吸引其他國家的資本，但是其投資收益（未來產(chǎn)品）還會以東道國經(jīng)常項目順差的形式回流至投資國。從這個意義上，美國只是其他國家過剩儲蓄的中轉地而已，這種其他國家轉移過來的儲蓄形成的未來消費品最終還是要以美國經(jīng)常項目順差的方式流回資本流出國，美國本土居民未來所能享受到的其實還是其自己的儲蓄份額。所以，從代際轉移觀點看，美國目前的高消費其實還是以下一代人的消費不足為代價的，正所謂“父債子償”而已。
　　3.相對生產(chǎn)率差異與經(jīng)常項目差額
　　那么究竟什么因素能夠解釋中國的經(jīng)常項目順差？我們換一個角度來思考這一問題。有沒有可能經(jīng)常項目順差只是一個產(chǎn)生于市場競爭下被動的結果，而非主動的選擇？邏輯上，高儲蓄率為經(jīng)常項目順差提供了可能。在高儲蓄率既定的前提下，直覺上，經(jīng)常項目順差可能產(chǎn)生于三個原因：第一是國內制度體系問題造成了國內投資障礙。這一問題太過復雜，本文不予深究。第二是匯率制度與水平。王仁言（2003）已證明人民幣匯率與貿易差額的相關性不明顯。第三是中國相對世界勞動生產(chǎn)率提高造成了中國的儲蓄外溢（出口）。本文試圖分析第三個原因的解釋力。
　　決定市場競爭力的應該是多年累計下來的勞動生產(chǎn)率相對提高，或者說勞動生產(chǎn)率提高應該有較長的滯后影響，而不是當年的生產(chǎn)率差異。所以，我們選擇將RPI的累計存量CRPI作為經(jīng)常項目差額的解釋變量。兩個變量都是一階平穩(wěn)序列，可以進行EG協(xié)整分析。由表3的協(xié)整方程（7）可見，這兩個變量間存在協(xié)整關系，累計相對生產(chǎn)率每提高1個百分點，經(jīng)常項目順差增加0.03個百分點。
　　對二者的Granger因果檢驗顯示，在滯后1階至6階的情況下都通過了顯著性檢驗，累計相對生產(chǎn)率差異是經(jīng)常項目順差的Granger原因，當年的經(jīng)常項目順差可以由6年之內的累計相對生產(chǎn)率差異來解釋；對于7階滯后，只有10%的統(tǒng)計顯著性。8階和9階滯后則不能解釋。我們認為，這符合理論解釋，在統(tǒng)計意義上可以說累計相對生產(chǎn)率差異是經(jīng)常項目順差的Granger原因。反過來，經(jīng)常項目順差則不是相對生產(chǎn)率差異的Granger原因。一共9階滯后中，1階至8階滯后均不能通過統(tǒng)計顯著性檢驗，其實直覺上前者就不應該是后者的原因。
　　我們可以這樣來總結經(jīng)常項目順差的決

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計劃生育政策下的儲蓄率、經(jīng)常項目順差與人口結構變遷(6)

定。在兩期模型中，第1期的儲蓄是由現(xiàn)在和未來的人口結構決定的。第1期儲蓄中有多少最終表現(xiàn)為外部儲蓄（經(jīng)常項目順差）則是由第1期相對生產(chǎn)率決定，即相對生產(chǎn)率高，市場競爭能力強，則儲蓄外溢（出口）。進入第2期后，第1期的儲蓄將被消費，第1期的經(jīng)常項目順差必然回流以滿足當期消費。但第2期的儲蓄中有多少最終表現(xiàn)外部儲蓄，則是由第2期的相對生產(chǎn)率決定。由此可以說，相對生產(chǎn)率高決定了經(jīng)常項目順差的“外溢”，而人口結構則決定了經(jīng)常項目逆差的“回流”。
　　
　　四、預測
　　
　　這里，我們對未來的人口結構、儲蓄率和經(jīng)常項目差額作一預測，試圖預示政策方向。首先必須說明兩點：第一，假設前述協(xié)整關系是均衡合理的。如果現(xiàn)有方程本身就不均衡，則此方程預測的未來狀態(tài)仍然是不均衡的。第二，這一預測都建立在其他條件不變（ceterisparibus）的基礎上，沒有考慮協(xié)整方程以外的其他影響因素。

表4：相關變量預測表（期間平均）

　　用協(xié)整方程（1）對儲蓄率、協(xié)整方程（7）對經(jīng)常項目順差作出預測。我們取10年的算術平均值，這樣比單獨年份的誤差小。
　　根據(jù)預測結果看，未來40年里總撫養(yǎng)比會穩(wěn)步提高。如前所述，這會削減儲蓄，儲蓄率會緩慢下降到38%左右，回歸至中國20世紀80年代末的水平。
　　經(jīng)常項目順差會越來越小，從目前的9%下降為1%左右，儲蓄回流中國的趨勢明顯�？赡艿慕忉層腥旱谝唬捎谌丝趽狃B(yǎng)比高峰的到來，中國開始兌現(xiàn)本期儲蓄，為此做準備的本期高儲蓄中的經(jīng)常項目順差逐漸回流；第二，下期中，由于高撫養(yǎng)比，儲蓄率下降，從而自身流出的經(jīng)常項目順差也開始減少；第三，中國相對世界生產(chǎn)率差異會越來越小。這三個因素基本都比較確定。從這個意義上講，我們其實不用過于關注目前短期的經(jīng)常項目順差。
　　
　　五、結論與政策含義
　　
　　本文從一個多期人口代際交疊模型人手，分析了計劃生育政策對人口結構和撫養(yǎng)比例的影響。同時運用實證數(shù)據(jù)得出人口撫養(yǎng)比與儲蓄率之間、相對生產(chǎn)率差異與經(jīng)常項目差額之間的協(xié)整方程。變量之間長期均衡關系符合經(jīng)濟意義，并通過了統(tǒng)計意義上的Granger因果檢驗。全文分析認為：
　　第一，現(xiàn)有的計劃生育政策并非不可持續(xù)。計劃生育政策會造成撫養(yǎng)比的一個小低谷，進人人口紅利期，然后會攀過一個高峰。只要渡過撫養(yǎng)比相對較高的一段時間，就會在一個較低的人口總量上重新達到均衡。從撫養(yǎng)比的變動看，在未來幾年內，放開這一政策可能已經(jīng)無法應對到來的社會撫養(yǎng)比高峰，而保持不變則有助于得到一個合意的人口總量，30年后是否需要放開，則取決于當時的合意人口總量水平。實際上，由于第一代獨生子女已進人生育年齡，生育二胎已被政策所允許。由于抽象處理了一些具體政策，模型可以為政策提供一定的思路，但具體決策則應基于更準確的實際數(shù)據(jù)。
　　第二，以撫養(yǎng)比表示的人口年齡結構決定著儲蓄率。導致中國近些年高儲蓄率的重要原因是計劃生育政策帶來的總撫養(yǎng)比下降，進人人口紅利期。其中，少年人口減少對儲蓄率的增加效應大于老年人口增加對儲蓄率的下降效應，最后表現(xiàn)為總撫養(yǎng)比下降而儲蓄率上升。
　　如果協(xié)整方程表示的長期均衡成立并反映其內在規(guī)律，那么現(xiàn)在試圖提高消費率去促進經(jīng)濟的政策就值得商榷�，F(xiàn)在的高儲蓄率正是為未來的撫養(yǎng)比高峰做準備。一味提高現(xiàn)在的消費率，只會讓未來沒有足夠的消費。實際上，這種規(guī)律可能決定了我們一味降低儲蓄、促進消費的做法并不能成功，即使成功，那一定是以將來的支付危機為代價。人口結構決定現(xiàn)在消費必須為老年考慮，現(xiàn)在消費過多就意味著老年消費不足，鼓勵現(xiàn)在多消費而少儲蓄少投資就是一種缺乏消費代際轉移視野的有違經(jīng)濟規(guī)律的短期行為，容易引發(fā)支付危機。

(本文作者:未知，來源:網(wǎng)絡，責任編輯:fanwen123)

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