居民儲(chǔ)蓄率論文范文
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第1篇
中國(guó)社會(huì)科學(xué)院 李雪松等
“房?jī)r(jià)上漲、多套房決策與中國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率”
《經(jīng)濟(jì)研究》工作論文第792號(hào)
21世紀(jì)初以來(lái)，中國(guó)國(guó)民儲(chǔ)蓄率穩(wěn)步提高，2013年達(dá)51%左右，比2000年提高了10個(gè)百分點(diǎn)以上，其中企業(yè)、政府的儲(chǔ)蓄率顯著提高，居民儲(chǔ)蓄率也在高位有所上升，2013年居民儲(chǔ)蓄率已超過(guò)20%。
利用2011年的中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)，就房?jī)r(jià)上漲、多套房決策對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的影響進(jìn)行考察，就房?jī)r(jià)上漲對(duì)多套房決策的影響機(jī)制及對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的異質(zhì)性影響進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明：
第一，自1998年實(shí)施房改政策以來(lái)，房?jī)r(jià)上漲對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)家庭多套房決策具有顯著的正向影響。房?jī)r(jià)上漲率每提高1個(gè)百分點(diǎn)，家庭多套房決策的概率會(huì)上升約1個(gè)百分點(diǎn)。房?jī)r(jià)上漲對(duì)家庭多套房決策的影響存在顯著的異質(zhì)性。當(dāng)房?jī)r(jià)上漲時(shí)，高收入家庭、戶主就職于政府部門(mén)的家庭、戶主為中層職務(wù)的家庭、首套房為單位分房或集資建房的家庭，進(jìn)行多套房決策的概率更高。房?jī)r(jià)的快速上漲，放大了住房不平等和財(cái)產(chǎn)不平等，使城鎮(zhèn)家庭資產(chǎn)基尼系數(shù)擴(kuò)大。
第二，房?jī)r(jià)上漲對(duì)居民儲(chǔ)蓄率有顯著的正面影響，房?jī)r(jià)上漲時(shí)居民消費(fèi)的替代效應(yīng)及預(yù)算約束效應(yīng)顯著，并推高了儲(chǔ)蓄率。房?jī)r(jià)上漲每提高1個(gè)百分點(diǎn)，城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率會(huì)上升1個(gè)百分點(diǎn)。
第三，多套房決策對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率有顯著的負(fù)面影響，多套房家庭的財(cái)富效應(yīng)降低了儲(chǔ)蓄率。多套房決策對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率影響的平均處理效應(yīng)為-10%左右，多套房決策使家庭儲(chǔ)蓄率平均下降約10個(gè)百分點(diǎn)。房?jī)r(jià)上漲及多套房決策都對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率有顯著影響，但兩者對(duì)儲(chǔ)蓄率影響的方向截然相反。
研究表明，正常的剛性需求和改善性需求所導(dǎo)致的家庭多套房決策應(yīng)給予鼓勵(lì)，但應(yīng)抑制因房?jī)r(jià)上漲過(guò)快因素所引致的居民高儲(chǔ)蓄率。 制度
政府調(diào)控房?jī)r(jià)空間較小
浙江財(cái)經(jīng)大學(xué) 李永友
“房?jī)r(jià)上漲的需求驅(qū)動(dòng)和漣漪效應(yīng)――兼論我國(guó)房?jī)r(jià)問(wèn)題的應(yīng)對(duì)策略”
過(guò)去十多年，影響中國(guó)房?jī)r(jià)變化的因素很多，且不同因素對(duì)房?jī)r(jià)上升的貢獻(xiàn)存在較大差別。在所有因素中，需求面因素貢獻(xiàn)最大。
在中國(guó)城鄉(xiāng)分割治理的歷史背景下，大量人口涌入城市成為城市居民，形成了巨大的潛在住房需求。無(wú)論是城市人口增加還是收入水平上升產(chǎn)生的住房需求，都是市場(chǎng)和市場(chǎng)主體的自然反應(yīng)。相反，供給面因素對(duì)房?jī)r(jià)的貢獻(xiàn)最小，僅約-2.5%，且主要是針對(duì)房產(chǎn)企業(yè)的信貸所致。對(duì)各因素的貢獻(xiàn)進(jìn)行比較后發(fā)現(xiàn)，政府調(diào)控房?jī)r(jià)的空間很小。
鑒于中國(guó)城市房?jī)r(jià)問(wèn)題最主要來(lái)自需求因素，而強(qiáng)大的需求因素又來(lái)自城鄉(xiāng)分割治理和長(zhǎng)期形成的巨大城鄉(xiāng)差異，以及現(xiàn)有的二級(jí)土地制度。因此，政府應(yīng)改變目前在房地產(chǎn)市場(chǎng)的一些調(diào)控政策和思路，充分發(fā)揮市場(chǎng)機(jī)制的作用，減少人為扭曲。在制度上，政府應(yīng)調(diào)整城鄉(xiāng)差異，在公共品供給上實(shí)施傾斜性的供給政策，在土地制度上有所突破，這樣才可能在很大程度上減緩城市住房的需求壓力。 觀點(diǎn)
網(wǎng)絡(luò)課程降低學(xué)費(fèi)
哈佛大學(xué) David J. Deming等
“網(wǎng)絡(luò)課程能壓低高等教育成本曲線嗎”
NBER工作論文第20890號(hào)
由于網(wǎng)絡(luò)課程的課堂規(guī)模可以很大，而需要的面對(duì)面交流卻少，這樣就極大降低了人工成本，因此被很多觀察家視為是節(jié)省高等教育成本的最佳途徑。那么，網(wǎng)絡(luò)課程是否真的能壓低傳統(tǒng)高等教育的成本曲線呢？
根據(jù)美國(guó)中學(xué)后教育數(shù)據(jù)綜合系統(tǒng)（IPEDS）提供的數(shù)據(jù)，網(wǎng)絡(luò)教育主要集中在大型營(yíng)利性非專業(yè)類(lèi)公立高等教育機(jī)構(gòu)。IPEDS很難追蹤網(wǎng)絡(luò)課程和其他非學(xué)位類(lèi)網(wǎng)絡(luò)項(xiàng)目。而學(xué)生們也很少通過(guò)網(wǎng)絡(luò)課程就讀專業(yè)類(lèi)高等教育機(jī)構(gòu)。
第2篇
關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄水平;利率;可支配收入;基尼系數(shù)
中圖分類(lèi)號(hào)：F83 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A
收錄日期：2015年1月14日
改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)蓬勃發(fā)展趨勢(shì)，人民生活水平普遍提高，與此同時(shí)，我國(guó)居民的儲(chǔ)蓄也隨之快速增長(zhǎng)。進(jìn)入90年代以后，我國(guó)居民儲(chǔ)蓄存款余額始終保持在兩位數(shù)的增長(zhǎng)速度。我國(guó)居民儲(chǔ)蓄率一直是世界上最高的，這一現(xiàn)象引起國(guó)內(nèi)各經(jīng)濟(jì)學(xué)家及政府的廣泛關(guān)注，較高的居民儲(chǔ)蓄直接影響到我國(guó)整個(gè)經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行，所以對(duì)我國(guó)居民儲(chǔ)蓄存款的問(wèn)題進(jìn)行研究很有必要。我們可以對(duì)研究的結(jié)果進(jìn)行分析，并制定相應(yīng)的政策方針，使整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)更好地發(fā)展。
一、變量分析與選擇
在此之前，已有很多經(jīng)濟(jì)學(xué)專家學(xué)者對(duì)此問(wèn)題做過(guò)相關(guān)模型分析，但各自選定的變量各有差異，筆者通過(guò)對(duì)前人的研究成果進(jìn)行比較分析，最后選定城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入、一年期存款利率、恩格爾系數(shù)以及基尼系數(shù)這四個(gè)主要影響因素建立了模型。以下是對(duì)選擇這幾個(gè)影響變量的原因分析：
（一）城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入。城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入指最終消費(fèi)支出和其他非義務(wù)性支出以及儲(chǔ)蓄的總和，即居民家庭可用于自由支配的收入。居民儲(chǔ)蓄的根本來(lái)源就是居民的可支配收入，居民可支配收入越多可以存入銀行的錢(qián)也就越多，也就直接影響到居民的儲(chǔ)蓄率，所以可支配收入這一因素必須首先選取為模型的解釋變量。
（二）一年期存款利率。存款利率對(duì)居民儲(chǔ)蓄的影響也不容忽視，在西方經(jīng)濟(jì)學(xué)里，利率通常和儲(chǔ)蓄成正比，因?yàn)槔试礁呔用竦玫嚼⒃蕉啵透敢獍彦X(qián)存入銀行，所以模型中也將這個(gè)因素選入解釋變量。本模型中選取的利息率數(shù)據(jù)是一年的變動(dòng)利率加權(quán)平均后的利率。
（三）城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)。基尼系數(shù)是用來(lái)定量測(cè)定收入分配差異程度，綜合考察居民內(nèi)部收入分配差異狀況的一個(gè)重要分析指標(biāo)。在西方經(jīng)濟(jì)學(xué)中，凱恩斯認(rèn)為，收入分配的均等化程度越高，社會(huì)的平均消費(fèi)傾向就會(huì)越高，社會(huì)的儲(chǔ)蓄傾向就會(huì)越低。所以，把基尼系數(shù)選入作為解釋變量。
另外，價(jià)格指數(shù)和通貨膨脹率也對(duì)儲(chǔ)蓄率有一定影響，鑒于數(shù)據(jù)無(wú)法完整得到，放棄對(duì)其分析。
理論模型設(shè)計(jì)如下變量：Y代表城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率;X1代表人均可支配收入;X2代表一年期存款利率;X3代表城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)。建立模型：
Y=B0+B1×X1+B2×X2+B3×X3+u
B0表示必要消費(fèi)，它表示在收入為零時(shí)人們也要花錢(qián)消費(fèi)，也就是有生活必需品消費(fèi)支出，儲(chǔ)蓄率為負(fù)。
B1表示當(dāng)城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入變動(dòng)1元時(shí)，城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率相對(duì)應(yīng)的變動(dòng)單位數(shù)。
B2表示當(dāng)一年期利率變動(dòng)一個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率相對(duì)應(yīng)的變動(dòng)單位數(shù)。
B3表示基尼系數(shù)對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響。
u表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。
二、回歸與結(jié)果
對(duì)被解釋變量Y利用Eviews做回歸，得到結(jié)果表1所示。（表1）
Y=7.64969949347+0.0035404995432×X1+3.16814664514×X2-51.7918002873×X3
（1.101819） （7.352915） （7.636951） （-2.154779）
R2=0.926053 調(diào)整可決系數(shù)=0.907566
F=50.09249 DW=1.899527
三、模型的檢驗(yàn)與修正
（一）對(duì)于模型的經(jīng)濟(jì)意義的檢驗(yàn)。一般來(lái)說(shuō)，居民的可支配收入越多，儲(chǔ)蓄率越高;儲(chǔ)蓄利潤(rùn)率越高，居民儲(chǔ)蓄率也高;而基尼系數(shù)越大，即貧富差距越大，儲(chǔ)蓄率降低。且B0的值為正值，說(shuō)明居民有必要的消費(fèi)需求。回歸方程中的各個(gè)系數(shù)符合經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。
（二）多重共線性檢驗(yàn)。對(duì)回歸模型的三個(gè)解釋變量，利用Eviews做出相關(guān)系數(shù)矩陣。（表2）
可見(jiàn)，X1和X3之間的相關(guān)系數(shù)為0.9，方程存在明顯的多重共線性。
分別作Y與X1、X2、X3之間的回歸。（表3、表4、表5）
（1）Y=16.8918025136+0.00171673279686×X1
（2.992426） （3.213209）
R2=0.424454 DW=0.500368
（2）Y=27.5718524824+1.43569625505×X2
（5.08838） （1.26638）
R2=0.100279 DW=0.304658
（3）Y=12.0109181049+53.2651787897×X3
（0.967642） （1.759758）
R2=0.181131 DW=0.524350
可見(jiàn)，居民儲(chǔ)蓄率受居民可支配收入的影響最大，與經(jīng)驗(yàn)相符，因此選定（1）為初始回歸模型。
逐步回歸：
通過(guò)Eviews軟件，將回歸結(jié)果在EXCEL中列出如表6所示。（表6）
當(dāng)引入變量X2時(shí)，各系數(shù)的t檢驗(yàn)通過(guò)，但是其方程的常數(shù)項(xiàng)C的值為-5.44423，由于定義中常數(shù)項(xiàng)B0的經(jīng)濟(jì)意義為必要的消費(fèi)支出，即即使舉債也要進(jìn)行的消費(fèi)額，例如大米、油、鹽，所以常數(shù)項(xiàng)的值必須為正值。因此解釋變量X2有誤。
去掉X2，直接引入X3，得到回歸方程：
Y=40.7414847949+0.0037990950×X1-109.587368639×X3
各系數(shù)符號(hào)符合經(jīng)濟(jì)意義，且t檢驗(yàn)通過(guò)。確定回歸模型為F（X1，X3）。
但是，對(duì)該回歸方程進(jìn)行D.W.檢驗(yàn)，求得D.W.值=0.472311，大于0而小于DL=1.1。表明其存在正的自相關(guān)性。下面對(duì)于方程進(jìn)行自相關(guān)性的修正。（表7）
得到修正后的確定的回歸方程為：
Y=0.00379909505925×X1-109.587368639×X3+40.7414847949
（8.602061） （-2.848015） （2.472056）
R2=0.566650 F=8.499407 D.W.=0.472311
其中：Y代表城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率;X1代表人均可支配收入;X3代表城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)。
四、結(jié)論與建議
通過(guò)以上數(shù)據(jù)分析和回歸模型的建立，我們可以發(fā)現(xiàn)，在不考慮其他條件和因素的前提下，城鎮(zhèn)居民的儲(chǔ)蓄率與居民的可支配收入存在正相關(guān)關(guān)系，可支配收入增加一元，儲(chǔ)蓄率上升大約0.17%，同樣，儲(chǔ)蓄率與利率和基尼系數(shù)同樣存在一定的相關(guān)關(guān)系。然而，通過(guò)模型的修正和優(yōu)化，本文得出的最終回歸方程中并沒(méi)有包含最初的解釋變量X2，說(shuō)明存款利率對(duì)于儲(chǔ)蓄率的影響并不顯著或者相對(duì)于其他解釋變量解釋力度過(guò)低，被模型舍棄。
不可否認(rèn)，仍然有許多的其他因素影響著儲(chǔ)蓄率的變化，例如通貨膨脹率、商品的價(jià)格指數(shù)等等，然而考慮到很多數(shù)據(jù)的不可得性，本文并沒(méi)有對(duì)其進(jìn)行討論分析。就修正得到的最終模型可以看出，F(xiàn)檢驗(yàn)所對(duì)應(yīng)的P值為0.004360<0.01，通過(guò)了F檢驗(yàn)，說(shuō)明該回歸模型在1%的顯著性水平下，模型的線性關(guān)系顯著成立。可以大致的認(rèn)為，城鎮(zhèn)居民的儲(chǔ)蓄率與可支配收入和基尼系數(shù)的關(guān)系如結(jié)論方程所示。
基于上述模型問(wèn)題的討論，筆者對(duì)于城鎮(zhèn)居民的儲(chǔ)蓄提出兩點(diǎn)建議：首先，一個(gè)國(guó)家的儲(chǔ)蓄額反應(yīng)的是國(guó)民對(duì)于國(guó)家發(fā)展的期望值，是國(guó)家進(jìn)行投資發(fā)展的重要經(jīng)濟(jì)來(lái)源，所以應(yīng)該通過(guò)宏觀或者微觀等經(jīng)濟(jì)手段，例如提高人均可支配收入，加大政府購(gòu)買(mǎi)和轉(zhuǎn)移支付的力度，將國(guó)民儲(chǔ)蓄率保持在一個(gè)良好的水平之下。其次，一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展離不開(kāi)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)達(dá)，過(guò)度的儲(chǔ)蓄會(huì)降低市場(chǎng)購(gòu)買(mǎi)，抑制商品經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，國(guó)家應(yīng)當(dāng)通過(guò)調(diào)控手段，例如減小基尼系數(shù)，縮小貧富差距，刺激購(gòu)買(mǎi)和消費(fèi)，保證市場(chǎng)活力和經(jīng)濟(jì)流通速率，確保居民日常經(jīng)濟(jì)活動(dòng)正常運(yùn)行。
主要參考文獻(xiàn)：
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第3篇
關(guān)鍵詞：人口年齡結(jié)構(gòu) 居民儲(chǔ)蓄率 關(guān)系 撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)
問(wèn)題的提出
江蘇省作為我國(guó)東部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，2010年GDP排名位于全國(guó)第二。在經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的同時(shí)，江蘇省也保持著較高的國(guó)民儲(chǔ)蓄率，2010年已高達(dá)58.39%。江蘇省統(tǒng)計(jì)年鑒顯示，2010年城鄉(xiāng)居民存款儲(chǔ)蓄額已達(dá)23334.8億元，占當(dāng)年總GDP的56.33%；企業(yè)部門(mén)儲(chǔ)蓄額為19148.59億元，占當(dāng)年總GDP的46.22%；政府部門(mén)儲(chǔ)蓄額569.95億元，占當(dāng)年總GDP的1.376%。從統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來(lái)看，居民儲(chǔ)蓄和企業(yè)儲(chǔ)蓄對(duì)江蘇省高儲(chǔ)蓄貢獻(xiàn)較大，企業(yè)儲(chǔ)蓄所占比例較小。
現(xiàn)有的關(guān)于高儲(chǔ)蓄率的形成原因，學(xué)術(shù)界對(duì)其有不同的解釋，比如：經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)，居民的“預(yù)防性儲(chǔ)蓄”動(dòng)機(jī)，社會(huì)保障體系的不完善，男女比例失衡以及人口結(jié)構(gòu)的變動(dòng)等。
全國(guó)第六次人口普查數(shù)據(jù)顯示，江蘇省全省常住人口中，0-14歲人口為10230180人，占13.01%；15-64歲人口為59861916人，占76.10%；65歲及以上人口為8567807人，占10.89%。國(guó)際上將年齡在 65 歲及以上的人口總數(shù)占總?cè)丝跀?shù)的 7%作為衡量人口老齡化的起點(diǎn)，根據(jù)該標(biāo)準(zhǔn)，江蘇省人口年齡結(jié)構(gòu)在發(fā)生顯著變化的同時(shí)，老齡化程度也在不斷加快。那么江蘇省的高居民儲(chǔ)蓄率和江蘇省人口年齡結(jié)構(gòu)之間是否存在相關(guān)關(guān)系呢？本文對(duì)此進(jìn)行驗(yàn)證。
人口年齡結(jié)構(gòu)與儲(chǔ)蓄率理論介紹
現(xiàn)有的關(guān)于人口年齡結(jié)構(gòu)與儲(chǔ)蓄率的關(guān)系研究基本上都是基于Medigliani（1954）提出的生命周期假說(shuō)（LCH）。生命周期假說(shuō)將人的一生分為年輕時(shí)期、中年時(shí)期和老年時(shí)期三個(gè)階段。一般而言，在年輕時(shí)期，家庭收入低，但因?yàn)槲磥?lái)收入會(huì)增加，因此在這一階段，往往會(huì)把家庭收入的絕大部分用于消費(fèi)，有時(shí)甚至舉債消費(fèi)，導(dǎo)致消費(fèi)大于收入，這時(shí)家庭中基本上沒(méi)有儲(chǔ)蓄或有很少的儲(chǔ)蓄。進(jìn)入中年階段后，家庭收入會(huì)增加，但消費(fèi)在收入中所占的比例會(huì)降低，收入大于消費(fèi)，因?yàn)橐环矫嫘枰獌斶€青年階段的負(fù)債，另一方面還要把一部分收入儲(chǔ)蓄起來(lái)用于防老。退休以后，收入下降，這時(shí)需要依靠年輕時(shí)的儲(chǔ)蓄來(lái)消費(fèi)，從而社會(huì)儲(chǔ)蓄率又會(huì)下降。1976年，Medigliani對(duì)生命周期理論進(jìn)行擴(kuò)展，認(rèn)為儲(chǔ)蓄率會(huì)隨被撫養(yǎng)人口的比例上升而下降，隨勞動(dòng)者人口比例上升而上升。
LCH理論是從微觀行為經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度來(lái)研究人口年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)與儲(chǔ)蓄的關(guān)系，Coale and Hoover（1958）從宏觀角度提出了人口轉(zhuǎn)變過(guò)程的“撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)假說(shuō)”（Dependency Hypothesis，DH）。該假說(shuō)認(rèn)為，下降的嬰兒死亡率和上升的生育率導(dǎo)致勞動(dòng)年齡人口背負(fù)的少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)上升，導(dǎo)致社會(huì)儲(chǔ)蓄隨之減少。隨著生育率的下降和經(jīng)濟(jì)活動(dòng)人口的急劇增加，勞動(dòng)年齡人口背負(fù)的少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)減輕，社會(huì)儲(chǔ)蓄也增加。最后，人口年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)表現(xiàn)為巨大的老齡撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)，這將削弱儲(chǔ)蓄力度并使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度減緩。
文獻(xiàn)綜述
一些學(xué)者以生命周期理論和撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)假說(shuō)為基礎(chǔ)進(jìn)行了相關(guān)實(shí)證研究。Loayza等（2000）在Schmidt（1996），Higgins（1998）研究的基礎(chǔ)上，運(yùn)用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析得出少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)比和老年贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)比與儲(chǔ)蓄率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。Kraay（2000）通過(guò)不同國(guó)家截面數(shù)據(jù)的估計(jì)，認(rèn)為老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)比對(duì)社會(huì)儲(chǔ)蓄率存在顯著的負(fù)作用，而少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)比對(duì)儲(chǔ)蓄的影響并不顯著。汪偉（2009）運(yùn)用中國(guó)1989-2006年的省際面板數(shù)據(jù)，得到少兒撫養(yǎng)比對(duì)居民儲(chǔ)蓄影響為負(fù)，老年撫養(yǎng)比對(duì)居民儲(chǔ)蓄影響為正，且均顯著。李魁（2010）通過(guò)采用全國(guó)30個(gè)省市1990-2006的面板數(shù)據(jù)，主要運(yùn)用二步系統(tǒng)GMM法進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)比對(duì)儲(chǔ)蓄率有負(fù)的影響，在10%水平上顯著，老年贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)比對(duì)儲(chǔ)蓄率有正的影響，但是效果不顯著。王麒麟、賴曉瓊（2012）以1999-2009年的省際面板數(shù)據(jù)為樣本，運(yùn)用Hausman檢驗(yàn)，實(shí)證分析表明人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)我國(guó)儲(chǔ)蓄率的影響存在明顯城鄉(xiāng)差異。
總體來(lái)看，關(guān)于人口年齡結(jié)構(gòu)與儲(chǔ)蓄率的關(guān)系，至今還沒(méi)有一個(gè)明確的定論。已有的研究大多是利用面板數(shù)據(jù)對(duì)儲(chǔ)蓄率進(jìn)行整體的研究，較少將其細(xì)分，并且具體到省際的研究也較少。本文研究江蘇省人口年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率和農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的影響，為江蘇省關(guān)于人口與社會(huì)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展方面提供對(duì)策建議。
數(shù)據(jù)、變量選取
由于本文要考慮人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響，選擇江蘇省1995-2010年城鎮(zhèn)居民人均儲(chǔ)蓄率和農(nóng)村居民人均儲(chǔ)蓄率數(shù)據(jù)作為被解釋變量，以區(qū)分城鄉(xiāng)差別的特點(diǎn)。其中，城鎮(zhèn)居民人均儲(chǔ)蓄率（CS）和農(nóng)村居民人均儲(chǔ)蓄率（US）分別是城鎮(zhèn)居民人均儲(chǔ)蓄額和農(nóng)村居民人均儲(chǔ)蓄額與各自人均可支配收入的比率。在作為人口年齡結(jié)構(gòu)的解釋變量里，本文選擇少兒撫養(yǎng)比（FC）和老年撫養(yǎng)比（FO）作為衡量人口年齡結(jié)構(gòu)的指標(biāo)。假定N、L、O、C分別表示總的人口數(shù)量、勞動(dòng)力數(shù)量（14-64歲人口數(shù)量）、老年人口數(shù)量（65歲以上人口）和少兒人口數(shù)量（0-14歲人口數(shù)量），少兒人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)比FC用C/L表示，表示每100名勞動(dòng)力要撫養(yǎng)的兒童數(shù)量，老年人口贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)比FO用O/L表示，表示每100名勞動(dòng)力要贍養(yǎng)的老人數(shù)量。從微觀上來(lái)講，人口自然增長(zhǎng)率同居民儲(chǔ)蓄率存在一定的關(guān)系，所以引進(jìn)江蘇省人口自然增長(zhǎng)率，用NR表示。
以上數(shù)據(jù)由中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒和江蘇省統(tǒng)計(jì)年鑒整理得來(lái)，由于考慮到各種數(shù)據(jù)指標(biāo)的可得性、完整性和有效性，數(shù)據(jù)區(qū)間選取為1995-2010年。
實(shí)證分析
由于時(shí)間序列往往存在非平穩(wěn)性，為保證建立的回歸有意義，應(yīng)先對(duì)各序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，再在此基礎(chǔ)上進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，并建立相應(yīng)的誤差修正模型。
（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)
本文為考察人口年齡結(jié)構(gòu)與與城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的關(guān)系，選取1995-2010年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行測(cè)算，分析城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率（CS）和農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率（US）分別與少兒人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)比（FC）、老年人口贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)比（FO）、人口自然增長(zhǎng)率（NR）的協(xié)整關(guān)系。各序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。
由表1結(jié)果可知，上述序列除人口自然增長(zhǎng)率在原序列平穩(wěn)外，其余序列經(jīng)過(guò)一階差分后均不存在單位根，為平穩(wěn)序列。
（二）協(xié)整檢驗(yàn)
從上述ADF檢驗(yàn)結(jié)果可知，城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率、農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率與少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)比、老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)比、人口自然增長(zhǎng)率符合協(xié)整的必要條件。分別對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率和農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率與各自變量進(jìn)行OLS估計(jì)，建立回歸方程，結(jié)果如下：
CS=50.39658-1.586298FC+ 0.302968FO+2.728209NR （1）
t= 2.5987 -7.0439
0.294812 2.8644
R2 =0.9029， F=33.3552，DW=2.0091
US=-2.866137+0.970690FC+ 0.896333FO-4.244340NR （2）
t= -0.154251 4.498764
2.9103 -4.6510
R2 =0.9057， F=22.3758，DW=2.40739
上述模型回歸效果比較理想，然后對(duì)上述兩個(gè)回歸模型的殘差序列E1和E2進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，仍然采用ADF檢驗(yàn)。若平穩(wěn)則可證明上述變量之間是協(xié)整關(guān)系，具體結(jié)果見(jiàn)表2。
通過(guò)對(duì)兩個(gè)回歸方程的殘差序列E1和E2進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，E1的t檢驗(yàn)值為-6.971217，在1%顯著性水平上通過(guò)檢驗(yàn)；E2的t檢驗(yàn)值為-3.872195，在5%的顯著性水平上通過(guò)檢驗(yàn)。說(shuō)明兩個(gè)殘差序列均平穩(wěn)，意味著城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率和農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率與各指標(biāo)之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。
根據(jù)上述協(xié)整方程，分指標(biāo)情況看：第一，少兒撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的影響為負(fù)，對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率影響為為正，并且影響效果顯著；老年人口撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率影響和農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率影響均為正，但是對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率影響不顯著，對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率有顯著的影響。第二，少兒撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率負(fù)的影響大于老年負(fù)擔(dān)比對(duì)其正的影響，少兒負(fù)擔(dān)比每下降1個(gè)百分比，城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率增加1.586個(gè)百分點(diǎn)；老年負(fù)擔(dān)比每上升一個(gè)百分點(diǎn)，城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率上升約0.303個(gè)百分點(diǎn)。少兒撫養(yǎng)比對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的影響大于老年負(fù)擔(dān)比對(duì)其的影響，少兒撫養(yǎng)比下降一個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率下降0.971個(gè)百分點(diǎn)；老年負(fù)擔(dān)比每上升一個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率上升0.896個(gè)百分點(diǎn)。第三，人口自然增長(zhǎng)率對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率有正的影響，其每增長(zhǎng)一個(gè)百分點(diǎn)，城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率增加2.728個(gè)百分點(diǎn)；但對(duì)農(nóng)村農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率有負(fù)的影響，其每增加一個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率下降4.244個(gè)百分點(diǎn)。第四，從常數(shù)項(xiàng)來(lái)看，城市居民存在更多的自發(fā)性儲(chǔ)蓄行為，農(nóng)村居民相對(duì)來(lái)說(shuō)自發(fā)性儲(chǔ)蓄比較少，這個(gè)可能與城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民收入高低有關(guān)。
（三）誤差修正模型
上述分析證明城鎮(zhèn)儲(chǔ)蓄率和農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率與各因素之間存在協(xié)整關(guān)系，根據(jù)協(xié)整理論，存在協(xié)整關(guān)系的經(jīng)濟(jì)變量之間可以建立誤差修正模型，把各個(gè)影響城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率和農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的影響指標(biāo)的短期行為和長(zhǎng)期變化結(jié)合起來(lái)。先對(duì)各自變量序列進(jìn)行一階差分，再進(jìn)行回歸分析，納入誤差修正項(xiàng)，建立誤差回歸模型（3）和（4）：
DCS=12.46441+0.540489DCS（-1）+0.577721DFC+1.568364DFC（-1）-1.743938DFO-1.686220DFO（-1）+11.89308DNR-10.45389DNR（-1）-0.919043ecm （3）
上述誤差修正模型常數(shù)和誤差修正項(xiàng)的t值分別為：
t=（-1.958373），（2.965464）， （3.050599），（2.391702），（2.944830）， （2.952219），（-2.378873），（-2.763881， （-3.109256）
R2 =0.8919 F=21.29877
DW=2.553747
DUS=-14.39142-0.121804DUS（-1）-0.527489DFC-1.25919DFC（-1）+ 1.685201DFO +0.950451DFO（-1）+ 5.010568DNR-1.647784DNR（-1）- 0.591880ecm （4）
上述誤差修正模型常數(shù)和誤差修正項(xiàng)的t值分別為：
t=（-1.978498），（-2.332162）， （-2.402645），（-1.987975），（2.539363），（1.890086），（2.373466），（-2.063968）
R2=0.9124 F=21.419295
DW=2.018500
以上數(shù)據(jù)說(shuō)明上述兩個(gè)模型擬合度較好，變量之間無(wú)明顯共線性。誤差修正項(xiàng)為負(fù)，說(shuō)明均衡誤差對(duì)短期波動(dòng)收斂于長(zhǎng)期均衡有較好的調(diào)節(jié)作用。當(dāng)城市儲(chǔ)蓄率和農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率與各影響因素之間出現(xiàn)不適應(yīng)時(shí)，誤差項(xiàng)能夠在其中起到迅速調(diào)節(jié)作用。
（四）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)
為進(jìn)一步考察年齡結(jié)構(gòu)與居民儲(chǔ)蓄率的關(guān)系，本文采用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)法來(lái)判斷江蘇省城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率和農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率與各影響因素之間的因果關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果如表3、表4所示。
由表3可知，老年人口負(fù)擔(dān)與城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄在一定程度上不存在因果關(guān)系，少兒人口負(fù)擔(dān)和人口自然增長(zhǎng)率與城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率之間存在單向的因果關(guān)系。
由表4可知，少兒人口負(fù)擔(dān)比和人口自然增長(zhǎng)率與農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率存在雙向的因果關(guān)系，老年人口負(fù)擔(dān)比與農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率之間存在單向的因果關(guān)系。
（五）脈沖響應(yīng)分析
為了反映少兒負(fù)擔(dān)比和老年負(fù)擔(dān)比對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率和農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率之間的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)影響，可通過(guò)繪制脈沖響應(yīng)圖來(lái)衡量。
由圖1可知，少兒撫養(yǎng)比對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄的影響是一個(gè)長(zhǎng)期的過(guò)程，大約從第1年持續(xù)到第20年，影響最大的是前10年，在第15年后開(kāi)始逐漸減弱。
由圖2可知，老年撫養(yǎng)比對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄的影響持續(xù)時(shí)間長(zhǎng)達(dá)15年，影響最大的是前8年，在第10年后開(kāi)始逐漸減弱。
由圖3可知，少兒撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的影響同樣是個(gè)長(zhǎng)期的過(guò)程，影響最大的是前5年，從第7年后影響開(kāi)始逐漸減弱。
江蘇省少兒撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率有顯著的負(fù)影響，對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率有顯著的正影響，即少兒撫養(yǎng)比的下降使城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率上升，農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄下降，這可能與城鄉(xiāng)居民收入水平差距較大有關(guān)。江蘇省2010年城鎮(zhèn)居民家庭人均收入為22944元，農(nóng)村居民家庭人均收入為9118元，城鎮(zhèn)居民家庭人均收入大約是農(nóng)村居民家庭人均收入的2.52倍。城鎮(zhèn)居民收入較高，少兒負(fù)擔(dān)減輕了，在消費(fèi)水平既定的條件下，能夠儲(chǔ)蓄的錢(qián)相對(duì)增加。老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的影響比較模糊，城鎮(zhèn)社會(huì)保障政策的相對(duì)完善，而且老人有更多的再就業(yè)機(jī)會(huì)等原因，使老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)的增加對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率沒(méi)有太大的影響。農(nóng)村居民收入相對(duì)較低，除去日常生活消費(fèi)開(kāi)支外，能儲(chǔ)蓄的錢(qián)相對(duì)較少。少兒負(fù)擔(dān)的減輕，農(nóng)村生活條件的改善使農(nóng)村居民消費(fèi)能力增強(qiáng)。雖然農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)政策正在逐步貫徹實(shí)施，但各地還是存在差別，同時(shí)人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)農(nóng)村的影響年限長(zhǎng)于城鎮(zhèn)，所以農(nóng)村老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄仍然存在正的顯著影響，預(yù)防性養(yǎng)老儲(chǔ)蓄在農(nóng)村還是比較普遍。人口自然增長(zhǎng)率對(duì)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄率的不同效應(yīng)影響，進(jìn)一步說(shuō)明了城鄉(xiāng)居民收入水平的差距和農(nóng)村居民養(yǎng)老保障體系的不成熟。
結(jié)論
本文對(duì)江蘇省人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率和農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的協(xié)整關(guān)系和Granger因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)江蘇省少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)比和老年負(fù)擔(dān)比對(duì)江蘇省城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率和農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。并且少兒人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)和人口自然增長(zhǎng)率與城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率存在因果關(guān)系，老年人口負(fù)擔(dān)和人口自然增長(zhǎng)率與農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率存在因果關(guān)系。同時(shí)繪制脈沖響應(yīng)圖，說(shuō)明人口撫養(yǎng)比對(duì)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄率的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)影響，結(jié)果顯示，人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)農(nóng)村的影響時(shí)間年限長(zhǎng)于對(duì)城鎮(zhèn)的影響時(shí)間年限，撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的影響相對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率來(lái)說(shuō)更加深遠(yuǎn)。
基于本文的研究結(jié)論，筆者提出以下建議：在加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)，提高居民消費(fèi)水平，特別要鼓勵(lì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)，用消費(fèi)拉動(dòng)內(nèi)需；增加農(nóng)民收入，縮小城鄉(xiāng)差距，促使城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展；進(jìn)一步完善社會(huì)保障體系，盡快完善和貫徹實(shí)施農(nóng)村養(yǎng)老保障政策。
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