经济增长、人口结构变化与中国高储蓄

第9卷第1期2009年10月

经济学(季刊)China Economic Quarterly

Vol 19,No 11October ,2009

经济增长、人口结构变化与中国高储蓄

汪　伟3

摘　要　本文以生命周期理论为出发点,并运用中国1989—2006年的省际面板数据考察了经济增长、人口年龄结构变化以及它

们的交互作用对中国储蓄率的影响。我们通过不同的识别方式和各种计量方法实证检验发现:市场经济转型带来的经济高速增长与人口政策转变带来的抚养系数下降导致中国储蓄率不断上升,经济增长对储蓄率上升的贡献随着适龄劳动人口数量的增加而被强化,但会随着人口老龄化程度的加深而被弱化。在使用了不同的识别方法与计量技术并控制了其他潜在影响中国储蓄率的各种因素后,我们的结果基本稳健。

3

上海财经大学财经研究所,通信地址:上海市武东路321号乙,200434;E 2mail :wangwei2@mail.

https://www.wendangku.net/doc/ed16714191.html, 。作者衷心感谢第二次全国农业普查课题“扩大农民消费问题研究”

(项目批准号,N2303)。本文在“2008年中国经济学年会”、CCER “第五届经济发展研讨会”和“改革开放30年暨孙冶方诞辰百年纪念经济理论研讨会”上报告过,作者感谢田国强、艾春荣、文一、胡永刚、龚关、夏纪军、罗大庆、沈凌、贺欣、郑兵勇、陈利平、龚强、余淼杰、程开明、周雄飞、张晓岚、李猛等的有益评论与建议,同时感谢两位匿名审稿人的建设性修改意见,当然文责自负。

关键词　生命周期理论,经济增长,人口结构变化,中国高储蓄

一、引 言

改革开放三十年来,我国GDP 每年平均以915%的速度增长,伴随着经

济高速增长的是国民储蓄率的大幅提高(表1)。据中国人民银行课题组(1999)的测算,中国1978年以来国民储蓄率较发达国家的储蓄率高出十多

个百分点,储蓄倾向明显高于工业化国家的平均水平。Kraay (2000)研究发现1978—1995年中国的平均国民储蓄率为37%,而国际平均储蓄率仅为21%。Modigliani and Cao (2004)用个人拥有财富改变量作为居民储蓄的度量,测算了1953—2000年中国的居民储蓄率,他们回顾中国居民储蓄的历史发现了一个令人吃惊的事实:从20世纪50年代到70年代中期,“节俭”的中国人并不那么节俭,因为平均的居民储蓄率低于5%;但到了70年代中期以后,随着中国经济改革的加速推进,储蓄率却稳步上升,尽管中国的人均

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　经济学(季刊)第9卷

收入水平仍远低于工业化国家,然而他们估计的1994年中国居民储蓄率接近34%,与日本20世纪60年代的情况相似。Kuijs (2005,2006)用资金流量方法测算了中国1990—2004年的国民投资和储蓄率,发现中国的国民储蓄率一直维持在40%上下,1994年和2004年国民储蓄率更是高达4217%和4315%。本文根据最新公布的统计年鉴推算,发现2005年和2006年的国民总储蓄率分别攀升至4811%和5011%。

表1　中国人均收入增长率、抚养系数与储蓄率变化

时间段1960—19701970—19801980—19901990—20001960—20001989—2006人均G DP 增长率

2.7%

6.3%9.4%10.1%

7.8%9.6%抚养系数 79.2%75.3%56.9%53.3%65.0%45.8%国民储蓄率 26.8%

32.8%

34.9%

40.6%

33.9%

42.4%

资料来源:World Bank ,World Bank Online Database ,2007以及《中国统计年鉴》并经作

者测算。

1

按照国际惯例,抚养系数(或抚养比)通常定义为15岁以下未成年人口+65岁以上老年人口与15—64岁人口的比重。

中国异乎寻常的高储蓄成为国内外学者研究的热点,其解释的角度也不尽相同。大量文献中经常提到的解释因素包括:公众对未来收入和支出不确定性的“预防性储蓄”动机、社会保障体制的不完善、行为习惯、流动性约束和贫富差距拉大等。这些因素固然重要,但它们几乎都可以通过政府政策来缓解或消除。另外还有两个非常重要的因素却少有人提及,那就是高经济增长与人口年龄结构变化。

本文从经济增长与人口结构变化的角度来分析中国目前的高储蓄现象。从20世纪70年代末开始,中国实行改革开放政策。而几乎与此同时,中国还实行了“只生一个孩子”的严格计划生育政策,改革开放促进了经济的快速增长,而计划生育政策推动了中国人口年龄结构的迅速转型。从表1我们

可以看到,经济中的抚养系数的下降与储蓄率的上升似乎是同步的。1

因此,中国高增长、人口年龄结构的变化是否与高储蓄有关是一个值得深入探讨的具有重大现实意义的问题。从理论上来说,中国的人口转型为评估生育率的外生变化对储蓄率的冲击提供了一个有趣的自然试验,也是从另一个侧面检验生命周期理论(Modigliani and Brumberg ,1954),并为我们观察中国居民的储蓄行为提供了一个新的视角。从长期来看,中国要实现由固定资产投资与出口驱动向消费驱动的经济增长方式的转变、实现可持续增长,就必须考虑对经济增长和储蓄具有长期影响的人口政策。另外,就业、养老系统的设计、医疗保险、教育等都不可避免的与人口的年龄结构相关。因此,研究中国人口结构变化、经济增长对国民储蓄的影响对于今后制定长期的人口和经

第1期汪　伟:经济增长、人口结构变化与中国高储蓄31

济政策也具有重要的实践指导意义。

本文余下部分结构安排如下:第二部分回顾并评述现有理论与实证文献;第三部分以生命周期理论为出发点建立本文的计量模型并对1989—2006年省际面板数据特征进行描述;第四部分运用不同的识别方式和各种计量技术进行实证检验;第五部分从经济增长与人口结构变化及其交互作用的角度对我国高储蓄率的形成机制、动态变迁进行分析;第六部分是本文的主要结论与政策启示。

二、文献综述

人口结构变化与储蓄率的关系集中反映在生命周期模型中。生命周期理论的基本思想是,个体将根据自己一生的预期总收入来平滑自己在各期内的消费,从而实现整个生命周期中的效用最大化。因此,一个人在未成年期和老年期消费高于收入,进行负储蓄;在成年期内消费低于收入,进行储蓄。就一个国家而言,如果该国的未成年人抚养比率和老年人抚养比率较高,储蓄率将会较低,反之则反是。与生命周期理论相关的含义是人均收入增长率的变化会影响储蓄:在较快增长经济中的年轻人比处于负储蓄状态的老年人显得更加富裕,从而更多地储蓄,相应地也比处于较慢增长经济中的个体有较高的储蓄率,高增长对储蓄的影响与年轻人相对老年人的数量增加具有同样的效应(Modigliani,1966,1970,1986)。生命周期也给出了大量关于经济增长与年龄结构交互影响的预测,如Fry and Mason(1982)、Mason (1987,1988)强调的“可变增长率”(variable rate2of2growt h)模型,年龄结构对储蓄的影响依赖于处于不同年龄群体的个体的生命周期财富水平,而这些由经济增长决定。

大量经验文献考察了人口结构、经济增长与储蓄的关系。Leff(1969)使用74个国家的跨国数据发现,在1964年如果控制人均GDP的对数值和过去五年的人均GDP增长率对数值,那么总储蓄率的对数值与15岁以下的人口比例和64岁以上的人口比例成反比。Modigliani(1970)早期关于储蓄率的国际比较进一步证实了Leff的经验结果,并发现高人均收入增长会导致高储蓄。随后的研究如G oldberger(1973)、Ram(1982)发现并不能证实抚养系数对储蓄率有显著影响,因而他们对Leff与Modigliani的数据处理、变量设定、样本构成和估计方法提出了质疑。虽然Leff与Modigliani的发现受到了某些质疑,但人均收入增长率与储蓄率的相关关系在总量数据中一直是稳健的, Gersovitz(1988)给出了一个总结性的评论。后来,Kelley and Schmid (1996)保留了Leff简单的分析框架,但是改正了其中的很多问题。通过对89个国家20世纪60年代、70年代和80年代三组横截面数据的分析,他们发现储蓄率在人均GDP较高的国家中比较高,在人均GDP增长率较高的国

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家也比较高2,但是在20世纪60年代和70年代数据中储蓄率与年幼人口和老年人口的比例却没有显著的关系。只有20世纪80年代的数据和生命周期模型的预期结果一样,即年幼人口和老年人的比例与储蓄率呈负相关关系。Higgins 和Williamson (1996)的研究表明,从1958年以来,亚洲地区生育率的上升和婴儿死亡率的下降对亚洲人的储蓄、投资产生了显著影响。20世纪60年代以来的亚洲储蓄率的显著增长,主要应该归因于同一时期内未成年人抚养比率的降低。Higgins and Williamson (1997)使用一些亚洲国家的混合横截面与时间序列数据发现,抚养系数对储蓄率存在很强的负面影响。Loayze et al.(2000)在研究世界储蓄率差异时发现,人均收入增长率是解释国际储蓄率的最稳健显著的变量,未成年人抚养比率和老年人抚养比率的上升将会减少私人储蓄,如果未成年人抚养比率上升315%,储蓄率将会下降1%,如果老年人抚养比率上升315%,储蓄率将会下降2%。Schultz (2005)运用1952—1992年间16个亚洲国家和地区的数据,对Higgins and William 2son (1997)的结果进行了重新估计,所得到的国家人口的年龄构成对储蓄率的影响系数还不到Higgins and Williamson (1997)所报告的规模的四分之一。尽管使用多种方法来进行估计,仍然没有发现当期储蓄与年龄构成之间存在重大的依赖关系。从以上有关人口结构、增长与储蓄关系的国际经验分析不难看出,人均收入增长率与储蓄率的相关关系相对稳定,而人口结构与储蓄率的关系却对数据处理、变量设定、样本构成和估计方法比较敏感,存在不少争议,并有待进一步研究。

2

根据生命周期理论,并不能得出人均GDP 较高的国家储蓄率也比较高的结论,但在生命周期模型稳态和动态中能够得到人均GDP 增长率越高储蓄率也越高的结论。

最近,也有少数学者研究了我国的人口结构变化、经济增长与储蓄率的关系。袁志刚和宋铮(2000)通过构建一个纳入中国养老保险制度之基本特征的迭代模型研究发现,中国的高储蓄很可能就是人口年龄结构变动下个体的理性选择。人口老龄化一般说来会激励居民增加储蓄,由于人口老龄化是计划生育政策的必然结果,它很可能是造成中国城镇居民储蓄倾向上升的一个重要因素。陈利平(2005)通过引入消费攀比讨论了增长与储蓄的关系,并将中国的高储蓄归因于高增长。李杨和殷剑峰(2005)、李杨等(2007)等认为剩余劳动力由农业向工业(工业化)、由农村向城市(城市化)、由国有向非国有(市场化)的持续转移是中国经济能够长期、高速增长的关键,而高储蓄率和高投资率是这种增长模式的必然结果。这些研究或者注意到了人口结构对储蓄的影响,或者注意到了增长的作用,却没有将二者结合起来共同考察,也缺乏对中国数据的实证检验。现有的关于中国的实证检验与国际经验类似,也存在相互矛盾的结论。根据Kraay (2000)的研究,抚养系数对

　第1期汪　伟:经济增长、人口结构变化与中国高储蓄33居民储蓄率没有显著影响,而Modigliani and Cao(2004)的研究结果则显示少儿抚养系数下降是解释中国居民储蓄率上升的重要因素。此外,Kraay (2000)认为,未来收入增长率对储蓄率有显著负面影响,而Modigliani and Cao(2004)则认为收入增长率对储蓄率有正的显著影响。上面的两个实证研究并没有区分幼年人口抚养比率和老年人口抚养比率对储蓄率的影响,而区分二者对研究中国人口转型中各变量的作用机制非常重要。王德文等(2004)、Kuijs(2006)、Horioka and Wan(2007)、汪伟(2008)的研究则弥补了上述研究的不足。然而他们关于幼年人口抚养比率和老年人口抚养比率对储蓄率的贡献大小与方向的研究结论并不一致(下文的表2总结了他们的研究结果),也缺乏对中国人口转型中各变量的作用机制的细致讨论,另外以上研究均没有考虑人口结构变化与经济增长对储蓄率的交互影响,而这些交互影响恰恰反映了人口结构变化与经济增长对储蓄率上升的长期作用机制,对得到所研究问题的结论及其政策含义起着至关重要的作用,此外在控制其他潜在影响储蓄率的因素后结论是否稳健却并不清楚。

鉴于以往研究的种种不足,本文运用1989—2006年省际面板数据,从经济增长与人口结构变化的交互作用角度,对中国高储蓄率的形成机制以及动态变迁进行分析,在计量分析上,本文将通过各种不同的识别方法以及控制其他潜在影响储蓄率的各种因素,来克服以往研究的缺陷,以期通过深刻而细致的数量化分析为我国科学制定政策提供有益的借鉴和参考。

三、计量模型设定与数据描述

我们以生命周期理论为出发点建立本文的计量模型。生命周期假说的基本核心内涵是,国家储蓄率S/Y与人均收入无关但依赖于收入增长率。这个结果在Modigliani早期的大量文献中有阐述,包括Modigliani(1966,1970, 1986)、Modigliani and Cao(2004),有必要对这个理论的早期论述作一个简短的概括。

该假说认为个体通过他所拥有的终生资源在现期消费和未来消费之间进行最优配置来实现个人效用最大化。因此,个人将终生资源而不是现期收入作为预算约束。这个假说,再加上以下假设:(1)在有限的生命周期内对资源的配置的稳定偏好独立于终生收入的大小;(2)一条按年龄的稳定资源路径,将产生一个稳定的储蓄收入比率和财富收入比率的年龄模式。假设在一定时期总收入以一个稳定增长率g增长。首先考虑总收入的增长完全是由于人口以同样的增长率增长带来的,此时人均收入不变。接着,随着时间的推移,总消费和总收入都以g的比率增长,因此消费与收入的比率、储蓄与收入的比率、财富与收入的比率均不变。这样,对于任何给定的g,国民财富与国民收入成比率,即W=ωY,ω是一个常数并且独立于收入(虽然可能依赖于

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g ),因此储蓄就是财富的增长,我们可以推出:

S/Y =ΔW /Y ≡ωΔY/Y ≡ωg ,(1)

这里g =ΔY/Y 表示收入增长率,因此储蓄率独立于收入而与收入增长率有关。如果收入增长率g 不变,那么S/Y 等于ωg 将不变。当总收入的增长是

由生产力(人均收入)的增长带来的时,相似的结论成立。3

由此我们可以得出这样的结论,只要收入的增长相当稳定,具有生命周期假说含义的储蓄函数就可以写成如下形式4:

S/Y =β0+β1g +ε

,(2)

这里β1应当显著为正,ε是一个随机误差项(独立同分布)。

3

在上面的假设下,Modigliani (1966,pp 1162—168,pp 1209—214)、Modigliani (1986,pp 1299—302)从理

论上严格论证了当收入稳定增长时,储蓄率将是收入增长率的增函数,Modigliani (1966,1970)、Modigli 2

ani and Cao (2004)通过实证分析进一步验证这一理论假说。在本文中,关于储蓄率与增长率的关系的讨论只作简要交代,详细的数学推导可参见上述文献。4

得到上面的结果的一个替代方法是承认前面阐述的关于收入和消费的路径蕴涵着总储蓄是收入和财富的线性(齐次)函数。我们可以证明这个方程意味着如果收入以不变的速度增长,储蓄的财富与收入的比率将趋向于一个常数,并且因此S/Y 将会趋向于满足方程(2),详细的讨论可参见Modigliani (1966,pp 1171—173)。5

一个人被归入成年人的年龄在不同国家的划分标准并不一致,它随一个国家的发展程度的不同而不同。对中国来说,她处于早期发展阶段,我们把15岁以下的人看做未成年人。按照国际惯例通常将65岁及65岁以上的人口看做老年人口,而工作人口指15—64岁年龄段的人口。

正如Modigliani (1966,1970)指出的,根据生命周期假说,储蓄随稳定的人口增长而增长。但这个关系并非显而易见,真正影响储蓄的是人口的结构,特别是,正在工作的和没有工作的人口关系是最重要的因素,因为后者由于只消费而不生产收入从而使国民储蓄减少。没有工作的人口包括退休人

员和未成年人。5

当且仅当人口增长已经在足够长的一段时间稳定以至于人口结构在这种增长下达到均衡时,才可预言人口结构与人口增长相关。

当人口增长在各期不断变化时,不同年龄群体的人口数量将以不同的比例增长。现期的人口增长率将与人口结构和储蓄率没有系统关系。由于中国过去半个世纪以来人口出生率和不同年龄段的死亡率经历了大的波动,这些考虑与中国情况是明显有联系的。在这些情况下,应该用上面提到的人口结构分析取代人口增长分析。对于中国,存在大量的因素支持我们前面的探讨,由此我们可以得出结论,具有决定意义的人口结构统计变量是未成年人口数量与工作人口数量的比例(少儿抚养系数,用YD EP 表示),以及老年人口与工作人口的比例(老人抚养系数,用OD EP 表示)。在考虑人口年龄结构变化的情况下,我们可以将(2)作进一步修正,我们分别加入少儿抚养系数与老人抚养系数来反映人口转型,因此得到下面的基本面板回归方程:

SR it =β0+β1g it +β2YD EP it +β3ODEP it +u i +εit ,

(3)

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　式(3)中,下标i 代表地区,t 表示时间,u i 为观察不到的地区效应6,εit 为

随机扰动项,SR it 表示地区i 时期t 的国民总储蓄率。

6

观察不到的时期效应我们通过在回归方程中加入各年的时间哑变量来控制。考虑到中国发展不平衡、地区差异等国情,我们在回归方程中加入了东部与中部两个地区哑变量。东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南;中部地区包括山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南;西部地区包括广西、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。7

人口出生率也是一个重要的人口变量,一些研究将其作为中国执行“只生一个孩子”计划生育政策的重要代理变量(如Li and Zhang ,2007)。在本文的样本期,中国的人口出生率从1989年的平均21158%持续下降到12109%,出生率的下降与中国储蓄率的上升呈现出明显反向变动的关系,我们似乎应当将其作为解释中国储蓄率的一个重要变量,但通过计算人口出生率与少儿抚养系数的简单样本相关系数发现,它们的相关度高达0187,因此这两个变量基本可以互相替代,为了更好地验证Modigliani 的生命周期理论,将两个抚养系数变量作为评估计划生育政策影响的代理变量,因此在本文的计量回归中剔除了人口生育率这一变量,计划生育政策的作用主要体现在人口结构的急剧变化上。

为了考察人口年龄结构变化与经济增长对储蓄率的交互影响,我们在基本回归模型中加入YDEP ×g ,ODEP ×g 两个交互项,因此新的估计方程为:

SR it =β0+β1g it +β2YD EP it +β3OD EP it +β4(YDEP ×g )it

+β5(OD EP ×g )it +u i +εit .

(4)

为了检验结果的稳健性,我们将加入其他解释变量进行检验,包括其他

收入变量(如人均GDP )与其他人口结构变量,如反映中国城乡二元结构变

化的变量(城市化)、反映就业结构变化的变量(城镇从业率)等。7

我们还将控制经济中的潜在影响国民储蓄率的变量,包括工业GDP 占GDP 的比例(反映产业结构的变迁和企业储蓄变化的影响)、政府财政支出占GDP 的比例(反映政府支出的影响)、城乡收入比(反映收入不平等状况)以及其他可能影响储蓄率的变量,如实际利率等(变量定义见表2)。另外,我们还将通过加入滞后一期储蓄率将静态模型拓展到动态模型,并运用动态面板数据的GMM 估计方法消除可能存在的识别性偏误。

我们使用的数据是中国1989—2006年省际面板数据,人均GDP 以及人均GDP 增长率数据来自《新中国五十五年统计资料汇编》以及2005—2007年《中国统计年鉴》,部分数据来自各省统计年鉴,个别缺失数据由作者运用插值法计算得出,人均GDP 已用1989年不变价折算为实际量。抚养系数数据(YDEP ,ODEP ,DEP )来自《中国人口统计年鉴》以及《1990年以来中国常用人口数据集》。名义利率来自世界银行数据库,是历年人民银行公布的一年期存款利率,实际利率用名义利率减去通货膨胀率得到。《中国统计年鉴》并没有直接的储蓄率数据,本文的国民总储蓄率用(1-最终消费率)近似,其他数据均用《中国统计年鉴》和《新中国五十五年统计资料汇编》公布的数据直接计算得到。由于重庆直到1997年才从四川独立出来成为直辖市,因此我们缺少重庆1997年以前的数据,另外西藏一些年份的数据在《中国统计年鉴》上也不可得,我们将这两个省市的数据剔除了,因此我们的完

　经济学(季刊)第9卷36

全样本数量为522个。

表2与表3分别给出了变量定义与数据的描述性统计量。从样本期数据的描述性统计可以看出,分省的国民总储蓄率、人均GDP的增长率以及抚养系数数据均具有很大的变异,储蓄率的均值为4214%,变动范围为1718%—7811%;人均GDP增长率的均值为916%,变动范围为-317%—3811%;总抚养的均值为4518%,变动范围为2615%—6710%。1989—2006年少儿抚养系数的平均值为35169%,已经大大低于世界平均水平的46%,而老人负担系数的平均值为10114%,已经接近世界平均水平的13%。8而从数据的散点图(图1至图4)上可以比较清楚地看出,经济增长率与储蓄率存在同步上升趋势,二者的正相关性十分明显。而总抚养系数与储蓄率具有反向变动特征,因此经济增长与人口年龄结构的数据特征似乎与生命周期理论能够很好的吻合,如果将总抚养系数细分为少儿抚养系数与老人抚养系数,我们发现,少儿抚养系数与储蓄率明显负相关,而老人抚养系数与储蓄率则明显正相关。9样本期总抚养系数的下降的贡献主要来自少儿负担系数的下降,而老人抚养系数随着人口老龄化的加速呈现上升趋势,这一降、一升似乎都造成了储蓄率的上升。下面我们通过各种识别方法来检验和揭示它们之间的相关关系,并将经济增长与人口结构变化相结合对我国高储蓄形成的作用机制进行剖析。

表2　变量定义及近期主要实证结果10

变量表示定义预期符号11近期实证

国民储蓄率(因变量)t sr1-最终消费率

滞后一期国民储蓄率lagt sr上年总国民储蓄率+5+,6+

人均对数GDP lnpgdp实际人均生产总值对数不确定3,4,6+

人均GDP增长率g实际人均生产总值的增长率+1-,2,3,4,5,6+

总抚养系数dep少儿负担系数与老人负担系数之和-1不显著,3-

少儿抚养系数ydep15岁以下人口/15—64岁人口的比例-2,3,4,6-,5不显著老人抚养系数odep65岁以上人口/15—64岁人口的比例-3,4-,5,6+

少儿抚养增长交互项gydep g×ydep-

老人抚养增长交互项godep g×odep-

城市化率urbliz城市人口占总人口的比例-1不显著,4,6-

城镇从业率uempl城镇从业人员/总从业人员+

公共支出/GDP fisrat公共财政支出占GDP的比例-4,6-

工业/GDP indrat工业总产值占GDP的比例+4+

8世界负担系数数据来自联合国人口署数据库的统计。

9这似乎与生命周期理论的预测并不一致,本文将在后面作解析。

10我们这里主要调研了一些近期关于中国储蓄决定因素的研究,1、2、3、4、5、6分别为Kraay(2000)、Modigliani and Cao(2004)、王德文等(2004)、Kuijs(2006)、Horioka and Wan(2007)、汪伟(2008)的研究。Kraay既使用了总量数据也使用了家庭调查分省面板数据,样本期为1978—1983年、1984—1989年。Modigliani and Cao(2004)使用的是1953—2000年时间序列总量居民数据;王德文等(2004)使用1982、1990、2000年3次人口普查数据以及13年人口抽样调查资料和统计年鉴公布的其他分省混合数据,取5年平均;Kuijs(2006)使用的是世界发展指数数据库公布的1960—2003年中国总量数据,取5年平均。Horioka and Wan(2007)、汪伟(2008)分别使用的是国家统计局公布的居民分省面板数据,样本期分别为1995—2004年、1995—2005年。

11交互项的符号预测来自Fry and Mason(1982)的结论,其他变量的符号预测根据生命周期理论或者国际经验结果。

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(续表)变量表示定义预期符号近期实证

城乡收入比urrat城镇人均可支配收入/农村人均纯收入不确定

实际利率rint一年期存款利率-通货膨胀率不确定1不显著,3,5,6+东部虚拟变量east东部省份取值为1,其他为0+3,6+

中部虚拟变量middle中部省份取值为1,其他为0+3,6+

时间虚拟变量y89—y06对应年份取值为1,其他为0不确定4显著表3　各变量描述性统计量(凡比例变量均为%,收入变量:元)

观测数均值标准差最小值最大值国民总储蓄率52242.439.7917.7870.11人均对数G DP5228.580.89 6.6210.96人均G DP增长率5229.60 4.18-3.7038.1

总抚养系数52245.838.5426.5367.03少儿抚养系数52235.699.7910.4561.02老人抚养系数52210.14 2.51 4.3821.88城市化率52231.9816.1512.1589.09城镇从业率52233.0616.4811.978.00公共支出/G DP52213.33 5.66 4.7052.04工业/G DP52237.688.3711.2062.15城乡收入比522 2.690.69 1.24 4.79实际利率522-0.48 4.91-17.0611.14东部哑变量5220.380.4901

中部哑变量5220.310.4601

图1　国民储蓄率与人均收入增长率散点图　

图2　国民储蓄率与总抚养系数散点图

图3　国民储蓄率与少儿抚养系数散点图　

图4　国民储蓄率与老人抚养系数散点图

以上资料来源:《新中国五十五年统计资料汇编》、《中国人口统计年鉴》等,经作者分类整理。

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四、计量方法与估计结果

(一)静态识别

12

人均收入增长率与储蓄率之间可能存在相互解释问题,因而人均收入增长率很可能是内生的,我们尝试用它的滞后一期值作为工具变量进行了估计,发现各变量的系数与显著性没有明显改变,上面的表格中省略了估计结果。13

OL S 估计中加入时间哑变量后,R 2只上升了2%,在固定效应与随机效应模型估计中结果也差不多,限于表格的宽度,我们没有给出具体结果,由于时间哑变量的解释作用并不强,本文在后面的动态识别中为了避免由于工具变量过多从而影响估计结果,将排除时间哑变量。14

我国的抚养系数总体上由于严格的计划生育政策的执行是不断下降,导致抚养系数的急剧下降的主要因素是少儿抚养系数的下降,样本期普通家庭的孩子数量由4个左右下降到1到2个,随着人口数量的变化,少儿抚养比大幅度下降,劳动年龄人口的经济负担不断减轻,国民收入中用于消费支出的部分相对减少,用于储蓄的部分相应增加。而人口老龄化是计划生育政策相伴随的产物,老人抚养系数正稳步上升,养老压力的加大导致了储蓄率的进一步上升。

我们分别采取不同的模型识别来估计人均收入增长、人口年龄结构变化对储蓄率的影响。本节,我们不考虑模型可能存在的动态结构,即我们排除滞后因变量上一期的储蓄率。我们首先估计生命周期理论得到的基本的回归方程(3)。运用混合的OL S 、固定效应和随机效应模型估计发现(表4),各解释变量均非常显著,而且有我们预期的符号,人均收入增长率12与少儿抚养系数在各种估计中的系数变化并不大,老人负担系数在固定效应与随机效应模型中的估计系数相差很小,但比混合的OL S 中的估计系数有较大上升。对固定效应与随机效应识别的Hausman 检验的p 值接近019,表明各变量的固定效应系数与随机效应系数在统计上没有差异。我们尝试着在模型中加入反映时间变化的哑变量,结果发现时间哑变量虽然是整体显著的,但对我们所关注变量的系数的影响并不大,而且对估计的整体解释能力的贡献并不大13,因此基本方程的回归结果印证了生命周期理论的预测:经济高速增长与抚养系数的下降是导致中国储蓄率上升的重要因素14。从数量关系看,人均收入增长率上升1%,国民储蓄率将上升约014%,少儿抚养系数下降1%将引起国民储蓄率上升约0124%,老人抚养系数上升1%,储蓄率上升约015%。然而,基本回归方程(3)的估计并不能得到经济增长与年龄结构交互影响的预测,因此我们进一步通过加入人均收入增长率与抚养系数的交互项来估计这种影响效应(表4的第4、5、7、9列)。从我们估计的结果看,所关注变量的系数都有不同程度的变化,人均收入增长率、少儿抚养系数与老人抚养系数仍然有预期的符号且非常显著,少儿抚养系数与经济增长率的交互项基本都不显著(只有OL SIII 在10%的显著性水平下显著,其可能的主要原因是多重共线性),而老人抚养系数与经济增长率的交互项均在5%的显著性水平下显著。交互项的符号都是负的,而人均收入增长率对储蓄率的偏效应为:

第1期汪　伟:经济增长、人口结构变化与中国高储蓄39

β

1+β4YDEP+β5OD EP,表明经济增长对储蓄率上升的贡献随着少儿抚养系数的不断下降而被强化,随着老人抚养系数的逐步上升而被弱化,而老人抚养系数的弱化作用更为明显。少儿抚养系数与老人抚养系数对储蓄率贡献的偏效应分别为:β2+β4g,β3+β5g。随着经济增长率的上升,少儿抚养系数的下降对储蓄率的贡献被强化,而老人抚养系数的上升对储蓄率的贡献被弱化。我们可以通过在偏效应表达式中取各变量的样本均值得到各变量的偏效应大小,人均收入增长率、少儿抚养系数、老人抚养系数的偏效应分别约为0139、-0123、0146,与前面没有加入交互项的结果相差不大。

表4　静态面板估计结果

自变量

混合混合混合混合固定固定随机随机OL SⅠOL SⅡOL SⅢOL SⅣ效应Ⅰ效应Ⅱ效应Ⅰ效应Ⅱ

g0.410.36 1.65 1.540.39 1.290.39 1.31

(6.69)333(4.12)333(3.57)333(3.07)333(7.49)333(2.87)333(7.59)333(2.93)333 ydep-0.29-0.31-0.17-0.22-0.22-0.16-0.24-0.17 (-8.30)333(-7.41)333(-2.22)33(-2.69)333(-5.46)333(-2.15)33(-6.11)333(-2.32)33 odep0.260.220.970.940.54 1.230.49 1.16

(2.11)33(1.74)3(3.28)333(2.88)333(2.80)333(3.59)333(2.71)333(3.51)333

g×ydep-0.01-0.01-0.006-0.006

(-1.84)3(-1.40)(-0.94)(-1.04)

g×odep-0.08-0.08-0.07-0.07

(-2.69)333(-2.48)33(-2.42)33(-2.42)33 east12.3512.4312.4712.3212.2912.38

(15.76)333(16.55)333(15.82)333(16.43)333(6.68)333(6.64)333 middle 4.20 4.19 4.12 4.00 4.38 4.32

(6.34)333(6.47)333(6.19)333(6.06)333(2.31)33(2.25)33

_cons40.0841.4628.5731.3641.1732.0636.1127.01

(18.33)333(15.93)333(5.93)333(6.20)333(13.25)333(6.02)333(11.43)333(5.06)333

时间哑变量联

合显著的p值

0.00860.00840.00000.00000.00000.0000

观测数522522522493522522522522

组内R20.330.340.330.34

组间R20.630.630.810.81

R20.680.700.680.700.460.460.670.68 Hausman检验

p值

0.85410.8941

注:所用的软件包是stata911,表格括号中报告的是t统计量,在混合的OL S估计中,我们使用的是经过异方差稳健标准误校正计算得到的t统计量,333、33、3分别表示1%、5%、10%显著。

在上面的基本识别下,我们进一步加入上文提到的其他解释变量以检验识别的稳健性,在考虑了经济发展水平、城乡二元结构变化、劳动力转移、政府财政支出规模效应、企业储蓄变化、经济中的收入不平等状况以及储蓄的回报率等变量后,我们发现,这些控制变量对储蓄率整体上有解释作用。在没有加入交互项的情况下(表5),我们所关注的变量的系数尽管大都有所减小,但仍然有预期的符号,而且变量的系数有较高的显著性15,说明估计结15在固定效应与随机效应的估计中,虽然控制时间哑变量后,老人抚养系数变得不显著了,但我们对时间哑变量的联合显著检验发现,它们是整体不显著的,因此在识别中应该不加入时间哑变量为宜,因此这并不影响我们的结论,但作为对照,我们列出了这个估计结果。

40

　经济学(季刊)第9卷果有较好的稳健性。再看加入交互项的估计结果(表5的第4、5、8、11列),为了避免可能存在的多重共线性对估计结果的误导,我们进行变量联合显著的统计检验,发现少儿(老人)抚养系数以及少儿(老人)抚养系数与人均收入增长率的交互项是联合显著的,交互项的符号符合预期,以及关注变量对储蓄率的贡献是强化还是弱化的结论仍然成立。Hausman检验发现,固定效应是恰当的估计,我们按照上文同样的计算方法可以得到人均收入增长率、少儿抚养系数、老人抚养系数的偏效应分别约为0130、-0116、0150,人均收入增长率、少儿抚养系数的偏效应略有减小,老人抚养系数的偏效应相差不大。因此控制了其他潜在影响储蓄率的因素后结论仍然具有稳健性。

表5　静态面板估计结果稳健性检验

自变量

混合

OLSⅠ

混合

OLSⅡ

混合

OLSⅢ

混合

OLSⅣ

固定

效应Ⅰ

固定

效应Ⅱ

固定

效应Ⅲ

随机

效应Ⅰ

随机

效应Ⅱ

随机

效应Ⅲ

g0.310.33 1.71 1.780.280.310.890.290.32 1.00

(4.28)333(3.61)333(2.99)333(3.56)333(4.62)333(4.62)333(2.20)33(5.65)333(4.68)333(2.48)33 ydep-0.16-0.17-0.01-0.06-0.15-0.16-0.12-0.13-0.13-0.08 (-3.54)333(-4.01)333(-0.14)(-0.74)(-2.07)33(-1.90)3(-1.34)(-1.99)33(-1.92)3(-1.01) odep0.320.35 1.07 1.260.520.300.990.360.130.89

(2.39)33(2.32)333(3.28)33(4.20)333(2.30)33(1.14)(2.79)333(1.79)3(0.59)(2.66)33 g×ydep-0.015-0.01-0.004-0.005

(-1.68)3(-1.50)(-0.74)(-0.95) g×odep-0.08-0.10-0.05-0.05

(-2.49)33(-3.35)333(-1.74)3(-1.99)33 lnpgdp 4.86 6.23 4.74 6.78 3.277.97 3.13 3.777.65 3.63

(6.25)333(3.64)333(6.16)333(3.98)333(4.27)333(3.67)333(4.07)333(5.21)333(3.77)333(5.01)333 urbliz-0.23-0.42-0.23-0.42-0.14-0.23-0.12-0.13-0.26-0.12 (-5.56)333(-7.92)333(-5.42)333(-8.02)333(-3.05)333(-3.28)333(-2.67)333(-2.92)333(-4.08)333(-2.57)333 uempl0.180.310.180.300.030.060.040.070.120.07

(4.97)333(6.72)333(4.93)333(6.62)333(0.47)(0.94)(0.59)(1.61)(2.22)33(1.55) fisrat-0.14-0.18-0.13-0.16-0.16-0.14-0.15-0.13-0.14-0.10 (-2.58)333(-3.22)33(-2.31)33(-2.88)333(-2.31)33(-1.67)3(-2.19)33(-1.99)33(-1.84)3(-1.88)3 indrat0.140.150.150.150.490.460.480.400.370.40

(3.62)333(3.50)333(3.78)333(3.59)333(8.99)333(8.15)333(8.82)333(8.00)333(7.22)333(7.92)333 urrat-0.88-1.06-1.07-1.26-1.26-0.31-1.43-1.14-0.42-1.30 (-1.43)(-1.52)(-1.66)3(-1.77)3(-1.64)(-0.35)(-1.84)3(-1.56)(-0.49)(-1.76)3 rint0.270.500.290.660.21 1.050.240.230.720.25

(2.15)33(1.65)3(2.25)33(2.08)33(2.11)33(2.75)333(2.31)33(2.30)33(2.20)33(2.48)33 east 6.97 5.92 6.88 5.42 6.08 5.23 5.80

(7.37)333(5.43)333(7.21)333(4.91)333(2.87)333(2.22)33(2.69)333 middle 1.88 1.40 1.66 1.080.92 1.310.67

(2.71)333(1.95)33(2.33)33(1.46)(0.47)(0.67)(0.34)

_cons-4.01-13.48-16.13-31.32-0.89-40.95-3.86-4.09-34.28-9.69 (-0.59)(-1.00)33(-1.79)3(-2.09)33(0.12)(2.07)33(-0.48)(-0.56)(-1.94)3(-1.21)时间哑变

量联合显

著的p值

0.00210.00250.210.1182

ydep,g×

ydep联合显

著的p值

0.0010.0020.0690.074

第1期汪　伟:经济增长、人口结构变化与中国高储蓄41

(续表)

自变量

混合

OLSⅠ

混合

OLSⅡ

混合

OLSⅢ

混合

OLSⅣ

固定

效应Ⅰ

固定

效应Ⅱ

固定

效应Ⅲ

随机

效应Ⅰ

随机

效应Ⅱ

随机

效应Ⅲ

odep,g×

odep联合显

著的p值

0.0020.0010.0170.028

观测数522522522493522522522522522522

组内R20.500.520.500.490.520.50

组间R20.590.660.610.780.790.78

R20.740.760.740.760.560.620.580.700.710.70 Hausman

检验p值

0.06790.87470.0000

注:表格括号中报告的是t统计量,在混合的OLS估计中,我们使用的是经过异方差稳健标准误校正计算得到的t统计量,333、33、3分别表示1%、5%、10%显著。

(二)动态识别

我们将储蓄率的滞后一期值作为解释变量放入模型中,因此我们重新估计的方程为:

SR it=γ1SR i,t-1+θ′X it+μi+εit,(5)这里,X it为上面静态识别中所包含的所有变量。在我们的估计过程中需要处理一些问题。首先,我们的模型设定过程中加入了被解释变量(储蓄率)的滞后一期值,以此表征储蓄率的动态调节过程,因此我们的模型实际上是一个动态面板模型。使用动态模型的另一个目的是区分储蓄的长期与短期效应。其次,我们的解释变量中的实际利率、人均可支配收入的增长率等变量与储蓄率可能具有双向因果关系,因此我们必须处理联立内生性问题。再次,在影响储蓄率的各种因素中,我们的模型中允许出现我们观测不到的各省的特征(如文化、资源、居民的节俭习惯等)与解释变量相关。为了处理这些问题,我们在计量分析中使用GMM方法。我们的估计在处理内生性时使用系统内部的工具变量。同时我们允许解释变量的弱外生性,这里,弱外生性是指我们必须假定误差项与解释变量当期以及当期以前的值不相关但允许对未来的反馈。在我们的模型中,当期储蓄率可以影响解释变量的未来实现值(如人均收入增长率、实际利率等)。在上面的限制条件下,将(5)作一阶差分,我们得到下面的估计方程:

SR it-SR i,t-1=γ1(SR i,t-1-SR i,t-2)+θ′(X it-X i,t-1)+(εit-εi,t-1),(6) GMM估计通过下面的矩条件给出工具变量集:

E[(εit-εi,t-1)?εi,t-s]=0,　s≥2;t=3,…,T,(7)

E[(εit-εi,t-1)?X i,t-s]=0,　s≥2;t=3,…,T,(8)

E[(εit-εi,t-1)?SR i,t-s]=0,　s≥2;t=3,…,T.(9) 上面的差分转换方法就是Arellano and Bond(1991)提出的差分广义矩

42

　经济学(季刊)第9卷

(Difference 2GMM )估计方法。但差分转换也有一定的缺陷,它会导致一部分

样本信息的损失,并且当解释变量在时间上有持续性时,工具变量的有效性将减弱从而影响估计结果的渐近有效性。系统广义矩(System 2GMM )估计(Arellano 和Bover ,1995;Blundell 和Bond ,1997)能够较好地解决上面的问题,它能同时利用差分和水平方程中的信息,差分转换所用到的工具变量即(8)、(9)中的工具变量在系统方程估计中仍然继续使用。在观察不到的各省的固定效应与解释变量的差分(方程(6)右边的变量)不相关这样比较弱的假设下,我们能够得到额外的矩条件,从而给出系统中水平方程的工具变量集:

E[(εit -1-εi ,t-2)?(μi +εit )]=0,

(10)E[(X it -X i ,t-1)?(μi +εit )]=0.

(11)

系统广义矩估计由于利用了更多的样本信息,在一般情况下比差分广义

矩估计更有效。但这种有效性有一个前提,即系统估计中新增工具变量是有效的,Arellano and Bover (1995)、Blundell and Bond (1997)建议使用Sar 2gan 差分统计量(Difference Sargan )检验,其原假设是新增工具有效,即检验(10)、(11)是否成立,如果不能拒绝原假设则表明系统估计方法是有效的。检验工具变量整体有效性的检验统计量是Sargan 统计量,另外需要检验的是εit 是否存在序列相关,在我们的估计中分别给出差分转换方程的一阶和二阶序列相关(AR (1),A R (2))检验,我们的原假设是εit 不存在序列相关,在原假设下经过差分转换后的残差一定有一阶序列相关性,但如果没有二阶

序列相关则可断定原假设成立。16

在一般情况下两步估计优于一步估计,因此我们在回归中使用两步估计。

16

在原假设下εit 序列不相关,(εit -εi ,t -1)与(εi ,t -1-εi ,t -2)一定相关,(εit -εi ,t -1)与(εi ,t -2-εi ,t -3)不

相关。17

根据Baltagi (1995)的结论,滞后因变量的OL S 估计结果一般是上偏的,而其他解释变量的系数一般会出现下偏,对比本文的各种估计结果也能很清楚地看到。

我们分别用动态面板两步差分广义矩(Two step 2Difference 2GMM )以及两步系统广义矩(Two step 2System 2GMM )方法估计加入滞后因变量的基本识别方程,作为对照我们还包括了混合OL S 估计结果(表6、表7)17。两步Sargan 差分统计量对应的p 值均为11000,这表明系统广义矩估计新增工具是有效的。在工具变量的设置上我们做了如下处理,由于我国实行严格的计划生育政策,因此我们有理由将少儿负担系数与老人负担系数当做外生变量,同时地区虚拟变量也肯定是严格外生变量,为了稳健起见,其他变量均作为弱外生变量对待,我们使用系统“内部工具”,用弱外生变量的滞后值作为它们自己的工具变量。样本的Sargan 检验p 值均为11000,表明工具是整体有效的。残差序列相关性检验表明,差分后的残差只存在一阶序列相关性而无

第1期汪　伟:经济增长、人口结构变化与中国高储蓄43

二阶序列相关性,因此估计的结果可以断定原模型的误差项无序列相关性。模型整体显著性检验的Wald检验p值表明模型整体非常显著。

表6　动态面板估计结果

自变量混合

OL S

混合

OL S

两步差分

GMM

两步差分

GMM

两步系统

GMM

两步系统

GMM

lagt sr0.890.890.760.740.660.67

(44.62)333(44.70)333(17.73)333(23.01)333(23.30)333(30.00)333 g0.330.920.38 1.370.55 1.89

(11.66)333(3.07)333(20.12)333(2.27)33(14.43)333(2.42)33 ydep-0.030.04-0.17-0.08-0.09-0.03

(-2.02)3(1.03)(-3.09)333(-0.77)(-2.72)333(-0.27) odep-0.120.170.150.710.060.91

(-1.77)3(0.78)(1.83)3(1.79)3(0.63)(1.92)3 g×ydep-0.007-0.01-0.008

(-2.10)33(-1.67)3(-0.91) g×odep-0.03-0.058-0.10

(-1.57)(-1.51)(-2.13)33 east0.720.89 3.41 2.86

(1.77)3(2.15)33(2.48)33(2.29)33 middle0.320.29 1.610.52

(1.00)(0.89)(0.77)(0.74)

_cons 3.47-1.49-0.20-0.2211.56-0.16

(2.86)333(-0.45)(-1.91)3(-2.36)33(4.73)333(-0.02) ydep,g×ydep联合显著的p值0.0130.00000.0000 odep,g×odep联合显著的p值0.02950.1510.0811观测数493493464464493493

联合显著Wald检验0.00000.00000.00000.00000.00000.0000 Sargan检验p值 1.000 1.000

Sargan差分检验p值 1.000 1.000 AR(1)检验p值0.00120.00080.0020.002 AR(2)检验p值0.91330.83210.6540.671

注:表格括号中报告的是t统计量,在混合的OL S估计中,我们使用的是经过异方差稳健标准误校正计算得到的t统计量,333、33、3分别表示1%、5%、10%显著,差分方程和水平方程都使用的工具变量为少儿负担系数、老人负担系数、东部与中部虚拟变量,其他变量(包括滞后一期储蓄率、滞后一期收入增长率、滞后一期交互项)的滞后值仅用于差分方程做工具变量,滞后阶数为(2,5)。

表7　动态面板估计结果稳健性检验

自变量混合

OL S

混合

OL S

两步差分

GMM

两步差分

GMM

两步系统

GMM

两步系统

GMM

lagt sr0.880.880.700.660.590.58

(40.12)333(40.06)333(7.98)333(8.54)333(12.15)333(9.54)333 g0.36 1.130.40 1.520.65 3.55

(11.82)333(3.79)333(11.93)333(1.73)3(6.19)333(3.40)333 ydep-0.020.07-0.130.004-0.230.10

(-0.90)(1.73)3(-2.55)333(0.04)(-2.96)333(0.80) odep-0.080.320.210.920.13 1.61

(-1.05)(1.50)(1.52)(1.38)(0.88)(2.04)33 g×ydep-0.01-0.011-0.03

(-2.64)333(-1.34)(-3.04)333

44

　经济学(季刊)第9卷

(续表)

自变量混合

OL S

混合

OL S

两步差分

GMM

两步差分

GMM

两步系统

GMM

两步系统

GMM

g×odep-0.04-0.07-0.18

(-2.07)33(-1.21)(-2.26)333 lnpgdp-0.53-0.58-2.63-2.510.02-0.54

(-1.40)(-1.55)(-1.35)(-1.60)(0.03)(-0.76) urbliz0.010.010.010.010.050.03

(0.28)(0.23)(0.12)(0.24)(0.90)(0.47) uempl0.010.020.010.03-0.09-0.12

(0.71)(0.84)(0.09)(0.46)(-1.37)(-1.13) fisrat-0.05-0.05-0.09-0.08-0.33-0.22

(-1.40)(-1.35)(-4.25)333(-3.13)333(-2.46)33(-1.53) indrat0.020.030.140.18-0.140.08

(1.24)(1.39)(2.59)333(3.01)333(-0.98)(0.64) urrat-0.31-0.39-3.05-2.87-3.99-2.95

(-0.83)(-1.06)(-2.52)33(-2.35)33(-2.82)333(-2.15)33 rint-0.11-0.110.070.070.003-0.10

(-1.77)3(-1.74)3(0.80)(0.65)(0.03)(-1.53) east0.040.03-1.19-0.17

(0.08)(0.07)(-0.85)(-0.08) middle-0.38-0.49-2.96-3.14

(-1.00)(-1.27)(-2.38)33(-2.51)33 _cons8.72 1.850.410.3942.309.46

(2.84)333(0.44)(1.04)(1.25)(3.31)333(0.57) ydep,g×ydep联合显著的p值0.02590.07060.0018 odep,g×odep联合显著的p值0.05550.33780.0477观测数493493464464493493

联合显著Wald检验0.00000.00000.00000.00000.00000.0000 Sargan检验p值 1.0000 1.0000

Sargan差分检验p值 1.0000 1.0000 AR(1)检验p值0.00210.00330.0010.001 AR(2)检验p值0.96510.90400.2060.512

注:表格括号中报告的是t统计量,在混合的OL S估计中,我们使用的是经过异方差稳健标准误校正计算得到的t统计量,333、33、3分别表示1%、5%、10%显著,差分方程和水平方程都使用的工具变量为少儿负担系数、老人负担系数、东部与中部虚拟变量,其他变量(包括滞后一期储蓄率、滞后一期收入增长率、滞后一期交互项)的滞后值仅用于差分方程做工具变量,滞后阶数为(2,5)。

从加入动态结构的基本识别(表6)以及控制其他潜在因素的动态识别(表7)的估计结果可以看出,人均收入增长率是除滞后因变量之外的其他所有变量中最为稳健的变量,其对储蓄率的偏效应约为0140—0165。我们关注的少儿抚养系数以及它与人均收入增长率的交互项在各种识别中是联合显著的,其偏效应在没有加入其他控制变量时,约为-0109—-0118,而控制其他变量后,在-0107至-0123之间,二者的差异并不大,老人抚养系数以及它与人均收入的交互项的显著性的稳健性稍差,在少数估计中并不显著并且其偏效应出现相反的符号,但我们能够很清楚地看到,人均收入增长率与抚

第1期汪　伟:经济增长、人口结构变化与中国高储蓄

45

　养系数交互项的符号都是负的,因此,关注变量对储蓄率的贡献是强化还是

弱化的结论在动态识别中仍然是成立的。因此整体来看,我们的结论仍然是基本稳健的。

五、经济增长、人口年龄结构变化对储蓄率的影响分析

18

本文根据统计年鉴的数据推算发现,1978年以前,由于生产非市场主导,我国的国民储蓄(投资)中非意愿的存货储蓄(投资)比重很高,约占国民生产总值的10%,而改革开放后由于经济向市场机制转轨,存货占GDP 的比重已不到2%。

根据上面的计量分析,本文认为中国的高储蓄率主要是两个急剧转变的政策共同作用的结果。第一个是最初从20世纪70年代后期开始的计划经济向市场经济的转变,伴随着中国社会和劳动力的一些特有特征,使前所未有的爆炸式增长模式成为可能。如果我们以1978年为界,1953—1977年与1978—2006年相比,即改革开放前后相比,人均收入增长率的平均值(简单算术平均)由515%上升到916%,上升了411个百分点。从人均收入增长与投资率、储蓄率的互动关系我们可以比较明显地看出(图5),经济增长率的变动先于投资率与储蓄率的变动,而且变动的方向具有一致性,这种关系从20世纪50年代早期至今具有相当的稳定性,上述特征与20世纪日本和韩国

经济发展过程中的经济增长、投资率、储蓄率变化的特征基本吻合。由此可见,我国的高储蓄、高投资很大程度上是由高增长引起的

。

图5　人均产出增长率、投资率与储蓄率

资料来源:《新中国五十五年统计资料汇编》以及《中国统计年鉴》。

我们可以进一步从改革开放前后国民储蓄率的结构变化进行分析。改革

开放以前,我国之所以能维持30%左右的国民储蓄和投资率,存货储蓄占的

比重很高,而居民储蓄很低。18

20世纪50年代到70年代中期,由于从1953年

46

　经济学(季刊)第9卷

起长期实行重工业优先发展战略,为了给重工业建设筹集资金,国家实行以牺牲当前消费为手段的高积累政策,再加上“大跃进”和“文化大革命”的破坏,居民收入提高缓慢。1957—1978年的22年间,全民所有制单位职工名义工资由637元增加到644元,仅增加了7元,就实际工资而言,1978年仅为1957年的8512%,22年间减少了1418%,农民家庭平均每年纯收入由

72195元增加到133157元,年均仅增加219%。19由于收入水平增长率较低,

居民储蓄率也非常低,根据Modigliani and Cao (2004)的测算,平均的居民储蓄率低于5%;但到了20世纪70年代中期以后,随着中国经济改革的加速推进,居民收入迅速增长,1979—2006年的27年间,我国农村居民家庭人均纯收入年均增长712%,城镇居民家庭人均可支配收入年均实际增长717%,储蓄率也随之稳步上升,1994年中国居民储蓄率达到惊人的34%,与日本20世纪60年代的情况相似,90年代中期至今仍然维持在25%左右,而且这种动态模式表现为:首先上升的是经济增长率,然后储蓄率缓慢上升。从图1可以看出,80年代中期以来我国GDP 增长率已经处于较高水平,储蓄率则存在上升趋势,并收敛到一个较高的稳态水平。由此可见,居民收入的增长无疑成为储蓄快速增长的基本原因。

19

以上数据引自赵德馨(2000)。

改革开放前,企业的生产决策、收支预算基本按国家指令计划执行,企业没有市场竞争的压力,大部分企业处于亏损状况,少数盈利的国有企业利润则成为政府财政收入的主要来源,因而企业储蓄多数是没有价值的存货,几乎没有有效储蓄。市场化改革以来,特别是到了20世纪90年代中期以后,随着企业体制改革的深化,预算软约束逐步“硬化”,买方市场逐步形成,所有工业企业的效益均有了不同程度的改善,因而企业可支配收入在国民可支配收入中所占比重加大,企业整体效益的改善导致企业储蓄不断增长,本文根据《中国统计年鉴》的测算发现,1996年企业储蓄为GDP 的1315%,2000年为1515%,而2004年、2005年更是上升到了1819%与2014%。中国

经济高速增长,政府税收增长较快,导致政府储蓄显著增加,根据Kuijs (2006)的测算,2005年中国政府储蓄占GDP 的比重接近6%,占国民总储蓄的15%左右。居民、企业与政府储蓄的同时增长导致了国民储蓄率的不断上升,这些都归因于经济增长。

第二个转变是人口政策。20世纪70年代开始我国实行计划生育政策,这对储蓄率产生了双重深远的影响,并为评估生育率的外生变化带来的人口转型对储蓄率的冲击提供了一个有趣的自然试验。首先,计划生育政策的严格执行使得中国的人口出生率已大大降低,出生率的下降意味着少儿抚养系数的急剧下降,在老人抚养系数的提高并不明显的情况下,总抚养系数已经从

第1期汪　伟:经济增长、人口结构变化与中国高储蓄47 1960—1970年的平均7912%下降到2006年的3813%(图6),中国正经历“人口红利”集中释放期。人口结构的这种变化意味着劳动年龄人口所承担的抚养和赡养等经济负担大大减轻,从而减少了家庭支出,提高了储蓄的能力。而在人口迅速转型的过程中,由于我国大规模的养老保险体系尚未建立,人口政策渐渐打破了子女赡养老人的传统家庭的作用,从而鼓励个人进行积累。其次,在我国“人口红利”时期,从20世纪60年代开始,我国适龄劳动人口(15岁至64岁人口)逐渐上升,到2006年,适龄劳动人口比重已经达到75%以上。在适龄劳动人口比重增加的同时,我国适龄劳动人口的就业率一直维持在98%左右的水平,这导致总人口的劳动参与率随着人口年龄结构的变化而递增(蔡昉,2004)。在改革开放开始的1979年,我国的总人口参与率只有42%,到2006年,总人口参与率已经达到近63%。20劳动参与率上升使得工作人口比重上升,从而全部人口的总收入增加,这必然会提高储蓄水平;另外,年轻工作人口的相对增加,导致总人口的消费倾向下降、储蓄倾向上升。随着生育高峰时出生的人口逐渐进入就业范畴,丰富的劳动力资源使劳动力价格保持在较低水平,投资的收益率较高。而劳动者为养老而进行储蓄又为社会提供了大量的资金,压低了利息水平,这两者都有利于促进投资的增长。众多的劳动人口产生了大规模的市场,促进了分工的进一步细化,提高了劳动生产率。“人口红利”时期的经济将呈现出投资活跃、市场规模持续扩大、劳动生产率不断提高、经济持续高速发展的局面,而经济的持续高速增长又扩大了适龄劳动人口的就业,使得储蓄率进一步上升,因此经

图6　中国近100年人口年龄结构变化

资料来源:World Bank,World Bank Online Database,以及中国人口与发展研究中心的预测。

20来自《中国统计年鉴》以及《中国人口统计年鉴》公布的历次人口普查和2006年1%人口的抽样调查结果,部分数据作者进行了计算。

　经济学(季刊)第9卷48

济增长与人口年龄结构的变化对储蓄率的上升产生了相互强化的作用。从本文的计量检验的经济增长率与少儿抚养系数及其交互项的联合显著性也很好地证实了这种强化作用。根据中国人口与发展研究中心的预测(蔡昉, 2004),目前我国适龄劳动人口的高比重将一直维持到2010年左右,而导致我国经济高速增长的其他基本因素并未明显变化,因此在未来5—15年的时间里,中国的高储蓄率依然会持续。

但是我们也应当清醒地看到我国少儿抚养系数已经下降到了非常低的水平,2006年的统计数据显示,少儿抚养比仅为25133%,其下降的空间已经很小(图6)。至于收入的增长速度,进一步提高或长期维持在现在这么高的水平上并不现实。因此,经济增长与少儿抚养系数变化对储蓄率上升的交互强化作用在不久的未来会逐渐减弱。而中国人口老龄化的趋势正在凸现,根据第五次全国人口普查资料,2000年我国65岁及以上老年人口占总人口的比重已达6196%。如果按照国际通行的65岁及以上老年人口占总人口7%即为老年型人口结构类型,那么,2000年我国已开始迈入老年型社会的门槛,但这仅仅是我国人口老龄化的开始,2006年这一数字已经上升到912%。根据中国人口与发展研究中心的预测(蔡昉,2004),到2010年,我国65岁及以上人口占总人口的比重将上升为1014%,2020年将达到1217%,2030年为1519%,2040年为2115%,2050年为2310%。中国进入老龄化社会的初期,储蓄率仍然居高不下,如何解释呢?老龄化对储蓄的影响存在两种相反的解释:根据生命周期理论,一个人在未成年期和老年期消费高于收入,进行负储蓄,在成年期消费低于收入,进行储蓄,因此,老年人越多社会储蓄越少;按照理性预期理论,预期寿命的提高意味着退休后的生活将更长,而生活水平不能下降甚至要提高,就必然要增加储蓄,或者由于养老保险制度不健全,中青年会预期年老时期收入减少而增加储蓄,因此,老龄化程度越高储蓄率越高。今天中国居民的平均寿命比1970年增加了15岁,并且还在增加,一般的中国婴儿可望活到75岁以上。21由于城市居民在60岁退休,他们有着为其退休而储蓄的强烈动机,尤其是其知道养老金可能不够用时。本文的计量检验发现,后者可能起了主导作用。22

21资料来源:World Bank,World Bank Online Database。

22最近的一些理论与实证文献将寿命加入生命周期理论的标准模型中,如Bloom,et al.(2003),Zhang J.,et al.(2003)的理论模型证明平均寿命的增加将导致各年龄阶段人群更高的储蓄率从而更高的国民储蓄率,寿命的延长会增强居民为退休而储蓄的动机;Li,et al.(2007)则通过一个简单的OL G模型区分了寿命与老人抚养系数对储蓄率的影响,并通过跨国面板数据证实了预期寿命的上升对储蓄率上升的作用;Bloom,et al.(2004)从理论上研究了寿命延长对最优退休年龄与储蓄的影响,Bloom,et al.(2007)则进一步从理论与实证层面研究了不同的社会保障体制下,寿命延长与人口结构变化对储蓄的影响。本文的实证研究之所以未能严格区分二者的影响,是因为中国在预期寿命上的统计数据的缺失。迄今为止,中国只进行了五次人口普查,分别是在1953年、1964年、1982年、1990年、2000年,完整的分省数据只在这几年可得,在我们样本期的数据只在1990年与2000年可得,而且数据的变异较小,故本文未控制预期寿命这一因素,这可以留待今后作进一步研究。

老龄化来袭模型-经济与人口结构

数学建模训练 承诺书 我们仔细阅读了中国大学生数学建模竞赛的竞赛规则. 我们完全明白，在竞赛开始后参赛队员不能以任何方式（包括电话、电子邮件、网上咨询等）与队外的任何人（包括指导教师）研究、讨论与赛题有关的问题。 我们知道，抄袭别人的成果是违反竞赛规则的, 如果引用别人的成果或其他公开的资料（包括网上查到的资料），必须按照规定的参考文献的表述方式在正文引用处和参考文献中明确列出。 我们郑重承诺，严格遵守竞赛规则，以保证竞赛的公正、公平性。如有违反竞赛规则的行为，我们将受到严肃处理。 我们参赛选择的题号是（从A/B/C/D中选择一项填写）： 我们的参赛报名号为（如果赛区设置报名号的话）： 所属学校（请填写完整的全名）： 参赛队员 (打印并签名) ：1. 马维新 2. 钟也磐 3. 成博 指导教师或指导教师组负责人 (打印并签名)： 日期： 2012年 08 月 19日赛区评阅编号（由赛区组委会评阅前进行编号）：

数学建模训练 编号专用页 赛区评阅编号（由赛区组委会评阅前进行编号）： 全国统一编号（由赛区组委会送交全国前编号）：全国评阅编号（由全国组委会评阅前进行编号）：

人口结构 摘要 本文主要是对我国人口结构、退休政策、生育制度做了一定分析，合理预测我国人口发展以及对经济发展的影响。 问题一，我们确定了六个影响经济发展的因素和六个因素下的十二个指标，利用灰色关联度模型，找出十二个指标和人口结构与经济发展的关联程度，并根据关联程度的大小对十二个指标和人口结构中的城镇化率、性别比例、老龄化程度、受教育程度做了排序：产业结构>科技水平>劳动力因素>物质资本>人力资本>制度因素、受教育程度>老龄化程度 城镇化率>性别比 问题二，我们分别用logistic模型和灰色预测GM（1,1）模型对人口结构进行了预测，利用熵权法对两个预测结果进行加权，得到最终预测结果。

我国三大产业结构变化分析改 赵梓希

我国三大产业结构变化及其原因分析 130410131 赵梓希 【摘要】建国后，尤其是改革开放30多年以来，我国的产业发展实现了由少到多，由弱到较强的转变，三大产业之间的比例关系有明显的改善，我国已经由一个传统的农业经济大国转变为工业经济大国。产业结构的变化对促进中国经济的迅速发展，就业困境的改善，国际地位的提高等诸多方面均发挥着无可取代的作用。回顾历史，我们不难发现，其中过程并不是一帆风顺的，而后的一些历史重大事件都值得我们去分析其影响，以便于今后我国产业结构的优化升级和经济又好又快的发展。 【关键字】产业结构三次产业比重变化重大历史事件 一、我国产业结构变化 建国以来，尤其改革开放后我国经济建设取得举世瞩目的成就，综合国力和人民生活水平显著提高，与此相伴随，我国产业结构也经历了重大的变革和调整。 1、总体变化 建国以来，我国产业结构发生很大的调整，第一产业在GDP中所占的比重明显下降，第二产业比重稳步提高，第三产业较低回落后逐年持续上升，综合分析可以看出，第二产业成为推动经济发展的主要动力，第三产业的发展在很大程度上成为我国经济发展的一大趋势，对促进我国经济又好又快发展发挥功不可没的作用。 图1 1952—2014年我国三大产业在GDP中作占得比重（%）

2、三大产业结构的个体变化 从总体上看，第一产业在GDP中所占的比重呈持续下降的趋势，从1952年的50.95%下降到2014年的9.17%，可以看出我国已经不是一个以发展农业为主的国家了。 图2 1952—2014年第一产业在GDP中所占的比重（%） 第二产业在GDP中所占的比重出现极增到下降再增，改革开放后先降后升的趋势，从1952年的20.88%上升到1960年的44.37%，随后下降到1968年的31.05%，后再次上升。改革开放后，从1978年的47.87%下降到1990年的41.34%，随后呈上升趋势，上升到2009年的47.45%。2010年来有小幅下降，截止14年达42.72%的水平。但总体来讲自没有发生很大的变化。 图3 1952—2014年第二产业在GDP中所占的比重（%） 第三产业在GDP中所占比重呈前期平稳后期逐步上升趋势。从1952年的28.16%下降到1978年的23.94%，随后逐渐上升到2014年的48.11%。（其中在1984年，2013年

中国人口年龄结构现状与思考

中国人口年龄结构现状与思考 人口年龄结构指一定时点、一定地区各年龄组人口在全体人口中的比重。又称人口年龄构成，通常用百分比表示。人口年龄结构是过去几十年、甚至上百年自然增长和人口迁移变动综合作用的结果，又是今后人口再生产变动的基础和起点。它不仅对未来人口发展的类型、速度和趋势有重大影响，而且对今后的社会经济发展也将产生一定的作用。 在高中的课本中，也有关于人口迁移的描述，在世界大战期间的迁移以及工业革命时的迁移。人口迁移会导致人口结构的变化。比如现在长三角，珠三角就有很多人口迁移过去，我们来南京上学有部分就把户口迁移过来了。这也会引起人口结构的变化。 当人们关注着快速增长的中国人口给社会经济带来的巨大压力时，中国人口的年龄结构也在悄然老化，使我们又面临另一个严峻的挑战：人口老龄化问题。 1953年和1964年第一、第二次人口普查时，中国的人口年龄结构基本属于年轻型，进入20世纪70年代以后，尤其是大力推行计划生育政策后，伴随人口出生率和总和生育率急剧下降，少儿人口比重下降，老年人口比重升高，使人口年龄结构类型的转变加快。到1982年第三次人口普查，人口年龄结构已初步进入成年型，到1990年的第四次人口普查，人口年龄结构已变为典型的成年型。此后，人口年龄结构继续老化，特别是进入20世纪90年代后，人口老龄化进程加快，人口年龄结构开始向老年型转变。到2000年第五次人口普查，中国65岁以上人口达到8811万，占总人口的6.96%，意味着中国已经进入了老龄化国家行列。据2008年人口变动抽样调查结果推算，2008年我国65岁及以上人口已占总人口的8.3%，与2000年第五次人口普查相比，又上升了1.3百分点，表明我国的人口老龄化仍在进一步发展。由于人口出生率的降低滞后于死亡率的下降，产生了人口年龄金字塔的凸出部分。随着时间的推移，这个凸出的部分也在移动，从未成年到成年，最后到老年。这就造成了中国的人口年龄结构从年轻型、成年型到老年型的转变。 人口年龄结构与人口转变密切相关。世界上大多数国家的人口年龄结构，都是随着人口转变以及社会经济发展，逐渐从年轻型、成年型到老年型转变的。西方发达国家的人口转变是伴随着工业化和现代化逐步深化的渐进过程，经历了大约150多年的时间。我国则是在经济不发达的条件下进行的，且明显带有人为的痕迹，经历着更加迅速的人口转变，人口年龄结构也发生了比较快的变化，即从相对年轻型人口结构，直接转变为相对老年化的人口结构。 目前，虽然中国已步入老年型社会，但尚处于人口老龄化的早期，未来中国人口类型将从轻度老龄化转变成深度老龄化，进而转化成重度老龄化，银发浪潮将成为21世纪我国主要的人口问题之一。如何在应对人口老龄化和促进经济社会发展之间架起一座桥梁，达成双赢的局面，是我们亟待研究思考的问题。而这 需要广大人民的实施。 由于人们的寿命延长而产生老龄化。这是人们生活水平和保健水平提高的必然结果，是民富国强的标志。要解决的问题，不是如何防止老龄化，而是如何应对由此造成老龄化后所带来的养老金不足和养老服务不足的问题。主要措施是延迟退休和加强养老服务。此外，还需要大量的适合老年人心理、医学等诸多方面的专业护理服务。

高中历史古代中国经济的基本结构与特点

第2课古代手工业的进步 知识点一素称发达的官营手工业 1.历程 (1)夏、商、西周时期：以青铜铸造为代表的手工业，由官府垄断。 (2)春秋战国时期：官营手工业继续发展。 (3)西汉武帝以后：煮盐、冶铁、铸钱等最有利可图的行业，都收归官办。 2.特点 (1)由政府直接经营，进行集中的大作坊生产。 (2)凭借国家权力，征调优秀工匠，使用上等原料，生产不计成本，产品大多精美。 (3)素称发达，世界领先。 3.成就 (1)冶金业 (2)制瓷业 ①商朝：已烧制出原始瓷器。 ②东汉：烧出成熟的青瓷。

③北朝：烧出成熟的白瓷。 ④唐朝：形成南青北白两大制瓷系统。 ⑤宋朝：制瓷技术大放异彩，出现了五大名窑。 ⑥明清：瓷器种类丰富，青花瓷、彩瓷、珐琅彩争奇斗艳。江西景德镇是著名的瓷都。 (3)丝织业 ①距今四五千年，我国已养蚕并有了丝织品。 ②商朝时已有了织机，能织出多种丝织品。 ③西周时能生产斜纹提花织物。 ④西汉政府设在长安的东西织室有数千工人。 ⑤唐朝丝织技术吸收了波斯的织法和图案风格。 ⑥宋朝丝织品品种繁多，织锦吸收了花鸟画中的写实风格。 ⑦明清中央或地方官府设在苏杭等地的织造局生产的丝织品超过前代。 知识点二艰难经营的民间手工业 1.经营形式 (1)家庭手工业：以纺织为代表，产品主要供交纳赋税和家庭消费，剩余出售。 (2)民营手工业：由民间私人经营，主要生产供民间消费的产品。 2.曲折历程 (1)春秋战国和秦汉时期得到发展。 (2)魏晋南北朝时遭受摧残。 (3)隋唐时期得以恢复和发展。 (4)两宋以后，民间手工业在曲折中继续艰难发展。 (5)元朝时，纺织能手黄道婆推广先进的棉纺织技术。 (6)明中叶以后，纺织、制瓷、矿冶等行业中，民营手工业甚至超过官营手工业，占据全社会手工业生产的主导地位。江南一些手工业部门开始出现了资本主义性质的生产关系，学术界称之为“资本主义萌芽”。 知识点三中国古代手工业享誉世界 1.地位：长期领先于世界，产品远销亚、非、欧许多国家，广受欢迎和赞誉。 2.表现 (1)西汉时期，中国丝绸远销亚洲、欧洲，为中国获得“丝国”的誉称。 (2)唐朝起，中国瓷器大量输出国外，远达欧洲、非洲。 (3)明清时，通过海上丝绸之路，瓷器对外的销量更大。西方国家称中国为“瓷器大国”。 【概念阐释】盐铁官营

人口结构对经济发展的影响与对策

人口结构对经济发展的影响与对策 摘要：人口是影响经济发展的一个重要因素，在“人多力量大”思想影响下，建国初期我国产生了一波婴儿潮，如今已经步入老年。加之20世纪80年代计划生育的影响，目前我国人口结构已经由人口红利转向人口负债，劳动力逐渐减少，而退休人口逐渐增多。在这一背景下，经济发展政策必须审时度势，根据人口结构特点进行产业升级和结构调整，促进产业结构的优化，最终实现人口与国民经济的和谐发展。 关键词：人口结构;产业结构调整;经济发展 众所周知，人口(劳动力)是国民经济发展的核心要素，在相关经济学理论中也提出“人口与经济发展存在密切的联系”。例如，亚当?斯密、马歇尔、凯恩斯等学者都提出了人口增长能够有效促进经济发展的理论，因此二战结束后世界人口迅速增加。但是人口并非越多越好，数量与经济发展之间存在临界点。人口结构的变迁对经济发展也有着广泛、深刻的影响。就我国目前情况而言，人口结构对经济发展的影响正在加速显现。 1我国人口结构特点与变化测度 随着老龄化社会的凸显，近年来关于人口结构与经济的研究成为热点。尤其是2012年我国劳动适龄人口的绝对数量首次下降后，人口红利的消失与老龄化社会的加剧，社会背负着一定的包袱。但近年来也是我国经济快速发展，产业结构和产业形态逐步转型升级的时期，正由投资、出口主导型经济向消费、创新主导型经济转变。人口结构作为影响经济转型升级是否成功的重要变量，研究人口结构特点、预测其变化趋势，对于我国经济平稳健康发展具有重要意义。现阶段我国人口结构特点。人口结构主要包括一个国家所有人口的年龄结构、受教育结构、性别结构、地域结构等，其中最重要的即是年龄结构。人口结构特点能够准确反映未来人口发展的类型和变化趋势，甚至可以预测未来经济发展趋势。首先在人口年龄结构上，1983年我国实施计划生育政策，有效地遏制了人口的爆炸式增长。经过30多年的努力，人口出生率迅速下降，生育质量和平均寿命有效提升，但是也面临着老年人口比重增加的困境。2017年统计数据显示，我国65岁以上人口为1.5亿，占总人口比为10.8%。世卫组织将“老龄化社会”定义为65

近代中国经济结构的变动说课稿(讲稿)

《近代中国经济结构的变动》说课稿 殷美玲 尊敬的各位评委、老师：大家好！ 我说课的内容是《近代中国经济结构的变动》。 下面我从以下六个方面谈谈我对本课的理解和设计。 1.教材分析 2.说学情 3.说教学方法 4.说教学过程 5.板书设计 6.教学反思 一、教材分析 本课选自高中历史必修二第三单元第9课，在结构上，它上承《工业革命》，下启《中国民族资本主义的曲折发展》，并与必修1的《鸦片战争》相连。在内容上，主要分析的是鸦片战争以来列强的侵华给中国社会经济带来的影响。由经济结构的变动必然会引起政治、阶级关系、思想文化、社会生活等一系列的变化，让学生感受近代的经济现象，体验中国的经济近代化，从而更好的融入到现代化建设中去。 根据课标以及本课特点，我对本课教学目标做了设定。 1在知识与能力方面，通过学习，我要让学生理解掌握近代中国经济结构变动的基本史实，分析探究经济结构变动的原因、影响，培养学生论从史出，辩证评价历史问题的能力。 2. 在过程与方法方面，以图文资料，创设情境，指导学生分析。之后设置问题，开展课堂讨论和辩论，让学生辩证的看待和分析洋务运动的影响。小组讨论能充分调动学生参与课堂，展现了以学生为本教育的理念。达到培养学生合作探究，以及让学生学会从不同的角度分析历史问题、全面客观的评价历史事件的目的。 3.在情感态度与价值观方面，通过教学，让学生客观地认识近代中国经济发展的艰难，让学生领悟落后就要挨打的道理以及培养学生热爱祖国的高尚情操，唤起学生的历史责任感。 在对本课的教学目标的把握上，其中在知识与能力上的目标为基本达到，逐步深化过程与方法，升华学生的爱国情感。在情感上，培养学生继承和发扬先辈们积极进取、开拓创新的精神，自觉地去为当今的社会主义现代化建设贡献力量。 为了达到预定目标，我设定了本课的教学重点、难点。本课的重点是“中国自然经济解体的原因、中国民族资本主义产生的历史背景”；而难点呢，是要培养学生透过现象看历史本质，学会一分为二辩证的看待和评价洋务运动。 课堂是以学生为主体，现在来说说学情。 高中学生思维活跃、个性鲜明、参与意识强，具备一定的概括和分析问题的能力。但由于大多数学生对历史课的重视程度不够，知识储备和认知水平均有限。

中国古代经济的基本结构与特点

第一单元中国古代经济的基本结构与特点 一、自学教材要点，合作探究课标涉及的以下问题（20分钟） 1、概述古代中国农业的主要耕作方式 2、简述古代中国的土地制度。 3、概括我国古代农业的特点。 4、列举古代中国手工业发展的基本史实 5、概括我国古代手工业的特点。 6、概述古代中国商业发展的概貌。 7、简要说明古代中国商业发展的特点。 8、简要分析“重农抑商”和“海禁”政策的影响， 9、分析中国资本主义萌芽发展缓慢的原因。 二.知识要点 ①小农经济： 1、小农经济的产生： （1）由于气候等自然生产条件的原因，我国传统的种植作物是粟、稻、稷、麦等粮食产品和桑麻等纺织原料。所以足以自己解决自己的饱暖问题，而不必依赖于外部交换。因此我国成为一个典型的自给自足的农业文明区并不偶然。

（2）在铁农具和牛耕发明以前，由于生产力的低下，大家不得不采取集体耕作的方式。 在铁器和牛耕推广以后，就不需要大规模的协作了，于是便形成了以家庭为单位的小农经济。 2、小农经济的特点： （1）小农经济以家庭为生产、生活单位，农业和家庭手工业相结合，生产主要是为满 足自家基本生活的需要和交纳赋税。是一种自己自足的自然经济，小农经济精耕细作。 （2）发达的水利：虽然变成小农经济了，但是农业所需要的水利却是一家一户不能解 决的，所以，水里就成为农业的命脉，治水者便成为英雄，上至大禹治水，下至普通的凿井 人。这水利命脉也是我们在政治组成乡井和国家的重要因素。 （3）先进的技术：小农的土地很少，不得不精耕细作，所以，我国传统的农业技术很 发达。 3、小农经济的影响： （1）抑制兼并政策：小农经济时刻面临着地主的兼并，所以历朝历代封建政府都不得 不采取反兼并措施，最好的反兼并措施是北魏至唐朝前期实行的均田制和明朝的按人丁和田 亩收税的措施。但是无论兼并与否，农民都是租税的主要来源。 （2）重农抑商政策：商业与国家争夺人力、土地、税收、对抗地方政府影响统治。所 以政府一般都采取重农抑商政策。 （3）闭关锁国： （4）小农意识：小农经济使得以分散和顺任自然为特征的精神元素深深根植于我们的 基因之中，我们随时准备着分散并回归自然，日本人很奇怪，我们只要条件允许，就一定要 养花种草，其实这就是中国人的自然情结的表现。以打鱼为生的日本人怎么能理解呢？小农 经济团结的前提是水患，承平日久，国泰民安，分散倾向便会加强，这个政治经济联合体便 会分崩离析。水患以来，皇帝便会听从上天的警示下罪己诏，人民便重新团结起来。 小农经济十分脆弱，抗压能力差，极易屈服，缺乏反抗精神、逆来顺受。是中国专制制 度的肥沃土壤。极端忍耐的反面是以命相搏，农民起义。 ②手工业形态 在农业发达、政治统一稳定的前提下，中国的手工业独步天下。 1、男耕女织自给自足的民间家庭手工业及其补充——民间手工业。以棉麻纺织为主。 自元朝黄道婆起，棉织品的比重增加，改变了与丝麻制品的比例。明中叶以后，民营手工业 超过官营手工业。由于规模的扩大，某些手工业部门开始出现资本主义萌芽。 2、满足小农生产生活的官营盐铁业发达。 3、满足官僚贵族奢侈消费的官营手工业。以丝织和瓷器为主。 由此可见，我国没有专为商业目的而进行的手工业生产。那么，为什么还在明朝中后期 出现了资本主义萌芽呢？为何还享誉世界呢？如前所述，资本主义萌芽的产生是民间手工业 规模扩大的结果，享誉世界则是朝贡贸易的结果。 ③关于古代商业的基本认识： ⑴中国古代的商业发达吗？秦汉至隋唐并不发达。由于重农抑商的政策，商业的发展受到时间和地点等种种限制。但仍有发展，唐朝甚至出现了柜坊和飞钱（信用卡）。两宋商业空前繁荣，打破了时间和地点的限制。元明清商业继续发展 ⑵市的发展和变迁 ⑶官府控制下的对外贸易：从汉朝开辟丝绸之路始到明朝郑和下西洋止，总的来说，中国的对外贸易比较发达，但是主要是受官府控制的朝贡贸易。官府既可以发展贸易，就可以限制和阻止贸易，清朝以后，由于统治者实行海禁和“闭关锁国”中国对外贸易逐渐萎缩。 3.重要概念 ①小农经济

人口结构对中国经济发展的影响

人口结构对中国经济发展的影响 长期以来，我国的人口问题一直受到关注。人口以其过快的增长，巨大的基数给社会经济发展带来了诸多问题。进入新的时期，我们面临着实现全面小康和构建和谐社会的重要目标，另一方面，经过多年的努力，我国的人口态势也已经终结了以人口快速增长为主要标志的阶段，呈现诸多新的特点，其中，人口结构的突出性问题受到我们的关注。因此，找到人口结构和经济发展的联系，我们才能更好的了解国情，发展经济。 历史上对人口结构（人口因素，生育率等）和经济发展（经济增长）的相互关系的思考始于斯密，他指出人均收入的长期增长是增进人类福祉的关键因素，还指出经济增长之所以会产生，是由于专业化和劳动分工。专业化和分工是提高经济效率的基础，而贸易则是专业化进一步演进的前提。斯密并没有清晰得给出经济增长的产生机制，而且在斯密的模型中，也没有明确地设计经济增长是如何与人口因素发生联系的。 发端于此的大量经济研究普遍发现了经济变量，诸如人均收入、工资率等与生育率的重要联系。自古典经济学诞生以来，人们对经济发展和人口因素的大概经历了这样几个阶段：第一阶段，是从马尔萨斯模型到新古典增长模型。虽然明确提出了人口因素和经济增长之间的关系，但却由于经济学理论尚未成熟，而未能阐明两者相互作用的机理。第二阶段，也就是索洛－斯旺模型和拉姆齐模型所描述的，人口增长率虽然影响经济的稳态增长水平，但人口增长率是经济系统以外的因素所决定的。因此，也未能明确说明经济发展和人口因素之间相互联系的机制。第三阶段，在增长模型中经济发展也影响家庭生育率的选择，也就是说，生育率等人口因素是生于经济系统的，并以此为新增长理论构建了微观基础。 在这里我们所指的人口结构是指将人口以不同的标准划分而得到的一种结果。通过人口结构可以反映出一个国家的大体的社会和经济状况，然而当论及这一问题，年龄是最重要的因素。于是我们将人口结构的划分标准定为年龄。而在一定时间内影响一个国家的人口结构的因素有多个： 一、国家的生育政策。我国自建国后的生育政策大概可以分为这样的几个阶段： 第一阶段是建国初期，这一时期中，人口快速增长，并且国家并没有任何管制或者限制人口数量的政策出现。 第二阶段是进入２０世纪７０年代后，中国庞大的人口和快速的增长受到了最高层领导的关注，一场没有任何理论争议的“人口革命”——计划生育实践轰轰烈烈地在中国大地上展开。 第三阶段是２０世纪７０年代末８０年代初，有理论依据的计划生育政策推行。在２００１年，国家已经正式颁布了《中华人民共和国人口与计划生育法》。一国的生育政策是对人口结构最直接的影响表现在人口出生率政策控制上，不同时期的人口出生率不同，由此也改变了后来几十年的人口结构。 二、民众的生育观念。民众的生育观念对人口结构的影响主要在两方面： （一）民众对新生人口性别的偏好。中国自古有“重男轻女”的思想，而在今天这一思想仍然起着很大的作用。 （二）是民众受一些突发性的因素影响，造成突然性的大规模人口爆发等改变人口结构。如２０００年的“千禧宝宝”潮和２００７年的“金猪宝宝”潮，这样的人口潮使得在这一阶段出生的人口呈波峰状爆发。

第9课 近代中国经济结构的变动_特色教案

第9课近代中国经济结构的变动 江苏松江、太仓一带是中国棉纺织业中心，素有“衣被天下”的美誉。鸦片战争后，因洋布充斥市场，松江、太仓的布市很快萧条。当地一些专门靠纺织为业的乡村，已经无纱可纺。尽管这种现象当时只出现于东南沿海局部地区，但它却是中国社会自然经济解体的征兆。 ◎自然经济的逐渐解体 鸦片战争后，洋纱首先涌人中国东南沿海的市场。因其质优价廉，取代土纱，使中国家庭棉纺织业的“纺”与“织”分离。随后，洋布输入，取代土布，又使中国农家的“织”与“耕”分离。这样，越来越多的农民购买洋纱洋布，自然经济开始解体。但在中国大部分农村，自然经济仍然占统治地位。 历史纵横 1845年，福州官员奏称：洋货“充积于厦口”。洋棉、洋布，“其质既美，其价复廉，民间之买洋布、洋棉者，十室而九”。因此，“江浙之棉布不复畅销”，“闽产之土布土棉……不能出口”。 列强大量收购中国的农副土特产品，其中以丝、茶为大宗。它们操纵着丝、茶市场，使中国丝、茶生产服从于国际市场的需要，日趋商品化。丝、茶等农产品大量出口，减少了它们在农业经济中的自给自足的成分。这在客观上促进了中国商品经济的发展，也同时瓦解着中国社会的自然经济。 导学1：鸦片战争后，英国如何对中国实施经济侵略？假如你是当时的一位手工业者，英国的经济侵 略会使你的生活发生怎样的变化？假如你是当时的一位农民，英国的经济侵略会使你的生活发生怎样 的变化？从根本上说这是怎样的变化？ 答:倾销商品（洋纱、洋布）、掠夺原料（丝、茶等农副土特产品）；破产失业；破产成为流民乞丐、被 迫把农副产品投入市场、购买洋纱洋布、自给自足为特征的自然经济开始解体。 导学2、根据上题分析的结论概括：（1）鸦片战争后自然经济开始解体的表现有哪些? 答：洋纱涌人中国东南沿海的市场,使中国家庭棉纺织业的“纺”与“织”分离。随后，洋布输入，又使中国农家的“织”与“耕”分离。这样，越来越多的农民购买洋纱洋布，自然经济开始解体。 列强大量收购中国的农副土特产品，使中国丝、茶等农副产品生产服从于国际市场的需要，日趋商品化。 导学3、（2）鸦片战争后自然经济开始解体的原因是什么？ 答：西方列强的经济侵略物美价廉的洋货涌入、列强大量收购中国的农副产品、商品经济发展。 导学4、（3）鸦片战争后自然经济开始解体主要发生在哪一地区？为什么是该地区？ 答：中国东南沿海；由于受列强侵略早而自然经济解体较早、商品经济较发达、地理位置优越。 过渡：列强侵略是中国经济由传统的农耕文明向近代工业文明过渡，这在客观上有利于中国社会的进步。自此，出现很多与“洋”有关的生活用品和政治事件：洋布、洋油、洋盒火、

高中历史 第9课近代中国经济结构的变动_教案

第9课近代中国经济结构的变动 【教学目标】 1.知识与能力： ①识记鸦片战争前，自然经济占统治地位；理解鸦片战争后，中国自然经济逐步解体的原因、表现。 ②识记洋务派代表；洋务运动的内容；理解洋务企业的性质；洋务运动破产的原因和影响。 ③理解中国民族资本主义兴起的原因、影响和特点。 ④探究列强对中国的侵略、洋务运动与中国资本主义产生之间的关系。 2、过程与方法：分析、讨论图文资料，情景再现；创设情境，阶级分析法；对比分析，情景、问题探究。 3、情感态度与价值观： ①通过教学让学生认识到列强的入侵一方面给中国人民带来了深重的灾难，但另一方面为中国的近代化创造了条件。 ②洋务运动的目的是维护清王朝的统治，但它客观上推动了中国经济的发展，在一定程度上抵制了西方列强的侵略，是中国大规模近代化的开端。 ③近代民族工业的产生推动了中国近代化的发展，为中国人学习西方，振兴中国提供了物质基础。 【教学重难点】 1、重点：中国自然经济解体的原因，中国民族资本主义产生的背景 重点突破：通过史料的列举及对历史材料的分析得出结论。 2、难点：洋务运动的评价 难点突破：通过对洋务运动的描述推论出原因及影响。 3、确立依据：《高中历史课程标准》的要求、教材内容、高一学生的年龄特征、思维规律、 历史知识储备等综合因素确定的。 【教学方法】 鉴于学生的历史学习现状，采用教师引导学习和学生自主学习、探究学习相结合，创设问题情境，引导学生发现问题、提出问题、分析问题，自主构建知识结构，教师最后进行引导和评析。整个课堂形成一种师生动、生生互动的合作学习的场景。 【教学过程】（45分钟） 【新课导入】 （多媒体展示图片“男耕女织是中国自然经济的生动写照”及黄梅戏《天仙配》唱词。）教师讲述：请同学们看一下这张图片，这张图片在书中的第40页也有。男耕女织、自给自足，是中国封建社会自然经济的特征与写照，它成为中国平民百姓对幸福生活的一种理想追求。“你耕田来我织布，我挑水来你浇园”正是这种经济模式的生动写照。自然经济有着较强的稳定性，因而在我国延续了几千年，但自然经济是与落后的生产力相联系、相适应的，随着社会生产力的发展，它必将解体。这节课，我们就来学习近代中国自然经济解体和经济结构变动的相关内容。 【板书】第9课近代中国经济结构的变动

第6课近代中国经济结构的变动

必修二第10课近代中国社会经济结构的变动 黄宇英 课程标准：简述鸦片战争后中国经济结构的变动和近代民族工业兴起的史实，认识近代中国资本主义产生的历史背景。 重点：近代中国经济结构变动的表现 难点：从社会转型视角认识近代中国经济结构的变动 一、近代中国经济结构的变动的表现 社会类型：从生产关系角度被划分为原始社会、奴隶社会、封建社会、资本主义社会、社会主义社会和共产主义社会.从生产力角度被划分为农业社会、工业社会和信息社会 经济形式：自然经济、商品经济和产品经济 请根据已学知识，将下列空白处补充完整。 传统经济结构 社会类型： 经济形式： 生产方式： 对外关系： 经济政策： 变动一： 材料一：自道光年间（1821-1850），大开海禁，西人之工于牟利者，接踵而来……自洋布洋纱入口，土布销场遂滞，纺绩稀少，机轴之声几欲断矣。 ——郑观应《盛世危言》材料二：《中国土特产产品出口统计表》 时间茶叶生丝 鸦片战争前5000（年平均值）5000（年平均值） 1845年8010 13220 1851年9919 23040 1853年10122 62896 根据材料一、二和课本知识，概括自然经济解体的表现： 1、 2、 3、 【题目】（2015·全国Ⅰ卷）1852年，一位在华英国人在报告中称，英国商人运往伦敦的中国生丝是以“无用的”曼彻斯特上等棉布包装的。而在此之前，用于包装的主要是中国产的土布。包装布的这种变化反映了当时( ) A.中国土布质量粗糙 B.英国棉布价格更具优势 C.中国生丝在英国畅销 D.英国棉布在中国滞销 自然经济解体的特点： 【题目】（2016·全国Ⅰ卷）19世纪中期以后，中国市场上的洋货日益增多，火柴、洋布等用品“虽穷乡僻壤，求之于市，必有所供”。这种状况表明( ) A.中国关税主权开始丧失 B.商品经济基本取代自然经济 C.民众生活与世界市场联系日趋密切 D.中国市场由被动开放转为主动开放

(完整版)我国人口结构变化对经济影响分析毕业设计

南京邮电大学 毕业论文 题目我国人口结构变化对经济增长的影响分 析 专业统计实务 学生姓名孙学涛 班级学号 指导教师黄犚 指导单位南京邮电大学经济学院日期：年月日至年月日

毕业设计（论文）原创性声明 本人郑重声明：所提交的毕业设计（论文），是本人在导师指导下，独立进行研究工作所取得的成果。除文中已注明引用的内容外，本毕业设计（论文）不包含任何其他个人或集体已经发表或撰写过的作品成果。对本研究做出过重要贡献的个人和集体，均已在文中以明确方式标明并表示了谢意。 论文作者签名：孙学涛 日期：年月日 摘要 随着社会的繁荣与发展，人民生活水平的不断提高，人口结构问题与社会经济、自然资源分配间的关系日趋明显。中国作为拥有者世界五分之一人口的大国，人口问题一直是制约我国经济发展的重要因素。近些年来，虽然我国已经进入低生育率国家的行列，但是庞大的人口基数和人口结构的不健康正默默影响着我国的经济增长。因此，依据目前中国人口结构的现状分析人口结构中影响经济增长的因素会很有意义。 本文主要运用国家统计局官方网站的相关数据资料和有关参考文献，利用统计学的相关知识对搜集的数据从定性和定量的角度对人口结构变化对影响经济增长的重要因素加以处理、归纳和分析。 关键词： ABSTRACT

Key words： 目录 第一章绪论 1.1选题背景环境 1.2选题的目的 1.3论文内容与结构安排 第二章我国人口结构变化对经济增长的变量分析 2.1人口结构的概念 2.2人口结构变化的变量分析 2.2.1人口增长率变化情况分析 2.2.2劳动适龄人口比重变化情况分析 2.3经济增长的变量分析 2.3.1人均GDP年增长率的数据分析 第三章我国人口结构变化对经济增长的影响分析 3.1建立分析模型 3.2参数估计 3.3模型统计检验 3.3.1拟合优度检验 3.3.2 F检验

人口数量及结构预测模型

基于Leslie矩阵的中国计划生育政策探讨 摘要 我国是一个人口大国,人口问题始终是关系着我国发展的关键问题,已成为经济发展中的一个重要组成部分, 对我国的经济社会发展有着越来越大的影响,人口问题也是我国的根本 问题,可是我国目前人口的发展却出现老龄化严重，男女性别比例失调等不良现象。 在本文中，我们首先针对近几年的人口数据做出了一些简要的分析，特别是自从2002年计划生育政策实施至今，我国的人口自然增长率出现一定的降低，为了考虑其以后的人口发展情况，我们在实行计划生育政策的情况下对未来人口数量和结构进行一定的预测，并评价其合理性。 从种群的方面出发，在种群的Leslie模型的基础上，我们将整个中国的年龄按阶段分成20组，通过Leslie矩阵建立起他们的相关关系，我们以最近中国第六次人口普查所得的数据进行研究，通过控制5年内总生育率的倍数来控制每个夫妇所生孩子的个数，通过多次迭代求解，最终可得到：若我国严格采用现行的计划生育政策，即每个夫妇仅生一个孩子，则50年后我国的人口将为5亿左右，可见人口老龄化现象的严重。 为了提出新的政策，我们通过改变其倍数关系来改变其人口的结构，我们发现当生育率为原总和生育率的倍数为1.8左右，也即每个夫妇大约生2个孩子时，从人口数量来看，50年后我国的人数将在10亿左右；而从人口的结构来看，男女比例也接近于1，老少比也比较合适。所以，这应该是一个我们比较容易接受的结果。关于放宽二胎政策的时间，我们通过探索两个不同总和生育率的相关人口变化情况下，发现在2015年对计划生育进行改变，其改变的内容为：在控制人口数量为10亿情况下，在最近50年里，可以对二胎政策给予一定的放宽。 在模型的检验中，在现行总和生育率与原总和生育率的倍数为1.8时，我们通过增大或减小其值时，其效果都不是往老龄化方向发展就是往人口数量急剧上升的方向发展，所以，

最新秘密数据：2012年中国真正人口数量及年龄结构

2012年中国真正人口数量及年龄结构 1月18日，国务院新闻办公室举行新闻发布会，请国家统计局局长马建堂介绍2012年国民经济运行情况，并回答记者提问。 马建堂：2012年末，中国大陆总人口（包括31个省、自治区、直辖市和中国人民解放军现役军人，不包括香港、澳门特别行政区和台湾省以及海外华侨人数）135404万人，比上年末增加669万人。出生人口1635万人，人口出生率为12.10‰，比上年提高0.17个千分点；死亡人口966万人，人口死亡率为7.15‰，比上年提高0.01个千分点；人口自然增长率为4.95‰，比上年提高0.16个千分点。从性别结构看，男性人口69395万人，女性人口66009万人；总人口性别比为105.13（以女性为100，男性对女性的比例），比上年末下降0.05；出生人口性别比为117.70，比上年末下降0.08。 从年龄构成看，60岁及以上人口19390万人，占总人口的14.3%，比上年末提高0.59个百分点；65岁及以上人口12714万人，占总人口的9.4%，比上年末提高0.27个百分点；15-59岁劳动年龄人口93727万人，比上年减少345万人，占总人口的比重为69.2%，比上年末下降0.60个百分点。我建议媒体朋友们关注这个数据。去年中国15-59岁或者15岁以上不满60周岁的劳动年龄人口比重首次下降，比重继续下降的同时，劳动年龄人口的绝对数减少了345万人。 从城乡结构看，城镇人口71182万人，比上年末增加2103万人；乡村人口64222万人，减少1434万人；城镇人口占总人口比重达到52.57%，比上年末提高1.30个百分点。全国居住地和户口登记地不在同一个乡镇街道且离开户口登记地半年以上的人口（即人户分离人口）2.79亿人，比上年末增加789万人；其中流动人口为2.36亿人，比上年末增加669万人。年末全国就业人员76704万人，比上年末增加284万人；其中城镇就业人员37102万人，比上年末增加1188万人。 今日国家统计局召开发布会公布2012年经济数据，国家统计局局长马建堂称，2012年劳动人口的总量2012年是9.37亿，减少了345万，2012年中国劳动年龄人口相当长时期第一次出现了绝对下降，要高度重视这个事情。 马建堂称，感觉跟朋友们发布这么一堆数据，就担心一些很有价值的数据淹没在数据的海洋里。你说是不是我对人口下降这个问题有忧虑，我也不否认。计划生育政策，我作为国家统计局局长来说，不一定很合适说，但是我还是想说一些自己的想法。 自从上世纪70年代末80年代初，我们国家实行计划生育政策以来，对人口的控制取得了很大的成绩，取得了很了不起的进步。我们用了30年左右时间，人口增长模式就到了一个低出生率、低死亡率、低增长率的模式，少生了一两亿人，对推动我们国家持续、健康发展发挥了很重要的作用。

《近代中国经济结构的变动》

《新课程人教版必修2 学案》 第三单元近代中国经济结构的变动与资本主义的曲折发展 第9课近代中国经济结构的变动 一、自然经济的逐渐解体 1．原因 (1）鸦片战争后，涌人中国东南沿海。 (2）列强大量收购中国的产品。 2．表现 (1)洋纱取代土布，中国家庭棉纺织业的“”与“织”分离。 (2)洋布取代土布，中国农家的“”与“耕”分离。 （3）中国的丝、茶日趋。 3．影响：破坏了中国的，促进中国的商品经济发展。 二、洋务运动 1．背景 (1）第二次鸦片战争后，清政府面临的局面。 (2)“洋务派”主张在不改变的前提下，学习西方先进的科技。 2．代表 (1) (2）地方：、李鸿章、、张之洞等。 3．活动 (1）创办军事工业 ①目的：以“”为旗号。 ②企业：曾国藩创办的安庆内军械所、李鸿章创办的江南制造总局、左宗棠设立 的、崇厚经营的天津。 (2）创办民用企业求富开平煤矿汉阳铁厂北洋福建 ①目的：以“＿”为旗号，解决军事工业资金、燃料、运输等方面的困难。 ②企业：李鸿章创办轮船招商局的和，张之洞设立的和湖北织布局。 (3) 筹划近代海防：初步建成＿、南洋和＿三支海军。 (4）兴办近代教育：创办了等一批新式学堂，并派留学生出国深造。 4．结局：的惨败，宣告了洋务运动的破产。 5．影响 (1）引进西方近代科技，培养了一批科技人才， (2）客观上刺激了中国资本主义的发展。 (3）对对外国的起到一定抵制作用。 （4）本国封建经济的瓦解起到一定推动作用。 三、中国民族资本主义的产生 1．背景 (1）自然经济的逐步解体。

(2）受丰厚利润的刺激。 (3) 受＿引进西方先进生产技术的诱导。 2．产生 (1)时间：19世纪(2)地区：在沿海 (3）人物：官僚、地主和商人。 3．代表 (1)上海的发昌机械厂； (2)广东南海的； (3)天津的。 4．影响：说明在中国封建经济的解体过程中，生产方式产生了。 重点突破 1..对中国资本主义工业化曲折发展的理解与认识 《马关条约》签订以后，中国资本主义工业获得了初步发展，辛亥革命之后有了比较快的发展，1912—1919年出现了民族工业“短暂的春天”。此后直到中华人民共和国建国前，工业化在阶级矛盾和民族矛盾极为尖锐复杂的历史环境下艰难地进行。这一时期还产生了官僚资本主义的工业经济和新民主主义的工业经济。 认识：近代前期中国民族资本工业虽然有较大发展，但它在整个经济中所占的比重仍然很小，其主要特点有：①民族工业的发展以轻工业为主，小工厂多，大工厂少，表明中国民族工业的基础还比较薄弱，没有形成独立完整的工业体系；②中国的民族工业虽然较前有了比较大的发展，但仍然没有摆脱帝国主义的控制；③中国的民族工业是趁欧美帝国主义忙于第一次世界大战暂时放松对中国压迫的空隙发展起来的，因而这种发展只能是暂时的、畸形的。有的工业产品服从于帝国主义战争的需要，反映·了它对世界资本主义市场的依赖性。大战期间民族工业兴旺的景象，只是昙花一现。我国民族工业的发展，为同一时期资产阶级的政治斗争戊戌变法和辛亥革命奠定了阶级基础和经济基础，也为旧民主主义革命向新民主主义革命的转化和中国共产党的成立提供了条件。 中国近代工业化是在半殖民地半封建社会的背景下进行的，与欧美各国的近代化相比，具有如下特点：①近代化不仅受到内部封建保守势力的抵制，还不断遭到外部资本主义列强的倾轧、排斥和摧残，发展缓慢，历经曲折；②近代化一开始是由地主阶级中的洋务派领导的，官僚买办阶级在中国近代化启动时期扮演过微妙的角色，资产阶级始终没有真正掌握过近代化的领导权；③近代化缺少必要的资本原始积累的过程，技术、人才和思想的准备不足，它的推动力主要不是来自内部而是来自外部，因此它不是以民间自发创办近代企业为先导，通过自由竞争发展资本主义，而主要是依靠政权的力量，以官办军事工业为起点，从军需到民用，从国营到民营，从重工业到轻工业；④发展畸形，近代工业的产业结构不协调、不配套。工业在整个国民经济中的比重很小，重工业特别是钢铁、机械、电力、石油等工业尤为微弱；地区分布不平衡，主要分布于东南沿海和沿江地区。 2. 洋务军事工业与民用工业的比较 洋务运动前期（19世纪60年代），洋务派以“自强”为旗号，创办了一批近代军事工业，如曾国藩创设的安庆内军械所，李鸿章成立的江南制造总局，左宗棠开办的福州船政局，崇厚经营的天津制造局。洋务运动后期（19世纪70年代以后），为解决军事工业资金、燃料、运输等方面的困难，洋务派以“求富”为旗号，兴办了一批近代民用工业，如李鸿章创立的轮船招商局，在天津设立的开平煤矿，张之洞在湖北设立的汉阳铁厂和湖北织布局。 洋务军事工业和民用工业都是采用机器生产，都属于近代企业。但是军事工业的经费由清政府调拨，大权掌握在封建官僚手里，管理机构是封建衙门式的，产品由清政府分配给军队使用而不面向市场。而民用工业的经费既有清政府调拨，更多的是民间投资，经营方式是“官督商办”、“官商合办”，产品直接面向市场，正是民用工业的创办刺激了民族资本主义的

中国古代经济结构特点

专题升华古代中国经济的基本结构与特点 一、复习指导 1．古代中国社会经济的两大支柱，首先是农业，其次是手工业。中国数千年的文明史就是以农业和手工业为基础发展起来的。以生产力的发展为线索，归纳中国古代农业传统耕作方式的形成过程。以生产关系与生产力的矛盾运动为线索归纳土地制度的演变过程。以朝代为序识记古代冶金业、制瓷业和丝织业的突出成就。同时注意与古代中国改革内容相联系。 2．占代商业与农业、手工业的发展紧密相连，相辅相成；同时受政府重农抑商政策的制约。了解商业发展的特点及历朝商业发展的表现。要明确明清时期资本主义萌芽产生和缓慢发展的原因及资本主义生产关系的地位。 3．“经济基础决定上层建筑”“社会存在决定社会意识”。复习本单元内容要联系政治史和文化史的相关知识，综合分析各种历史现象。 4．分析本单元内容应臵于世界经济史中进行对比分析理清中国古代经济由长期领先于世界到后来逐渐落后于欧美国家的基本线索．并分析相关原因。 二．重点知识讲析 1、评价古代商品经济 （1）商品经济是直接以交换为目的的经济形态，包括商品生产和商品交换。一般来说，衡量商品经济发展的指数主要看投入市场的产品、市场、货币、城市等方面。商品经济具有极大的开放性和进取性。 （2）在封建社会的不同时期，商品经济对封建制度和封建统治起着不同的作用，具体可分为三个阶段： ①封建社会初期，商品经济发展促进封建地主阶级的形成和封建统治的加强。战国时期，新兴地主阶级中很大一部分人就来自于拥有雄厚资产的商人。一些商业繁荣的城市，成为封建政权的中心，如临淄、邯郸、大梁、郢等。 ②封建社会中期，商品经济发展，有利于封建政权的巩固，增加政府的财政收入。如隋、唐、北宋的都城洛阳、长安、开封都是当时的商业中心。商业税收在国家财政收入中的比重逐步增大。 ③封建社会后期，商品经济的发展对封建制度起了瓦解作用。明朝中后期，随着商品经济的发展，出现了资本主义生产关系的萌芽——工场手工业。资本主义萌芽的产生和缓慢发展，经济上瓦解着封建制度，政治上动摇着封建统治秩序，思想上冲击着封建统治的思想基础。由于商品经济的发展和封建制度的日益腐朽，导致了反封建的民主思想的产生。黄宗羲作为民主思想的代表，猛烈抨击君主专制，指出君主专制是“天下之大害”。 2、全面认识小农经济：小农经济是我国封建社会农业生产的基本模式而不是唯一模式。 （1）特点：①以家庭生产、生活为单位，男耕女织。农民不同程度地有一定土地，精耕细作。②农业和家庭手工业相结合，生产主要是为满足自家基本生活的需要和交纳赋税，实质是一种自给自足的自然经济。 ③经营规模小，生产条件简陋，但却具有顽强的生命力，始终在中国封建社会占据主导地位。 （2）弱点：①分散性：一家一户的个体生产②封闭性：男耕女织、自给自足。③落后性：相对简单的生产工具、长期不变的生产技术和容易满足的社会心理状态。④脆弱性：易受天灾、苛政和土地兼并的影响，特别是王朝政策的影响。 （3）发展因素： 有利：①社会生产力的进步和发展，铁农具和牛耕的使用和逐渐普及；②农民不同程度地有一定土地、农具、耕畜等生产资料，具有生产积极性；③为了求得生存，农民努力提高耕作技术，尽可能提高单位面积产量；④历代统治者采取重农抑商政策，注意减轻农民负担，扶植小农经济。 不利：①农民经营规模小，生产条件简陋，缺乏必要的积累和储备能力；②封建王朝统治集团腐朽，封建剥削严重；③抵御天灾人祸的能力薄弱。