時(shí)間：2023-03-29 09:24:20
序論：在您撰寫居民儲蓄率論文時(shí)，參考他人的優(yōu)秀作品可以開闊視野，小編為您整理的7篇范文，希望這些建議能夠激發(fā)您的創(chuàng)作熱情，引導(dǎo)您走向新的創(chuàng)作高度。
自經(jīng)濟(jì)體制改革以后，我國國民收入分配的格局發(fā)生巨大變化。變化之一是居民收入在國民收入中的比重迅速提高。這使居民的消費(fèi)和儲蓄行為對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展有越來越重要的意義。探討中國居民儲蓄行為的規(guī)律，找出主要決定因素，并在此基礎(chǔ)上對儲蓄的變化趨勢做初步預(yù)測，成為確定本論文研究題目的宗旨之一。
與西方經(jīng)濟(jì)理論比較，我國關(guān)于居民儲蓄行為的研究尚處于起步階段。因此，本研究將在較大程度上借助西方主要的儲蓄理論，并且針對中國的具體國情做必要的修正。
論文將居民儲蓄定義為個(gè)人可支配收入減去個(gè)人消費(fèi)的差額。其實(shí)物形態(tài)有金融儲蓄與實(shí)物儲蓄兩部分。金融儲蓄包括現(xiàn)金、存款以及各種有價(jià)證券的增加量；實(shí)物儲蓄包括本期購買的各種耐用消費(fèi)品以及住房等價(jià)值非一次性損耗的商品扣除折舊后余額的增加量。但在分析過程中由于數(shù)據(jù)原因無法沿用此定義時(shí)，將做必要的修正。
二、關(guān)于研究方法
論文以實(shí)證分析為主，根據(jù)各種被認(rèn)為可能會對儲蓄產(chǎn)生重要影響的因素，依次對絕對收入理論、生命周期理論和永久收入理論模型進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)得出兩類結(jié)果。第一，證實(shí)不同理論對于中國居民儲蓄行為的適應(yīng)程度，以及該適應(yīng)程度隨經(jīng)濟(jì)環(huán)境變化而改變的性質(zhì)；第二，確定影響中國居民儲蓄行為的主要因素，并據(jù)此建立預(yù)測模型。
被認(rèn)為可能是決定我國居民儲蓄行為模式的主要因素有：強(qiáng)迫儲蓄，絕對收入水平，收入增長率，利率與通貨膨脹率，社會保障，信貸約束，遺產(chǎn)動機(jī)。論文的第三章至第七章分別就這些因素的分析依次展開。各章基本上循理論探討、建立模型、模型檢驗(yàn)和對檢驗(yàn)結(jié)果分析的思路進(jìn)行。當(dāng)對各國素的實(shí)證分析依次完成后，即確認(rèn)出儲蓄的主要決定因素。
三、關(guān)于基本結(jié)論和基本結(jié)論形成過程簡述
l、我國基本國情決定1979年以前居民儲蓄的行為模式主要被絕對收入理論解釋。1979年以后這一特征依然存在，但逐漸減弱。生命周期以及永久收入理論這些具有跨時(shí)預(yù)算約束特征的儲蓄理論，對79年以后的居民儲蓄行為的解釋力迅速增強(qiáng)，并且形成預(yù)測的理論基礎(chǔ)。
從理論角度考察，絕對收入理論對于1979年以前的居民儲蓄應(yīng)該有較好的解釋效果，但數(shù)據(jù)方面的原因使實(shí)證分析結(jié)果難以對此給予有力的支持。79年以后對絕對收入理論的檢驗(yàn)效果較好。這—現(xiàn)象可以從兩方面得到解釋。第一，分析期間較短，只有14年，不足以暴露絕對收入理論關(guān)于長短期實(shí)證結(jié)果不一致的矛盾；第二，居民收入水平由很低速提高，可以表現(xiàn)為很好的收入水平?jīng)Q定儲蓄的特征。
生命周期理論和永久收入理論對1979年以前的居民儲蓄解釋效果很差。主要原因在于居民過低的收入水平。1979年以后居民收入水平迅速提高，決定了這兩個(gè)理論的解釋力提高。
在研究過程中發(fā)現(xiàn)，的確存在一個(gè)收入水平的臨界線，在該臨界線以下，居民儲蓄行為較好地服從絕對收入理論；在該臨界線以上，居民儲蓄行為較好地服從生命周期理論和永久收入理論模式。論文提出我國居民平均收入的臨界線可大致定位于250萬元的假定。按照這假定，隨我國經(jīng)濟(jì)體制改革的深入和經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定增長，居民儲蓄行為應(yīng)該更好地由跨時(shí)預(yù)算約束類儲蓄理論解釋。
2、到目前為止，在勞動生產(chǎn)率增長與人口增長這兩個(gè)收入增長源中，真正影響居民儲蓄的因素是人口增長。更確切地說是勞動人口增長。
在53——92年期間，我國勞動生產(chǎn)率在絕大部分的時(shí)間內(nèi)徘徊于較低的水平只是八十年代以后有所提高，但提高幅度有限，無法對居民儲蓄的變化做有效解釋。相反，勞動人口增長與儲蓄率提高之間有良好的吻合。論文運(yùn)用由生命周期理論模型為基礎(chǔ)得到的人口年齡結(jié)構(gòu)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果很好地證實(shí)我國勞動人口增長對于居民儲蓄率有重要的作用。同時(shí)，這—結(jié)果也證實(shí)了我國經(jīng)濟(jì)學(xué)界比較流行的觀點(diǎn)，即我國的經(jīng)濟(jì)增長主要依靠單純投入量增加維持，而非投入產(chǎn)出率的提高。這一結(jié)論提示，如果其它條件不變，勞動力資源供給狀況的改變將會在很大程度上決定社會儲蓄的規(guī)模，從而影響投資規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長速度。
3、1955一1978年，強(qiáng)制儲蓄是我國居民儲蓄中一個(gè)不可以忽視的重要內(nèi)容，但該成份在1979年以后減弱。目前已達(dá)到可以被忽略的程度。
分析居民儲蓄的強(qiáng)制成份時(shí)采用Feldenstein等人的方法，即將被管制的物價(jià)水平還原為可以反映市場供求狀況的真實(shí)價(jià)格，建立基本分析模型，考察在真實(shí)價(jià)格下居民儲蓄與在管制價(jià)格下居民儲蓄的差異，從中發(fā)現(xiàn)強(qiáng)制儲蓄的程度。由于用這種方法設(shè)定的參數(shù)a中可能包含因社會貨幣化程度提高導(dǎo)致高估儲蓄被強(qiáng)制程度的因素，需要用貨幣需求函數(shù)做為輔檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?。檢驗(yàn)的結(jié)果發(fā)現(xiàn)1979年以前貨幣化程度的變化很小，對貨幣需求的影響也很弱。79年以后貨幣化程度提高幅度較大，在較大程度上椎動貨幣需求的擴(kuò)張。剔除貨幣化程度提高的因素后，居民儲蓄中強(qiáng)制的成份有79年以前較多、79年以后減少的變化。結(jié)合中國社會科學(xué)院1986--1987年的居民家庭抽樣調(diào)查結(jié)果，可以大致估計(jì)至八十年代中期，強(qiáng)制儲蓄占居民儲蓄的成份低于1/3。進(jìn)入九十年代該比重繼續(xù)下降。由此可以認(rèn)為，強(qiáng)制儲蓄已經(jīng)不是影響我國居民儲蓄的主要因素。
4、利息率和通貨膨脹率不構(gòu)成影響我國居民儲蓄的主要因素。
用收入增長的儲蓄模型對儲蓄率與利息率的關(guān)系做回歸分析后發(fā)現(xiàn)，利率彈性由79年以前的負(fù)值轉(zhuǎn)為79年以后的正值。彈性的顯著性略有提高，但均未達(dá)到顯著的程度。由此可以得出我國居民儲蓄的利率彈性很低的結(jié)論。論文對這一現(xiàn)象的解釋主要從利率敏感性和財(cái)產(chǎn)的期限結(jié)構(gòu)兩個(gè)角度進(jìn)行的。
利率的敏感性指人們對于利率變化的反應(yīng)程度。很低的利率敏感性必然有低利率彈性。利率敏感性的高低主要取決于收入水平和利率水平。我國居民長期的低收入水平從根本上決定利率的彈性很低，無論是正的彈性還是負(fù)的彈性。改革以后居民收入水平迅速提高，但到1991年（本論文的截止分析期），居民財(cái)富積累依然有限。這使79年以后利率彈性略有提高但仍未高到足以影響居民儲蓄的程度。低于真實(shí)利率水平的名義利率也會抑制利率的敏感性。我國長期實(shí)行嚴(yán)格的利率管制以及過低的利率水平在很大程度上抑制了利率的敏感性和儲蓄的利率彈性。
在利率敏感性既定的條件下，居民財(cái)產(chǎn)期限結(jié)構(gòu)是影響利率彈性以及彈性正負(fù)方向的重要因素。利率對儲蓄的影響有正的替代效應(yīng)和負(fù)的收入效應(yīng)。利率的彈性則取決于兩個(gè)相反的效應(yīng)相互抵消的結(jié)果。當(dāng)財(cái)產(chǎn)以長期為主時(shí)，利率的替代效應(yīng)較強(qiáng)；當(dāng)財(cái)產(chǎn)以短期為主時(shí)，利率的收入效應(yīng)較強(qiáng)。我國人口增長的特征、金融市場的發(fā)達(dá)程度和收入水平?jīng)Q定居民財(cái)產(chǎn)以中短期為主，這決定了79年以前利率很弱的負(fù)效應(yīng)和79年以后略有提高但依然很弱的正效應(yīng)。
按照我國人口增長、收入增長和金融市場的發(fā)展趨勢，我國未來一段時(shí)期內(nèi)以替代效應(yīng)為主的利率彈性會略有提高。但可能仍然不會成為影響儲蓄的主要決定因素。
實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)通貨膨脹對儲蓄率有不顯著的負(fù)效應(yīng)。對這一現(xiàn)象的解釋是我國長期低收入水平下過低的財(cái)富積累水平和貨幣幻覺的作用。1979年以后隨我國居民收入水平提高，通貨膨脹對儲蓄的影響力可能會增強(qiáng)，但貨幣幻覺的作用又使這一影響力不確定。貨幣幻覺的存在可以使通貨膨脹對儲蓄形成兩種相反的作用，因而減弱通貨膨脹的作用力度。
由分析得出的結(jié)論是，無論現(xiàn)在還是將來，都不宜將利率與通貨膨脹率作為決定居民儲蓄率的重要因素。
5、社會保障程度對我國居民儲蓄率起到明顯的抑制作用，但不改變居民儲蓄率的基本模式。這意味著除非社會保障制度發(fā)生變化，否則，該因素對居民儲蓄率的變化沒有影響。
根據(jù)中國現(xiàn)有的社會保障體系主要覆蓋城鎮(zhèn)國有企業(yè)職工的特點(diǎn)，將社會保障對儲蓄影響的分析分別就城鎮(zhèn)與農(nóng)村進(jìn)行。所依據(jù)的基本理論是生命周期假說。
研究發(fā)現(xiàn)，我國正在進(jìn)行的社會保障制度變革可能使城鎮(zhèn)居民儲蓄率略有提高，農(nóng)村居民的儲蓄率則由于農(nóng)村社會保障制度的發(fā)展進(jìn)程緩慢，在相當(dāng)長的時(shí)期內(nèi)不會因此發(fā)生變化?？紤]到農(nóng)村人口占中國人口的絕大多數(shù)，若按人口平均的話，社會保障制度變革對我國居民儲蓄的可能影響不大。因此，可以將社會保障的因素排除在決定我國居民儲蓄的主要因素之外。
6、信貸約束對我國居民儲蓄有一定影響。用永久收入模型檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)79年前后信貸約束有從很強(qiáng)到開始緩慢減弱的變化過程。因此判斷，79年以前較強(qiáng)的信貸約束可能構(gòu)成抑制居民儲蓄和消費(fèi)行為的跨時(shí)預(yù)算約束特征的因素之一。79年以后信貸約束減弱則有助于加強(qiáng)該特征。但是，從79年以后收入大幅度提高與信貸約束緩慢減弱的情況看，信貸約束并不構(gòu)成決定居民儲蓄率變化的主要因素。
7、遺產(chǎn)動機(jī)目前不構(gòu)成我國居民的主要儲蓄動機(jī)，估計(jì)遺產(chǎn)在居民財(cái)富中所占的比重很低。遺產(chǎn)動機(jī)的強(qiáng)弱以及遺產(chǎn)率（遺產(chǎn)占財(cái)產(chǎn)的比重）取決于居民收入分配的非均衡程度。按照我國經(jīng)濟(jì)學(xué)界的一些研究成果，一段時(shí)期內(nèi)收入分配的非均衡程度將會隨收入增長進(jìn)一步擴(kuò)大，居民的遺產(chǎn)動機(jī)也會和遺產(chǎn)率也會提高。遺產(chǎn)動機(jī)對我國居民儲蓄的影響會加強(qiáng)。但如果遺產(chǎn)率基本穩(wěn)定并且遺產(chǎn)不占財(cái)產(chǎn)的主要比重，遺產(chǎn)動機(jī)的存在基本不影響居民的儲蓄模式。根據(jù)西方經(jīng)濟(jì)學(xué)界的有關(guān)研究，該假設(shè)條件在發(fā)達(dá)國家存在。由此可以初步認(rèn)為，居民遺產(chǎn)在我國居民財(cái)產(chǎn)中有增加的趨勢，但并不影響居民的儲蓄行為模式?？紤]到遺產(chǎn)動機(jī)的大小隨收入增長擴(kuò)大的性質(zhì)，可以將該因素納入到收入增長的儲蓄模型中一并考慮。
8、對各相關(guān)因素做逐一分析后，可以認(rèn)為在未來的一段時(shí)間內(nèi)影響我國居民儲蓄率的最主要因素是收入增長。如果假定社會的勞動生產(chǎn)率不變，用人口變化趨勢的有關(guān)數(shù)據(jù)對勞動人口增長的儲蓄模型進(jìn)行趨勢預(yù)測，發(fā)現(xiàn)直到2010年以前，居民儲蓄率呈穩(wěn)定上升的趨勢，此后趨于下降。因此，從現(xiàn)在起直至2010年是我國的儲蓄和社會財(cái)富積累的黃金時(shí)期。緊緊抓住這一由人口變動規(guī)律創(chuàng)造的機(jī)會，為2010年以后的經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長和社會保障奠定豐足的基礎(chǔ)，具有十分重要的戰(zhàn)略意義。
四、關(guān)于基本結(jié)論的政策含義
首先，絕對收入水平對目前我國居民儲蓄的重要影響意味著高收入階層的儲蓄在—定程度上是我國居民儲蓄的重要來源。因此，不必過急地采取消除收入差異的稅收政策，以便盡可能多地挖掘儲蓄資源。但是，絕對收入對居民儲蓄的決定作用正逐漸被收入增長替代的趨勢，則意味著高收入階層對社會儲蓄有較多貢獻(xiàn)的基礎(chǔ)正在減弱。順應(yīng)這一趨勢，應(yīng)及時(shí)消除意在擴(kuò)大儲蓄的收入差異稅收保護(hù)。
房價(jià)影響居民儲蓄率
中國社會科學(xué)院 李雪松等
“房價(jià)上漲、多套房決策與中國城鎮(zhèn)居民儲蓄率”
《經(jīng)濟(jì)研究》工作論文第792號
21世紀(jì)初以來，中國國民儲蓄率穩(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)、政府的儲蓄率顯著提高，居民儲蓄率也在高位有所上升，2013年居民儲蓄率已超過20%。
利用2011年的中國家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)，就房價(jià)上漲、多套房決策對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響進(jìn)行考察，就房價(jià)上漲對多套房決策的影響機(jī)制及對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的異質(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，房價(jià)上漲對中國城鎮(zhèn)家庭多套房決策具有顯著的正向影響。房價(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上升約1個(gè)百分點(diǎn)。房價(jià)上漲對家庭多套房決策的影響存在顯著的異質(zhì)性。當(dāng)房價(jià)上漲時(shí)，高收入家庭、戶主就職于政府部門的家庭、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。房價(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，房價(jià)上漲對居民儲蓄率有顯著的正面影響，房價(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，并推高了儲蓄率。房價(jià)上漲每提高1個(gè)百分點(diǎn)，城鎮(zhèn)居民儲蓄率會上升1個(gè)百分點(diǎn)。
第三，多套房決策對城鎮(zhèn)居民儲蓄率有顯著的負(fù)面影響，多套房家庭的財(cái)富效應(yīng)降低了儲蓄率。多套房決策對家庭儲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蓄率平均下降約10個(gè)百分點(diǎn)。房價(jià)上漲及多套房決策都對城鎮(zhèn)居民儲蓄率有顯著影響，但兩者對儲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，但應(yīng)抑制因房價(jià)上漲過快因素所引致的居民高儲蓄率。 制度
政府調(diào)控房價(jià)空間較小
浙江財(cái)經(jīng)大學(xué) 李永友
“房價(jià)上漲的需求驅(qū)動和漣漪效應(yīng)――兼論我國房價(jià)問題的應(yīng)對策略”
過去十多年，影響中國房價(jià)變化的因素很多，且不同因素對房價(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，都是市場和市場主體的自然反應(yīng)。相反，供給面因素對房價(jià)的貢獻(xiàn)最小，僅約-2.5%，且主要是針對房產(chǎn)企業(yè)的信貸所致。對各因素的貢獻(xiàn)進(jìn)行比較后發(fā)現(xiàn)，政府調(diào)控房價(jià)的空間很小。
鑒于中國城市房價(jià)問題最主要來自需求因素，而強(qiáng)大的需求因素又來自城鄉(xiāng)分割治理和長期形成的巨大城鄉(xiāng)差異，以及現(xiàn)有的二級土地制度。因此，政府應(yīng)改變目前在房地產(chǎn)市場的一些調(diào)控政策和思路，充分發(fā)揮市場機(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
由于網(wǎng)絡(luò)課程的課堂規(guī)?？梢院艽螅枰拿鎸γ娼涣鲄s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利性非專業(yè)類公立高等教育機(jī)構(gòu)。IPEDS很難追蹤網(wǎng)絡(luò)課程和其他非學(xué)位類網(wǎng)絡(luò)項(xiàng)目。而學(xué)生們也很少通過網(wǎng)絡(luò)課程就讀專業(yè)類高等教育機(jī)構(gòu)。
關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)居民儲蓄水平;利率;可支配收入;基尼系數(shù)
中圖分類號：F83 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A
收錄日期：2015年1月14日
改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)蓬勃發(fā)展趨勢，人民生活水平普遍提高，與此同時(shí)，我國居民的儲蓄也隨之快速增長。進(jìn)入90年代以后，我國居民儲蓄存款余額始終保持在兩位數(shù)的增長速度。我國居民儲蓄率一直是世界上最高的，這一現(xiàn)象引起國內(nèi)各經(jīng)濟(jì)學(xué)家及政府的廣泛關(guān)注，較高的居民儲蓄直接影響到我國整個(gè)經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行，所以對我國居民儲蓄存款的問題進(jìn)行研究很有必要。我們可以對研究的結(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)者對此問題做過相關(guān)模型分析，但各自選定的變量各有差異，筆者通過對前人的研究成果進(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)性支出以及儲蓄的總和，即居民家庭可用于自由支配的收入。居民儲蓄的根本來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也就越多，也就直接影響到居民的儲蓄率，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。存款利率對居民儲蓄的影響也不容忽視，在西方經(jīng)濟(jì)學(xué)里，利率通常和儲蓄成正比，因?yàn)槔试礁呔用竦玫嚼⒃蕉?，就更愿意把錢存入銀行，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)是一年的變動利率加權(quán)平均后的利率。
（三）城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)?；嵯禂?shù)是用來定量測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，社會的平均消費(fèi)傾向就會越高，社會的儲蓄傾向就會越低。所以，把基尼系數(shù)選入作為解釋變量。
另外，價(jià)格指數(shù)和通貨膨脹率也對儲蓄率有一定影響，鑒于數(shù)據(jù)無法完整得到，放棄對其分析。
理論模型設(shè)計(jì)如下變量：Y代表城鎮(zhèn)居民儲蓄率;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)人們也要花錢消費(fèi)，也就是有生活必需品消費(fèi)支出，儲蓄率為負(fù)。
B1表示當(dāng)城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入變動1元時(shí)，城鎮(zhèn)居民儲蓄率相對應(yīng)的變動單位數(shù)。
B2表示當(dāng)一年期利率變動一個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，城鎮(zhèn)居民儲蓄率相對應(yīng)的變動單位數(shù)。
B3表示基尼系數(shù)對儲蓄率的影響。
u表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。
二、回歸與結(jié)果
對被解釋變量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）對于模型的經(jīng)濟(jì)意義的檢驗(yàn)。一般來說，居民的可支配收入越多，儲蓄率越高;儲蓄利潤率越高，居民儲蓄率也高;而基尼系數(shù)越大，即貧富差距越大，儲蓄率降低。且B0的值為正值，說明居民有必要的消費(fèi)需求?；貧w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，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，居民儲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，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)符號符合經(jīng)濟(jì)意義，且t檢驗(yàn)通過。確定回歸模型為F（X1，X3）。
但是，對該回歸方程進(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，儲蓄率上升大約0.17%，同樣，儲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，通過模型的修正和優(yōu)化，本文得出的最終回歸方程中并沒有包含最初的解釋變量X2，說明存款利率對于儲蓄率的影響并不顯著或者相對于其他解釋變量解釋力度過低，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，本文并沒有對其進(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)所對應(yīng)的P值為0.004360<0.01，通過了F檢驗(yàn)，說明該回歸模型在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。
基于上述模型問題的討論，筆者對于城鎮(zhèn)居民的儲蓄提出兩點(diǎn)建議：首先，一個(gè)國家的儲蓄額反應(yīng)的是國民對于國家發(fā)展的期望值，是國家進(jìn)行投資發(fā)展的重要經(jīng)濟(jì)來源，所以應(yīng)該通過宏觀或者微觀等經(jīng)濟(jì)手段，例如提高人均可支配收入，加大政府購買和轉(zhuǎn)移支付的力度，將國民儲蓄率保持在一個(gè)良好的水平之下。其次，一個(gè)國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展離不開市場經(jīng)濟(jì)的發(fā)達(dá)，過度的儲蓄會降低市場購買，抑制商品經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，國家應(yīng)當(dāng)通過調(diào)控手段，例如減小基尼系數(shù)，縮小貧富差距，刺激購買和消費(fèi)，保證市場活力和經(jīng)濟(jì)流通速率，確保居民日常經(jīng)濟(jì)活動正常運(yùn)行。
主要參考文獻(xiàn)：
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關(guān)鍵詞：人口年齡結(jié)構(gòu) 居民儲蓄率 關(guān)系 撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)
問題的提出
江蘇省作為我國東部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，2010年GDP排名位于全國第二。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民儲蓄率，2010年已高達(dá)58.39%。江蘇省統(tǒng)計(jì)年鑒顯示，2010年城鄉(xiāng)居民存款儲蓄額已達(dá)23334.8億元，占當(dāng)年總GDP的56.33%；企業(yè)部門儲蓄額為19148.59億元，占當(dāng)年總GDP的46.22%；政府部門儲蓄額569.95億元，占當(dāng)年總GDP的1.376%。從統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來看，居民儲蓄和企業(yè)儲蓄對江蘇省高儲蓄貢獻(xiàn)較大，企業(yè)儲蓄所占比例較小。
現(xiàn)有的關(guān)于高儲蓄率的形成原因，學(xué)術(shù)界對其有不同的解釋，比如：經(jīng)濟(jì)的快速增長，居民的“預(yù)防性儲蓄”動機(jī)，社會保障體系的不完善，男女比例失衡以及人口結(jié)構(gòu)的變動等。
全國第六次人口普查數(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？本文對此進(jìn)行驗(yàn)證。
人口年齡結(jié)構(gòu)與儲蓄率理論介紹
現(xiàn)有的關(guān)于人口年齡結(jié)構(gòu)與儲蓄率的關(guān)系研究基本上都是基于Medigliani（1954）提出的生命周期假說（LCH）。生命周期假說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)槲磥硎杖霑黾?，因此在這一階段，往往會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)家庭中基本上沒有儲蓄或有很少的儲蓄。進(jìn)入中年階段后，家庭收入會增加，但消費(fèi)在收入中所占的比例會降低，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蓄起來用于防老。退休以后，收入下降，這時(shí)需要依靠年輕時(shí)的儲蓄來消費(fèi)，從而社會儲蓄率又會下降。1976年，Medigliani對生命周期理論進(jìn)行擴(kuò)展，認(rèn)為儲蓄率會隨被撫養(yǎng)人口的比例上升而下降，隨勞動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)的角度來研究人口年齡結(jié)構(gòu)變動與儲蓄的關(guān)系，Coale and Hoover（1958）從宏觀角度提出了人口轉(zhuǎn)變過程的“撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)假說”（Dependency Hypothesis，DH）。該假說認(rèn)為，下降的嬰兒死亡率和上升的生育率導(dǎo)致勞動年齡人口背負(fù)的少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)上升，導(dǎo)致社會儲蓄隨之減少。隨著生育率的下降和經(jīng)濟(jì)活動人口的急劇增加，勞動年齡人口背負(fù)的少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)減輕，社會儲蓄也增加。最后，人口年齡結(jié)構(gòu)變動表現(xiàn)為巨大的老齡撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)，這將削弱儲蓄力度并使經(jīng)濟(jì)增長速度減緩。
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)比與儲蓄率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。Kraay（2000）通過不同國家截面數(shù)據(jù)的估計(jì)，認(rèn)為老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)比對社會儲蓄率存在顯著的負(fù)作用，而少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)比對儲蓄的影響并不顯著。汪偉（2009）運(yùn)用中國1989-2006年的省際面板數(shù)據(jù)，得到少兒撫養(yǎng)比對居民儲蓄影響為負(fù)，老年撫養(yǎng)比對居民儲蓄影響為正，且均顯著。李魁（2010）通過采用全國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)比對儲蓄率有負(fù)的影響，在10%水平上顯著，老年贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)比對儲蓄率有正的影響，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)對我國儲蓄率的影響存在明顯城鄉(xiāng)差異。
總體來看，關(guān)于人口年齡結(jié)構(gòu)與儲蓄率的關(guān)系，至今還沒有一個(gè)明確的定論。已有的研究大多是利用面板數(shù)據(jù)對儲蓄率進(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)變動對城鎮(zhèn)居民儲蓄率和農(nóng)村居民儲蓄率的影響，為江蘇省關(guān)于人口與社會經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展方面提供對策建議。
數(shù)據(jù)、變量選取
由于本文要考慮人口年齡結(jié)構(gòu)對儲蓄率的影響，選擇江蘇省1995-2010年城鎮(zhèn)居民人均儲蓄率和農(nóng)村居民人均儲蓄率數(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)居民人均儲蓄率（CS）和農(nóng)村居民人均儲蓄率（US）分別是城鎮(zhèn)居民人均儲蓄額和農(nóng)村居民人均儲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名勞動力要贍養(yǎng)的老人數(shù)量。從微觀上來講，人口自然增長率同居民儲蓄率存在一定的關(guān)系，所以引進(jìn)江蘇省人口自然增長率，用NR表示。
以上數(shù)據(jù)由中國統(tǒng)計(jì)年鑒和江蘇省統(tǒng)計(jì)年鑒整理得來，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)行測算，分析城鎮(zhèn)居民儲蓄率（CS）和農(nóng)村居民儲蓄率（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率在原序列平穩(wěn)外，其余序列經(jīng)過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)居民儲蓄率、農(nóng)村居民儲蓄率與少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)比、老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)比、人口自然增長率符合協(xié)整的必要條件。分別對城鎮(zhèn)居民儲蓄率和農(nóng)村居民儲蓄率與各自變量進(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)果見表2。
通過對兩個(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%顯著性水平上通過檢驗(yàn)；E2的t檢驗(yàn)值為-3.872195，在5%的顯著性水平上通過檢驗(yàn)。說明兩個(gè)殘差序列均平穩(wěn)，意味著城鎮(zhèn)居民儲蓄率和農(nóng)村居民儲蓄率與各指標(biāo)之間存在長期協(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)比對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響為負(fù)，對農(nóng)村居民儲蓄率影響為為正，并且影響效果顯著；老年人口撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民儲蓄率影響和農(nóng)村居民儲蓄率影響均為正，但是對城鎮(zhèn)居民儲蓄率影響不顯著，對農(nóng)村居民儲蓄率有顯著的影響。第二，少兒撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民儲蓄率負(fù)的影響大于老年負(fù)擔(dān)比對其正的影響，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)居民儲蓄率上升約0.303個(gè)百分點(diǎn)。少兒撫養(yǎng)比對農(nóng)村居民儲蓄率的影響大于老年負(fù)擔(dān)比對其的影響，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)村居民儲蓄率上升0.896個(gè)百分點(diǎn)。第三，人口自然增長率對城鎮(zhèn)居民儲蓄率有正的影響，其每增長一個(gè)百分點(diǎn)，城鎮(zhèn)居民儲蓄率增加2.728個(gè)百分點(diǎn)；但對農(nóng)村農(nóng)村居民儲蓄率有負(fù)的影響，其每增加一個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)村居民儲蓄率下降4.244個(gè)百分點(diǎn)。第四，從常數(shù)項(xiàng)來看，城市居民存在更多的自發(fā)性儲蓄行為，農(nóng)村居民相對來說自發(fā)性儲蓄比較少，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)儲蓄率和農(nóng)村居民儲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)居民儲蓄率和農(nóng)村居民儲蓄率的影響指標(biāo)的短期行為和長期變化結(jié)合起來。先對各自變量序列進(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)說明上述兩個(gè)模型擬合度較好，變量之間無明顯共線性。誤差修正項(xiàng)為負(fù)，說明均衡誤差對短期波動收斂于長期均衡有較好的調(diào)節(jié)作用。當(dāng)城市儲蓄率和農(nóng)村居民儲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)與居民儲蓄率的關(guān)系，本文采用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)法來判斷江蘇省城鎮(zhèn)居民儲蓄率和農(nóng)村居民儲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)和人口自然增長率與城鎮(zhèn)居民儲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)比和人口自然增長率與農(nóng)村居民儲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)比對城鎮(zhèn)居民儲蓄率和農(nóng)村居民儲蓄率之間的長期動態(tài)影響，可通過繪制脈沖響應(yīng)圖來衡量。
由圖1可知，少兒撫養(yǎng)比對農(nóng)村居民儲蓄的影響是一個(gè)長期的過程，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年后開始逐漸減弱。
由圖2可知，老年撫養(yǎng)比對農(nóng)村居民儲蓄的影響持續(xù)時(shí)間長達(dá)15年，影響最大的是前8年，在第10年后開始逐漸減弱。
由圖3可知，少兒撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響同樣是個(gè)長期的過程，影響最大的是前5年，從第7年后影響開始逐漸減弱。
江蘇省少兒撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民儲蓄率有顯著的負(fù)影響，對農(nóng)村居民儲蓄率有顯著的正影響，即少兒撫養(yǎng)比的下降使城鎮(zhèn)居民儲蓄率上升，農(nóng)村居民儲蓄下降，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，能夠儲蓄的錢相對增加。老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響比較模糊，城鎮(zhèn)社會保障政策的相對完善，而且老人有更多的再就業(yè)機(jī)會等原因，使老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)的增加對城鎮(zhèn)居民儲蓄率沒有太大的影響。農(nóng)村居民收入相對較低，除去日常生活消費(fèi)開支外，能儲蓄的錢相對較少。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)對農(nóng)村的影響年限長于城鎮(zhèn)，所以農(nóng)村老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對農(nóng)村居民儲蓄仍然存在正的顯著影響，預(yù)防性養(yǎng)老儲蓄在農(nóng)村還是比較普遍。人口自然增長率對城鄉(xiāng)居民儲蓄率的不同效應(yīng)影響，進(jìn)一步說明了城鄉(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
本文對江蘇省人口年齡結(jié)構(gòu)對城鎮(zhèn)居民儲蓄率和農(nóng)村居民儲蓄率的協(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)比對江蘇省城鎮(zhèn)居民儲蓄率和農(nóng)村居民儲蓄率存在長期協(xié)整關(guān)系。并且少兒人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)和人口自然增長率與城鎮(zhèn)居民儲蓄率存在因果關(guān)系，老年人口負(fù)擔(dān)和人口自然增長率與農(nóng)村居民儲蓄率存在因果關(guān)系。同時(shí)繪制脈沖響應(yīng)圖，說明人口撫養(yǎng)比對城鄉(xiāng)居民儲蓄率的長期動態(tài)影響，結(jié)果顯示，人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對農(nóng)村的影響時(shí)間年限長于對城鎮(zhèn)的影響時(shí)間年限，撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對農(nóng)村居民儲蓄率的影響相對城鎮(zhèn)居民儲蓄率來說更加深遠(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，特別要鼓勵城鎮(zhèn)居民消費(fèi)，用消費(fèi)拉動內(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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關(guān)鍵詞：儲蓄;投資;相關(guān)性
中圖分類號：F045-6 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A
文章編號：1000-176X(2007)11-0003-07
一、 引 言
儲蓄是投資的資金來源，儲蓄―投資的轉(zhuǎn)化是經(jīng)濟(jì)學(xué)一直關(guān)注的一個(gè)核心問題。凱恩斯理論分析了影響儲蓄和投資的諸因素，并把“投資＝儲蓄”看成是經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長的前提條件，但卻沒有分析如何實(shí)現(xiàn)這個(gè)條件。哈羅德―多馬模型則認(rèn)為，只要保證經(jīng)濟(jì)有一個(gè)“合意的增長率”，儲蓄便能自動地全部轉(zhuǎn)化為投資。新古典模型也建立在儲蓄完全轉(zhuǎn)化為投資的基礎(chǔ)之上。然而，實(shí)際經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中由于各種因素的影響，儲蓄只能部分轉(zhuǎn)化成投資。儲蓄能否完全轉(zhuǎn)化為投資，或者說有多大比例的儲蓄能夠轉(zhuǎn)化為投資，影響到一國經(jīng)濟(jì)能否實(shí)現(xiàn)穩(wěn)定增長。
學(xué)術(shù)界都對儲蓄投資相關(guān)性問題有著大量的研究，得出的結(jié)論也各不相同。Feldstein[4]和Horioka選取了16個(gè)OECD國家1960―1974年間的平均儲蓄和平均投資數(shù)據(jù)進(jìn)行截面回歸，發(fā)現(xiàn)一國國內(nèi)的儲蓄和投資具有很高的正相關(guān)性。他們認(rèn)為可以把國內(nèi)儲蓄和投資的相關(guān)性作為檢驗(yàn)國際資本流動程度的標(biāo)準(zhǔn)。這是因?yàn)?，在封閉經(jīng)濟(jì)條件下，國內(nèi)儲蓄是一個(gè)國家國內(nèi)投資的惟一來源；而開放經(jīng)濟(jì)條件下，國內(nèi)儲蓄不再是投資的惟一來源，還可以利用國外儲蓄。如果國際資本能夠充分流動，那么從理論上說，國內(nèi)儲蓄和投資應(yīng)該是兩個(gè)獨(dú)立變動的變量。Feldstein和Horioka還將OECD樣本國家總儲蓄分為居民、政府和企業(yè)三個(gè)部分，對各部門儲蓄與總投資的相關(guān)性進(jìn)行了簡要分析，發(fā)現(xiàn)企業(yè)儲蓄對總投資貢獻(xiàn)要大于居民儲蓄和政府儲蓄。
Feldstein和Horioka的研究引起了經(jīng)濟(jì)學(xué)界激烈的爭論，之后涌現(xiàn)出大量的理論和經(jīng)驗(yàn)分析[5]。很多文獻(xiàn)試圖從交易成本、資本市場管制、各種經(jīng)濟(jì)周期沖擊和國家規(guī)模等方面來解釋儲蓄投資的高相關(guān)性[1-11]。而對于儲蓄投資相關(guān)性作為國際資本流動程度的檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)，也有不少學(xué)者提出了不同的意見。Tesar、Levy和Corbin都認(rèn)為儲蓄投資相關(guān)性不包含任何有關(guān)實(shí)際資本流動的信息，不能用來檢驗(yàn)國際資本流動程度[3-10-11]。近年來國內(nèi)也有不少研究儲蓄與投資的關(guān)系的文獻(xiàn)。武劍[14]、肖紅葉和周國富[18]等對中國較低的儲蓄投資轉(zhuǎn)化率進(jìn)行了定性分析。包群等[13]利用脈沖響應(yīng)函數(shù)的方法對居民儲蓄、政府儲蓄和投資數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)中國居民儲蓄在投資轉(zhuǎn)化過程中存在明顯的時(shí)滯效應(yīng)。而許雄奇和符濤利用誤差修正模型進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)總儲蓄和總投資之間存在長期協(xié)整關(guān)系和短期動態(tài)調(diào)整機(jī)制。[15]
上述絕大多數(shù)文獻(xiàn)集中研究的是總儲蓄與總投資的相關(guān)性，而很少有文獻(xiàn)對分部門儲蓄與投資的相關(guān)性進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)研究和分析。Kuijs[8]把中國儲蓄細(xì)分為居民、政府和企業(yè)三個(gè)部門進(jìn)行研究，并通過分析得出中國2000年以來的儲蓄率上升，主要是歸因于企業(yè)儲蓄率與政府儲蓄率的上升。張明也談到，中國國內(nèi)儲蓄存在著一個(gè)獨(dú)特的現(xiàn)象，即從國際比較來看，中國的居民儲蓄、企業(yè)儲蓄和政府儲蓄都并不是最高，但由于這三個(gè)部門的儲蓄率都居高不下，所以帶來了中國的總儲蓄率遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其他國家，甚至高于其他以高儲蓄著稱的東亞國家。[20]由此可見，分析中國的儲蓄投資問題時(shí)，區(qū)分出政府、居民和企業(yè)這三個(gè)不同的部門是非常有必要的。本文試圖采用向量誤差修正（VEC）模型和一般脈沖反應(yīng)函數(shù)等方法，對中國分部門儲蓄與投資的相關(guān)性重新進(jìn)行分析，以期得到有關(guān)中國儲蓄與投資相關(guān)性的更為準(zhǔn)確的結(jié)論。
二 、理論模型和數(shù)據(jù)來源
根據(jù)封閉經(jīng)濟(jì)中的國民收入核算法（SNA），支出法的國民收入可表示為：
其中:(Y-C-T)為私人部門儲蓄（Private Saving），(T-G)為政府部門儲蓄(Public Saving)。近年來企業(yè)儲蓄是中國儲蓄的重要組成部分，因此，很有必要把企業(yè)儲蓄也納入模型。
將私人部門儲蓄(Y-C-T)分為居民儲蓄和企業(yè)儲蓄兩部分，在封閉條件下根據(jù)（3）式則有:
由式（4），本文構(gòu)造如下模型Feldstein和Horioka（1980）所使用的分部門儲蓄與投資相關(guān)性估計(jì)模型與本文采用估計(jì)模型完全一樣。：
本文利用向量誤差修正模型(VECM) 來對分部門儲蓄和投資關(guān)系進(jìn)行分析。本文采用1978―2005年的中國國內(nèi)總投資率、居民儲蓄率、政府儲蓄率和企業(yè)儲蓄率數(shù)據(jù)（分別為總資本形成額、居民儲蓄、政府儲蓄和企業(yè)儲蓄占GDP的比重），數(shù)據(jù)由UBS根據(jù)CEIC數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)估算而得。根據(jù)張明（2007），Anderson采用了以下方法來計(jì)算中國的部門總儲蓄率：用支出法GDP統(tǒng)計(jì)中的國內(nèi)總投資和經(jīng)常賬戶盈余數(shù)據(jù)計(jì)算出國內(nèi)總投資率，根據(jù)農(nóng)村和城鎮(zhèn)抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)估算家庭總儲蓄率，用財(cái)政賬戶估算政府總儲蓄率，而企業(yè)總儲蓄率則是一個(gè)余額。
三、經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)及結(jié)果分析
本文對分部門儲蓄與投資的相關(guān)性的經(jīng)驗(yàn)分析包括五個(gè)階段：首先對投資率、居民儲蓄率、
政府儲蓄率和企業(yè)儲蓄率進(jìn)行單位根檢驗(yàn)；如果確認(rèn)各序列有單位根，就進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)；如果協(xié)整關(guān)系存在，就利用向量誤差修正模型（VEC）進(jìn)行估計(jì)；然后用Granger因果檢驗(yàn)三部分儲蓄率與投資率之間的因果關(guān)系；最后用一般脈沖響應(yīng)函數(shù)來描述分部門儲蓄對投資率的短期和長期動態(tài)反應(yīng)。
（一）單位根檢驗(yàn)
一般來說，宏觀經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)具有不平穩(wěn)的特征，需要對它們進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。表1 給出了這些序列的水平值及一階差分?jǐn)U展的ADF檢驗(yàn)值，考慮數(shù)據(jù)是年度數(shù)據(jù)，我們?nèi)?作為最大滯后階數(shù)，并以AIC（Akaike Information Criterion）信息準(zhǔn)則和SC（Schwarz Criterion）信息準(zhǔn)則來判斷實(shí)際滯后階數(shù)，以及是否選取趨勢項(xiàng)及截距項(xiàng)。
表1si、sp、sg和se四個(gè)序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果
變量
水平檢驗(yàn)結(jié)果一階差分檢驗(yàn)結(jié)果
檢驗(yàn)方法如下:首先對序列水平值做單位根檢驗(yàn)，再對一階差分做單位根檢驗(yàn)。如果水平值接受單位根原假設(shè)，而一階差分拒絕單位根原假設(shè)，我們就認(rèn)為序列具有I (1) 過程。一般認(rèn)為，如果一階差分是平穩(wěn)的，那么二階差分也是平穩(wěn)的，因此，在此不做I(2) 檢驗(yàn)。見表1。
投資率1%的水平上接受原假設(shè)，其余的數(shù)據(jù)水平值都在5%的水平上接受原假設(shè)，即序列是非平穩(wěn)的。但是，在一階差分后，si、sp、sg差分序列在1%的顯著水平都是平穩(wěn)的，se差分序列的差分序列在5%的顯著水平是顯著的。因此，si、sp、sg和se四個(gè)序列都是非平穩(wěn)的I（1）的過程。
（二）Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)
對于具有相同單位根性質(zhì)的時(shí)序數(shù)據(jù)，可以利用Johansen 檢驗(yàn)來判斷它們是否具有協(xié)整關(guān)系，從而考察si、sp、sg和se四個(gè)變量序列之間是否存在長期穩(wěn)定的變動關(guān)系。Johansen 檢驗(yàn)的基本原理是采用最大似然法估計(jì)包含有關(guān)變量一階差分滯后項(xiàng)和水平量一階滯后項(xiàng)的向量自回歸(VAR) 模型，同時(shí)解出其中水平量估計(jì)系數(shù)矩陣中對應(yīng)不同秩數(shù)的特征根。
首先，建立一個(gè)VAR（P）模型：
其次，應(yīng)當(dāng)確認(rèn)模型的滯后階數(shù)p，以便為下一步的協(xié)整檢驗(yàn)提供一個(gè)合適的滯后階數(shù)。無論是在Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)還是向量誤差修正模型（VEC），滯后階數(shù)p都是一個(gè)重要的參數(shù)。實(shí)際研究中，比較常用的方法是AIC（Akaike Information Criterion）信息準(zhǔn)則和SC（Schwarz Criterion）信息準(zhǔn)則。我們用常用的方法，先估計(jì)一個(gè)向量回歸模型（VAR），通過檢驗(yàn)它的滯后階數(shù)來選取相應(yīng)協(xié)整分析中的階數(shù)?？紤]本文所用數(shù)據(jù)均為年度數(shù)據(jù)，滯后階數(shù)超過3表示的意義不大，故最大滯后階數(shù)選為3，因而得到不同滯后階數(shù)VAR模型的AIC和SC值（見表2）。
根據(jù)AIC和SC 信息準(zhǔn)則，AIC、SC的值越小越好。根據(jù)AIC準(zhǔn)則判斷，滯后階數(shù)應(yīng)為3，而根據(jù)SC準(zhǔn)則判斷，滯后階數(shù)應(yīng)該取1。不過考慮到VAR模型回歸得到了數(shù)個(gè)顯著的3階滯后項(xiàng)的系數(shù)，因此本文采取AIC準(zhǔn)則，VAR模型取3階滯后。
最后，進(jìn)行Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)。Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)需要注意的是協(xié)整檢驗(yàn)是用ΔYt 對ΔYt-1，ΔYt-2，ΔYt-p，及其他外生變量作回歸的，此時(shí)與原序列的最大滯后階數(shù)要小于1。由上面VAR 模型的滯后階數(shù)判斷可知，協(xié)整檢驗(yàn)的滯后區(qū)間應(yīng)設(shè)定為（1，2）。根據(jù)本文數(shù)據(jù)的特性，檢驗(yàn)時(shí)協(xié)整形式選取序列有線性趨勢但協(xié)整方程只有截距，可得表3。
由表3可知，跡統(tǒng)計(jì)量在5%的顯著水平上判定存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系，極大值檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量在10%的顯著水平上判定存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系。這證明si、sp、sg和se 之間存在協(xié)整關(guān)系，即投資率、居民儲蓄率、政府儲蓄率和企業(yè)儲蓄率之間確實(shí)存在長期均衡關(guān)系。
（三）向量誤差修正模型(VECM) 估計(jì)
VEC模型是含有協(xié)整約束的VAR 模型，一般用于具有協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)時(shí)間序列建模。向量誤差修正模型為我們提供了分析長期動態(tài)關(guān)系的工具，利用Johanson方法對向量誤差修正模型(VECM) 進(jìn)行估計(jì)。根據(jù)上文的分析，滯后階數(shù)取2，則上文設(shè)定的誤差修正方程為：
其中，（）內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差，［ ］內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)量。sg、se兩個(gè)變量的t統(tǒng)計(jì)量不顯著，但考慮到該方程中sg、se兩個(gè)變量對于解釋si必不可少，本文予以保留。
用Eviews5-0得到的短期誤差修正方程，在5%的顯著水平，查表可得自由度為15(n-p-1=15為自由度)時(shí)t統(tǒng)計(jì)量臨界值為1-75（顯著水平為10%時(shí)t統(tǒng)計(jì)量臨界值為1-34）。在5％顯著水平，剔除不顯著回歸系數(shù)得結(jié)果如下：
首先，從協(xié)整方程上看，在前人研究中，只考慮整體儲蓄或兩部門儲蓄（居民儲蓄和政府儲蓄），一般得到的結(jié)果是中國儲蓄和投資之間存在長期的正相關(guān)性。與以往結(jié)論不同，在考慮三部門儲蓄與投資相關(guān)性的情況下，中國居民和企業(yè)儲蓄與投資存在長期正相關(guān)性，而政府儲蓄與投資之間存在長期的負(fù)相關(guān)性。具體來說，一單位的居民儲蓄率變動將引起投資率的0-2個(gè)單位的正向變動；一單位的政府儲蓄率變動將引起投資率的0-19個(gè)單位的反方向變動；一單位的企業(yè)儲蓄率變動將引起投資率的0-4個(gè)單位的正向變動。這說明：
（1）中國儲蓄與投資的相關(guān)系數(shù)相對于其他國家來說仍然偏低。例如美國的儲蓄與投資相關(guān)系數(shù)為0-8，瑞士為0-65，大多數(shù)國家超過0-6[19]。這說明中國投資儲蓄轉(zhuǎn)化率較低，金融體系把投資轉(zhuǎn)化為儲蓄的效能有待于改善。
（2）中國企業(yè)儲蓄對投資的貢獻(xiàn)度高于居民儲蓄，近年來企業(yè)儲蓄率不斷上升，從1980年的16-2%上升到2005年的30-2%，整整增加了14個(gè)百分點(diǎn)。這說明中國的投資之所以居高不下，主要原因是由于企業(yè)的儲蓄太高、增長速度太快，而企業(yè)儲蓄一般會直接轉(zhuǎn)化為企業(yè)投資。
（3）政府儲蓄率上升一個(gè)百分點(diǎn)將引起投資率下降0-19個(gè)百分點(diǎn)，即中國政府儲蓄與投資之間具有負(fù)相關(guān)性。這可能是因?yàn)樵谟烧畠π钷D(zhuǎn)化而成的政府生產(chǎn)性投資對私人投資存在較為嚴(yán)重的擠出效應(yīng)。政府生產(chǎn)性投資率增加一個(gè)百分點(diǎn)，私人投資率將下降1-19個(gè)百分點(diǎn)。另外，UBS對政府儲蓄率的計(jì)算可能存在低估，因?yàn)閁BS對政府總儲蓄率的計(jì)算是基于財(cái)政賬戶余額，并進(jìn)行了一定調(diào)整，可能存在對政府消費(fèi)性支出的高估。[20]
（4）方程的截距項(xiàng)為0-26，代表國際資本流動對中國投資長期變動的影響，考慮到中國資本市場的開放時(shí)間、目前的開放程度以及中國改革開放后外商投資流入的力度，截距項(xiàng)的估計(jì)值也基本符合當(dāng)前中國實(shí)際情況。
其次，對短期誤差修正方程進(jìn)行分析結(jié)果如下：
（1）方程的vecm系數(shù)很大，達(dá)到-1-12，這表明一旦投資發(fā)生短期波動而出現(xiàn)偏離，其向長期均衡關(guān)系回歸速度很快，這進(jìn)一步證明了模型的長期均衡協(xié)整關(guān)系是比較穩(wěn)定可靠的。另外，要注意的是，vecm系數(shù)的絕對值大于1，這說明在發(fā)生短期波動出現(xiàn)偏離時(shí)，在向長期均衡關(guān)系回歸過程中會出現(xiàn)“超調(diào)”現(xiàn)象。
（2）投資的短期變動具備自相關(guān)性，并且這一自相關(guān)性隨著滯后階數(shù)的增加而有所增加。方程中Δsi與Δsi-1、Δsi-2的關(guān)系密切，相關(guān)系數(shù)分別為0-69和0-76。這說明投資本身對投資會產(chǎn)生正的效應(yīng)。換句話說，就是投資本身可以吸引新的投資進(jìn)入。
（3）滯后1期和2期的居民儲蓄率對投資率變動的影響都不顯著，說明當(dāng)期的居民儲蓄率對未來的投資率并沒有明顯的貢獻(xiàn)，這反映了中國居民儲蓄轉(zhuǎn)化為投資的渠道長期不通暢。
（4）方程中滯后2期政府儲蓄的短期變動對投資率的變動影響顯著，而滯后1期的不顯著。這說明政府儲蓄對投資率的影響存在一定程度的滯后，這可能與中國政府儲蓄的投向一般是用于長期投資（如基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資）有關(guān)。滯后2期的政府儲蓄率變動與投資率變動具有負(fù)相關(guān)性，而且系數(shù)為-1-91，這再次說明由政府儲蓄轉(zhuǎn)化而成的政府生產(chǎn)性投資對私人投資可能存在較為嚴(yán)重的擠出效應(yīng)。
（5）方程中滯后1期的企業(yè)儲蓄率變動對投資率變動的影響是顯著的，但當(dāng)期企業(yè)儲蓄率的增加可能導(dǎo)致下期投資率的反方向變動。
總之，中國的投資行為具有顯著的自我累加效應(yīng)，居民儲蓄向投資的轉(zhuǎn)化存在較長的滯后效應(yīng)，而政府儲蓄和企業(yè)儲蓄在短期內(nèi)無法拉動投資率的上升。
（四）Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)
VEC 模型說明的是中國三部門儲蓄率與投資率之間存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系，也具備顯著的短期動態(tài)調(diào)整機(jī)制。本部分通過Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)來說明中國三部門儲蓄與投資之間的因果關(guān)系。對上文的VEC模型進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果如表4所示：
從表4可以看出：如果以投資率的一階差分D（SI）作為因變量，中國的居民儲蓄率不是投資率的Granger原因，政府儲蓄率和企業(yè)儲蓄率都是投資率的Granger原因，而三者聯(lián)合起來同樣是投資率的Granger原因。同樣，如果分別以D（SP）、D(SG)和D（SE）為因變量，剩余其他三個(gè)變量單獨(dú)以及聯(lián)合時(shí)都不是其Granger原因。
這表明：（1） 中國的居民儲蓄與投資之間并不存在雙向因果關(guān)系。這可能是因?yàn)閲鴥?nèi)金融體制還不健全，發(fā)展水平還比較低，居民儲蓄投資轉(zhuǎn)化效能還很低下。（2) 企業(yè)儲蓄和政府儲蓄與投資之間存在單向的因果關(guān)系。這說明，與居民儲蓄相比，中國企業(yè)和政府儲蓄的轉(zhuǎn)化效率要更高一些。（3）三部門儲蓄之間即居民儲蓄、政府儲蓄和企業(yè)儲蓄之間也并不存在因果關(guān)系。這可能是由于特殊的制度性原因，中國居民儲蓄、政府儲蓄和企業(yè)儲蓄有各自單獨(dú)的形成原因，三者之間不存在相互替代的關(guān)系，即不能相互抵消。[20]
(五) 一般脈沖反應(yīng)函數(shù) (GIR function)
為了進(jìn)一步詳盡地檢驗(yàn)投資對各部門儲蓄的變動的動態(tài)反應(yīng)(包括短期和長期) ，引入一般脈沖反應(yīng)函數(shù)。脈沖響應(yīng)函數(shù)刻畫了在擾動項(xiàng)上加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，對于內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來值所帶來的影響，并且擾動項(xiàng)對某一變量的沖擊影響通過VAR 模型的動態(tài)結(jié)構(gòu)傳導(dǎo)給其他所有變量。一般脈沖反應(yīng)函數(shù)與傳統(tǒng)的正交脈沖反應(yīng)函數(shù)不一樣，它有自身的優(yōu)勢，即它不受變量階數(shù)的影響。
本文VAR 模型為包含投資、居民儲蓄、政府儲蓄和企業(yè)儲蓄的四變量自回歸模型，將投資收益率等其他的一些經(jīng)濟(jì)因素對投資的影響通過投資自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對其未來值的影響效應(yīng)來反映，即投資行為的自我反饋效應(yīng)。同時(shí)，由于VAR模型中所有變量都是內(nèi)生的，因此投資、儲蓄的相互影響也通過模型的動態(tài)結(jié)構(gòu)而傳遞。
上文建立了投資率、居民儲蓄率、政府儲蓄率和企業(yè)儲蓄率的VAR（3）模型，直接運(yùn)用Eviews5得到脈沖反應(yīng)函數(shù)的結(jié)果如圖1、圖2（由于使用的是年度數(shù)據(jù)，滯后期選取為6年，我們認(rèn)為超過6年后的影響不再具有實(shí)際意義）。
由上面的脈沖反應(yīng)函數(shù)的分期結(jié)果以及累積結(jié)果圖，我們可以進(jìn)行如下分析。首先，投資行為具有顯著的自我累加效應(yīng)。對于來自投資自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，將引起下三期投資率的正向反饋；雖然之后這一投資自我累加效應(yīng)明顯變?nèi)酰踔翉臏蟮? 期開始將導(dǎo)致投資率的下降，然而從圖2可以初步估算出，投資自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊將導(dǎo)致投資率上升幅度超過0-1。這也說明雖然儲蓄為資本形成提供了資金支持，然而投資與儲蓄并不存在必然的因果關(guān)系。
其次，考察投資對居民、政府和企業(yè)儲蓄一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊反應(yīng)，可以發(fā)現(xiàn)：
（1）居民儲蓄的投資轉(zhuǎn)化過程存在顯著的滯后效應(yīng)?？梢钥闯觯用駜π钭兓瘜η皟善诘耐顿Y率影響很小，只有從滯后3期居民儲蓄的變化才引起投資率的明顯上升，之后影響開始持平，第6期又出現(xiàn)下降。居民儲蓄向投資轉(zhuǎn)化的時(shí)滯意味著作為投資的來源，中國居民儲蓄在一定時(shí)期內(nèi)處于資金閑置的狀態(tài)。綜合考察滯后6期的總情況，居民儲蓄變化對投資率的總影響僅為為0-1左右。
（2）企業(yè)儲蓄在投資轉(zhuǎn)化過程中也存在一定的滯后，但相對居民儲蓄更快一些，其在滯后4期內(nèi)一直處于上升狀態(tài)，總的影響將導(dǎo)致投資率上升幅度超過0-3，因此，企業(yè)儲蓄雖然短期不能拉動投資，但是其中長期對投資的拉動效應(yīng)還是很明顯的。
（3）政府儲蓄的變化對投資率的影響為負(fù)值，且在滯后5期內(nèi)的影響不斷加大，雖然在前三期總影響不大，但其總的負(fù)面影響非常大，可以導(dǎo)致投資率下降接近0-3。
總之，居民儲蓄率變化對投資率的影響存在明顯的滯后，總影響也很小，幾乎可以忽略；企業(yè)儲蓄率的變化在中長期將導(dǎo)致投資率較大幅度正向的變化；而政府儲蓄率的變化短期內(nèi)影響不大，但中長期內(nèi)則可能導(dǎo)致投資率大幅度反向變化。最后，也可以看到，除了投資自身的累加效應(yīng)外，政府部門和企業(yè)部門對投資率的貢獻(xiàn)率明顯高于居民部門。這與前面由協(xié)整方程分析的結(jié)果是一致的，與改革開放以后中國政府引導(dǎo)投資的經(jīng)濟(jì)格局是相吻合的。
四、結(jié) 論
本文將儲蓄分為居民儲蓄、政府儲蓄和企業(yè)儲蓄，采用向量誤差修正（VEC）模型等方法，對中國分部門儲蓄與投資的相關(guān)性重新進(jìn)行了分析。本文揭示了中國的投資與居民儲蓄、政府儲蓄和企業(yè)儲蓄三部門之間存在長期均衡的關(guān)系，政府部門和企業(yè)部門對投資率的貢獻(xiàn)率明顯高于居民部門，這與中國特殊的政府主導(dǎo)投資機(jī)制是相吻合的。本文還反映了中國投資與居民儲蓄、政府儲蓄和企業(yè)儲蓄之間具備顯著的短期動態(tài)調(diào)整機(jī)制，并從中得出中國的投資行為具有顯著的自我累加效應(yīng)，居民儲蓄向投資的轉(zhuǎn)化存在較長的滯后效應(yīng)，而政府儲蓄和企業(yè)儲蓄在短期內(nèi)也無法拉動投資率上升的結(jié)論。這可能是中國目前儲蓄投資轉(zhuǎn)化率偏低的關(guān)鍵所在。
本文認(rèn)為，要改善中國儲蓄與投資轉(zhuǎn)化率較低的現(xiàn)實(shí)，需從以下幾方面入手：
（1）擴(kuò)大居民的直接投資領(lǐng)域，實(shí)現(xiàn)居民儲蓄到投資的直接轉(zhuǎn)化。大力促進(jìn)金融工具的創(chuàng)新，為居民提供各種適宜的金融資產(chǎn)選擇形式，提升居民儲蓄的轉(zhuǎn)化率。（2） 進(jìn)一步完善資本市場，繼續(xù)推進(jìn)銀行體制改革，推進(jìn)利率市場化，建立一個(gè)高效配置金融資源、滿足不同風(fēng)險(xiǎn)偏好的資金需求者和資金供給者的完善的金融市場體系。（3） 調(diào)整政府財(cái)政投資的事權(quán)范圍，盡快建立公共財(cái)政體制，規(guī)范政府職能，為民間投資提供足夠的空間。減少國家對一般加工制造業(yè)等競爭性行業(yè)的投資和補(bǔ)貼，加大對包括農(nóng)業(yè)在內(nèi)的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)及醫(yī)療、教育和社會保障的投資力度。 （4） 徹底打破地區(qū)分割以及居民、政府、企業(yè)三部門之間的體制障礙，使資金、物資能實(shí)現(xiàn)向符合市場化要求的方向自由流動，形成良性的儲蓄―投資循環(huán)流程。
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An Empirical Analysis of China’ Saving and Investment in Three Sectors
Abstract：
關(guān)鍵詞：居民儲蓄率；劉易斯拐點(diǎn)；VAR模型；脈沖相應(yīng)分析
中圖分類號：F830.5 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：B 文章編號：1674-0017-2016（9）-0026-06
一、選題背景及研究意義
據(jù)國際貨幣基金組織數(shù)據(jù)顯示，20世紀(jì)70年代至今我國國民儲蓄率一直遠(yuǎn)高于世界平均水平，且居民儲蓄率仍處于上升趨勢。2005年全球平均儲蓄率為19.7%，我國儲蓄率則高達(dá)51%。2014年12月，我國居民儲蓄達(dá)到了49.9萬億元，人均儲蓄超過3.5萬元，為全球儲蓄金額最多的國家。
同時(shí)，我國在2000年老齡人口占總?cè)丝诒壤蛣趧尤丝谂c老齡人口的贍養(yǎng)比分別達(dá)到7%和10：1，已進(jìn)入老齡社會；2013年底我國老年人口已達(dá)到2.02億，老齡化水平達(dá)到14.8%，據(jù)預(yù)測，約在2025年老齡人口占總?cè)丝诒壤蛣趧尤丝谂c老齡人口的贍養(yǎng)比將分別達(dá)到14%和5：1，進(jìn)入深度老齡社會；約在2040年將分別達(dá)到21%和2：1，進(jìn)入超級老齡社會。
中國經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展優(yōu)勢，源于中國改革開放的制度紅利和人口結(jié)構(gòu)變化特有的人口紅利帶來的高儲蓄，以及高儲蓄支撐下的高投資造就的經(jīng)濟(jì)高增長奇跡，形成了中國特有的“三高優(yōu)勢”。中國經(jīng)濟(jì)增長的優(yōu)勢并未消失，中國經(jīng)濟(jì)仍有較快增長的潛力。一是體制紅利仍有潛力可挖掘，二是人口紅利仍有從總量轉(zhuǎn)向結(jié)構(gòu)和質(zhì)量的空間，三是中國經(jīng)濟(jì)的市場潛力巨大，四是目前還有相當(dāng)部分的儲蓄資源在閑置或低效使用的狀態(tài)。
因此，我國的人口數(shù)量紅利可能已經(jīng)結(jié)束，已經(jīng)出了“劉易斯拐點(diǎn)”。人口結(jié)構(gòu)的變化將通過勞動力供應(yīng)、儲蓄和技術(shù)進(jìn)步三條渠道對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生直接或間接的影響。研究人口結(jié)構(gòu)變化對居民儲蓄的影響，可以盡早掌握儲蓄變化趨勢及可能的影響，為經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變提供依據(jù)。
本文在對劉易斯拐點(diǎn)和影響居民儲蓄率的因素分析基礎(chǔ)上，對居民儲蓄率的影響因素進(jìn)行綜述，在經(jīng)濟(jì)增長速度、人口年齡結(jié)構(gòu)、宏觀經(jīng)濟(jì)制度（養(yǎng)老保險(xiǎn)制度）等影響因素基礎(chǔ)上，結(jié)合劉易斯拐點(diǎn)理論，加入人口紅利（農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量大）因素，進(jìn)行定量分析，并提出政策建議。
二、文獻(xiàn)綜述及理論依據(jù)
（一）關(guān)于劉易斯拐點(diǎn)與人口紅利
1.劉易斯拐點(diǎn)概念的提出
經(jīng)濟(jì)學(xué)家阿瑟劉易斯（w.Arthur Lewis）于1954年在題為《勞動無限供給條件下的經(jīng)濟(jì)發(fā)展》中提出了“二元經(jīng)濟(jì)發(fā)展”模式。這個(gè)模式分為兩個(gè)階段：一是勞動力無限供給階段，此時(shí)勞動力過剩，工資取決于維持生活所需的生活資料的價(jià)值；二是勞動力短缺階段，此時(shí)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門中的剩余勞動力被現(xiàn)代工業(yè)部門吸收完畢，工資取決于勞動的邊際生產(chǎn)力。由第一階段轉(zhuǎn)變到第二階段，勞動力由剩余變槎倘保相應(yīng)的勞動力供給曲線開始向上傾斜，勞動力工資水平也開始不斷提高。經(jīng)濟(jì)學(xué)把聯(lián)接第一階段與第二階段的交點(diǎn)稱為“劉易斯轉(zhuǎn)折點(diǎn)”。
1972年，劉易斯又發(fā)表了題為《對無限勞動力的反思》的論文。在這篇論文中，劉易斯提出了兩個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)的論述。當(dāng)二元經(jīng)濟(jì)發(fā)展由第一階段轉(zhuǎn)變到第二階段，勞動力由無限供給變?yōu)槎倘?，此時(shí)由于傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門的壓力，現(xiàn)代工業(yè)部門的工資開始上升，第一個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)，即“劉易斯第一拐點(diǎn)”開始到來；在“劉易斯第一拐點(diǎn)”開始到來，二元經(jīng)濟(jì)發(fā)展到勞動力開始出現(xiàn)短缺的第二階段后，隨著農(nóng)業(yè)的勞動生產(chǎn)率不斷提高，農(nóng)業(yè)剩余進(jìn)一步增加，農(nóng)村剩余勞動力得到進(jìn)一步釋放，現(xiàn)代工業(yè)部門的迅速發(fā)展足以超過人口的增長，該部門的工資最終將會上升。
當(dāng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門與現(xiàn)代工業(yè)部門的邊際產(chǎn)品相等時(shí)，也就是說傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門與現(xiàn)代工業(yè)部門的工資水平大體相當(dāng)時(shí)，意味著一個(gè)城鄉(xiāng)一體化的勞動力市場已經(jīng)形成，整個(gè)經(jīng)濟(jì)――包括勞動力的配置――完全商品化了，經(jīng)濟(jì)發(fā)展將結(jié)束二元經(jīng)濟(jì)的勞動力剩余狀態(tài)，開始轉(zhuǎn)化為新古典學(xué)派所說的一元經(jīng)濟(jì)狀態(tài)，此時(shí)，第二個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)，即“劉易斯第二拐點(diǎn)”開始到來。關(guān)于我國劉易斯拐點(diǎn)的界定，據(jù)蔡P（2007）估計(jì)，我國大約在2009年達(dá)到“第一個(gè)劉易斯拐點(diǎn)”，在2015年達(dá)到“第二個(gè)劉易斯拐點(diǎn)”，日本學(xué)者田島俊雄（2008）同意蔡P的“第一拐點(diǎn)”的判斷，但其估計(jì)2013年左右達(dá)到“第二個(gè)劉易斯拐點(diǎn)”。
2.人口紅利
與“劉易斯拐點(diǎn)”相對應(yīng)的是“人口紅利”，由于年輕人口數(shù)量增多形成的廉價(jià)勞動力，提供給經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對便宜的要素價(jià)格。對于很多發(fā)展中國家而言，廉價(jià)勞動力是發(fā)展的一個(gè)重要要素，這一點(diǎn)，在我國的經(jīng)濟(jì)增長模式中也表現(xiàn)得較為明顯。而“劉易斯拐點(diǎn)”與“人口紅利”之間似乎有一種正相關(guān)的關(guān)系，前者的顯現(xiàn)，往往是“人口紅利”逐漸消失的一個(gè)前兆。
3.人口紅利與儲蓄
人口結(jié)構(gòu)影響儲蓄率是人口轉(zhuǎn)變影響經(jīng)濟(jì)增長的重要渠道，撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)低的人口結(jié)構(gòu)通過提高儲蓄率來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。高路易（2005）用固定資產(chǎn)形成額占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重計(jì)算得出，改革開放24年，我國人口紅利期的儲蓄率始終在30%以上。王德文等（2004）采用列夫模型進(jìn)行研究，得出少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比上升將減少儲蓄率，且結(jié)果均較顯著。
（二）我國高儲蓄率成因
目前對我國高儲蓄率成因分析，除了從高經(jīng)濟(jì)增長率、高人口增長率外，學(xué)者們也從人均收入因素、收入分配因素、人口年齡結(jié)構(gòu)、預(yù)防性儲蓄動機(jī)和宏觀經(jīng)濟(jì)政策等因素進(jìn)行了分析。
經(jīng)濟(jì)增長速度。汪偉（2008）考慮到我國特殊的二元經(jīng)濟(jì)環(huán)境，利用1952-2006年省級動態(tài)面板樣本數(shù)據(jù)，通過向量自回歸模型，分析了經(jīng)濟(jì)增長率、投資率和儲蓄率之間的動態(tài)相關(guān)性。結(jié)果顯示：經(jīng)濟(jì)增長率對儲蓄率存在顯著的正向影響，但反向因果關(guān)系不成立。
目前對我國高儲蓄率成因分析，除了從高經(jīng)濟(jì)增長率、高人口增長率外，學(xué)者們也從人均收入因素、收入分配因素、人口年齡結(jié)構(gòu)、預(yù)防性儲蓄動機(jī)和宏觀經(jīng)濟(jì)政策等因素進(jìn)行了分析。
人均收入因素。殷興由、孫景德和張超群（2007）對1978年以來我國居民高儲蓄率成因進(jìn)行研究時(shí)，采用了寧波市400戶家庭數(shù)據(jù)，在分析出居民不斷上升主要原因的基礎(chǔ)上，給出了量化比例。結(jié)果顯示：不確定因子、制度因子與收入因子中，收入因子是影響居民總儲蓄率上升的主要推動力。杭斌、郭香?。?009）認(rèn)為，收入不確定性是我國城鎮(zhèn)居民高儲蓄率現(xiàn)象的主要推動力。
收入分配因素。有些學(xué)者從我國總儲蓄結(jié)構(gòu)特征出發(fā)，運(yùn)用國家統(tǒng)計(jì)局公布的中國資金流量表進(jìn)行分析。李揚(yáng)、殷劍峰（2007），翁媛媛、饒文軍、高汝熹（2010），徐忠、張雪春、丁志杰、唐天（2010）等通過建立計(jì)量模型對儲蓄率變化的原因分部門做了實(shí)證檢驗(yàn)。一致認(rèn)為，造成我國高儲蓄率的兩個(gè)重要原因是政府部門和企業(yè)部門儲蓄的不斷增加。汪偉、郭興強(qiáng)（2011）認(rèn)為，目標(biāo)性儲蓄可能是連接儲蓄率與收入不平等之間的一個(gè)重要理論渠道，收入不平等和居民的目標(biāo)性儲蓄可能是造成我國居民高儲蓄率的重要原因。
人口年齡結(jié)構(gòu)。袁志剛、宋錚（2000）分析表明，人口老齡化會激勵居民增加儲蓄，我國居民高儲蓄率的一個(gè)主要推動力可能是人口老齡化。鄭長德（2007），鐘水映、李魁（2009）基于生命周期理論，運(yùn)用我國省級動態(tài)面板數(shù)據(jù)，對各地區(qū)人口轉(zhuǎn)變及撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)變化對儲蓄率的影響進(jìn)行了估計(jì)，結(jié)果均認(rèn)為少兒撫養(yǎng)比下降會導(dǎo)致居民儲蓄率的上升。
宏觀經(jīng)濟(jì)政策。何立進(jìn)、封進(jìn)、佐藤宏（2008）采用中國社科院經(jīng)濟(jì)研究所城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)，基于生命周期模型分析了中國養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革對居民對家庭儲蓄率的影響。養(yǎng)老金財(cái)富變化的外生性，可以作為財(cái)政因素來分析其對家庭儲蓄率的影響。研究認(rèn)為，養(yǎng)老金財(cái)富對于家庭儲蓄率存在不同的替代性，但不同的家庭替代效應(yīng)有明顯差異。
以上研究居民儲蓄率的影響因素，大部分都是從單方面進(jìn)行分析的，很少考慮綜合因素，本文將在綜合以上影響因素的基礎(chǔ)上，結(jié)合劉易斯拐點(diǎn)理論，加入勞動力變化因素，提出以下假設(shè)：
假設(shè)一：人口撫養(yǎng)比上升會導(dǎo)致居民儲蓄率上升。
假設(shè)二：農(nóng)村勞動力比重減少將導(dǎo)致儲蓄率上升。
三、人口結(jié)構(gòu)效應(yīng)的實(shí)證分析
（一）變量定義及來源
對于影響居民儲蓄率的因素，本文結(jié)合以前研究以及數(shù)據(jù)的可得性，考慮了經(jīng)濟(jì)增長（人均國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP增長率）、人口撫養(yǎng)比、農(nóng)業(yè)就業(yè)人口比重、養(yǎng)老保險(xiǎn)人口比重。人均國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP增長率視為宏觀經(jīng)濟(jì)因素，用GDP表示；養(yǎng)老保險(xiǎn)人口比重視為宏觀經(jīng)濟(jì)政策因素，用EI表示；撫養(yǎng)比視為人口年齡結(jié)構(gòu)因素，用TR表示；農(nóng)業(yè)就業(yè)人口比重視為勞動力結(jié)構(gòu)變化（人口紅利）因素，用RP表示；儲蓄率用RS表示。數(shù)據(jù)均為年度數(shù)據(jù)，考慮到養(yǎng)老保險(xiǎn)制度從1989年才開始，故樣本數(shù)據(jù)區(qū)間為1989年到2014年共26個(gè)樣本。居民儲蓄率、撫養(yǎng)比數(shù)據(jù)來源于“世界銀行”網(wǎng)站、農(nóng)業(yè)就業(yè)人口比重、養(yǎng)老保險(xiǎn)人口比重來源于“中國人民共和國國家統(tǒng)計(jì)局”網(wǎng)站。
（二）模型的構(gòu)建
理論和學(xué)者的研究均表明，人口結(jié)構(gòu)變化會對居民儲蓄率產(chǎn)生影響。這可以初步判斷人口結(jié)構(gòu)與居民儲蓄率之間可能存在相關(guān)關(guān)系，但不能確定兩者是否存在明確的關(guān)系，以及人口結(jié)構(gòu)變化對居民儲蓄率的影響程度如何。因此，建立以下計(jì)量模型進(jìn)一步研究：
RS=C0+C1*GDP+C2*EI+C3*TR+C4*RP+et
其中，C0為常數(shù)項(xiàng)，et為隨機(jī)誤差項(xiàng)。
在建立上述模型的基礎(chǔ)上，采用向量自回歸模型（VAR模型，是由Smis在1980年提出來的，目前各內(nèi)部變量的沖擊主要是采用VAR模型）分析人口結(jié)構(gòu)變化對居民儲蓄率的沖擊影響，模型具體方法不再贅述。
（三）數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)及模型的建立
1.數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)
本文以時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。在時(shí)間序列關(guān)系檢驗(yàn)前，先要確定時(shí)序是否平穩(wěn)。首先對各時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，來判斷序列的平穩(wěn)性，本文采用ADF檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)時(shí)間序列是否平穩(wěn)，檢驗(yàn)過程中采用SIC準(zhǔn)則確定滯后項(xiàng)，結(jié)果見表1。其中，D表示變量的差分，ADF檢測類別為（c，t，f），依次表示截距項(xiàng)、趨勢項(xiàng)和滯后項(xiàng)。通過SCI準(zhǔn)則為序列選取合理的滯后階數(shù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，可選用不帶任何項(xiàng)、截距項(xiàng)和趨勢項(xiàng)的方式進(jìn)行選擇。
ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著水平下，RS、GDP、RP、TR和EI都是不平穩(wěn)的，RS、和GDP經(jīng)過一階差分后是平穩(wěn)的，RP、TR和EI經(jīng)過二階差分后是平穩(wěn)的。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，數(shù)據(jù)不是同階單整的，需要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)顯示可以建立RS、GDP、D（RP）、D（TR）、D（EI）的VAR模型。
2.VAR模型的建立及檢驗(yàn)
通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)，滿足建VAR模型的必要條件。首先，需要確定滯后階數(shù)，考慮到模型的解釋能力和保證模型的解釋能力，根據(jù)SIC準(zhǔn)則，將VAR模型的滯后階數(shù)選擇為2階。參數(shù)估計(jì)結(jié)果如表2所示。
從表2的結(jié)果看，RS方程擬合優(yōu)度較好，R-squared達(dá)到了0.933651，說明VAR模型估計(jì)效果較好。
為了更好的分析人口結(jié)構(gòu)對居民儲蓄率的影響以及影響的貢獻(xiàn)度，需采用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解進(jìn)行分析，這需要檢驗(yàn)VAR模型的穩(wěn)定性，圖1表明VAR（2）模型的所有逆根都在單位內(nèi)，說明VAR（2）模型是穩(wěn)定的。
（四）脈沖響應(yīng)函數(shù)分析
通過以上分析和檢驗(yàn)可以得出本文構(gòu)建的VAR模型是一個(gè)穩(wěn)定的向量自回歸模型，在此基礎(chǔ)上可以使用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析模型中的變量居民儲蓄率在受到其他變量殘差沖擊時(shí)的短期反應(yīng)。脈沖響應(yīng)結(jié)果見圖2。
通過圖2，我們可以看出經(jīng)濟(jì)增長、宏觀經(jīng)濟(jì)制度、人口年齡結(jié)構(gòu)和人口勞動力結(jié)構(gòu)對居民儲蓄率的沖擊效果。從圖2的脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析結(jié)果看，當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長率GDP產(chǎn)生一個(gè)正向沖擊時(shí)，短期內(nèi)會產(chǎn)生一個(gè)負(fù)向的反應(yīng)，然后在第3期產(chǎn)生正向反應(yīng)并在第4期達(dá)到最大后一直波動，到第12期基本產(chǎn)生負(fù)向影響并在第19期趨于穩(wěn)定，說明經(jīng)濟(jì)增長率在中長期的影響還存在。當(dāng)養(yǎng)老保險(xiǎn)人口比重波動EI產(chǎn)生一個(gè)正向沖擊時(shí)，短期內(nèi)會產(chǎn)生一個(gè)正向沖擊，到第10期轉(zhuǎn)向負(fù)向影響并趨于平衡，說明養(yǎng)老保險(xiǎn)人口比重波動DEI產(chǎn)生的影響主要是短期的。撫養(yǎng)比TR產(chǎn)生一個(gè)正向沖擊后，在前8期為正向沖擊，轉(zhuǎn)為負(fù)向并在20期趨近于0，說明撫養(yǎng)比TR對儲蓄率的沖擊是短期的。農(nóng)業(yè)從業(yè)人口比重波動DRP產(chǎn)生一個(gè)正向沖擊時(shí)，短期內(nèi)由負(fù)向到正向沖擊波動，并在負(fù)向沖擊逐漸平穩(wěn)，但中長期影響較小。
（五）方差分解
榱爍好的分析經(jīng)濟(jì)增長、宏觀經(jīng)濟(jì)制度、人口年齡結(jié)構(gòu)和人口勞動力結(jié)構(gòu)對居民儲蓄率的影響程度，并區(qū)分影響居民儲蓄率的短期、長期決定因素，本文在VAR（2）模型的基礎(chǔ)上，利用方差分解方法分解出經(jīng)濟(jì)增長、宏觀經(jīng)濟(jì)制度、人口年齡結(jié)構(gòu)和人口勞動力結(jié)構(gòu)的波動對居民儲蓄率變化的貢獻(xiàn)度，方差分析結(jié)果見圖3。
從表3可以看出，居民儲蓄率的變化主要受自身、宏觀經(jīng)濟(jì)和人口結(jié)構(gòu)變化的影響。自身影響在前3期仍然比較大，為58.1%，這說明居民儲蓄率有慣性特征。同時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長率對居儲蓄率的影響一直很明顯，并隨著時(shí)間逐步增加，這說明居民儲蓄率受經(jīng)濟(jì)增長率明顯，并且隨著時(shí)間推移會增加。養(yǎng)老保險(xiǎn)人口比重雖然對儲蓄率也有影響，但比重一直很小。撫養(yǎng)比對儲蓄率的影響在第7期增大到最大后，貢獻(xiàn)度在下降，這也說明了撫養(yǎng)比的影響是短期的。農(nóng)村人口比重在初期對儲蓄率的影響貢獻(xiàn)度很小，但也有逐步增加的趨勢，這說明勞動力結(jié)構(gòu)的變化將長期影響儲蓄率。
四、結(jié)果及建議
（一）經(jīng)濟(jì)增長對儲蓄率的影響是明顯的
從理論分析看，經(jīng)濟(jì)增長會增加財(cái)富，在一定程度上增加儲蓄，這與我們在VAR模型基礎(chǔ)上的脈沖響應(yīng)分析一致。實(shí)證分析表明，在短期內(nèi)，人均GDP增長率與居民儲蓄率之間存在正相關(guān)關(guān)系，但長期的關(guān)系是負(fù)相關(guān)，而且影響關(guān)系是長期的。這與以前研究結(jié)果有所不同，這可能與我國經(jīng)濟(jì)增長長期以來是投資帶動，但部分投資是無效的，在一定程度上消耗儲蓄資源。
（二）宏觀經(jīng)濟(jì)因素和人口年齡結(jié)構(gòu)因素的影響是短期的
從分析結(jié)果看，養(yǎng)老保險(xiǎn)的人口比重和撫養(yǎng)比對居民儲蓄率的影響在短期都是正向的，但有所不同。撫養(yǎng)比對居民儲蓄率的影響明顯要比養(yǎng)老保險(xiǎn)的人口比重的影響大，這也是符合我國社會現(xiàn)實(shí)的，我國傳統(tǒng)文化的“養(yǎng)兒防老”的觀念根深蒂固，反而對社會養(yǎng)老不是很重視。而撫養(yǎng)比對居民儲蓄率的影響是正向的，也與以前研究成果不一致，主要是因?yàn)榫用裨谏賰簱狃B(yǎng)的觀念改變，更注重教育投資，這需要進(jìn)行儲蓄，少兒撫養(yǎng)比在總撫養(yǎng)比例較大，從而出現(xiàn)在短期內(nèi)對儲蓄率的影響是正向的。
（三）農(nóng)業(yè)勞動人口比重變化對儲蓄率變動的沖擊不容忽視
根據(jù)劉易斯拐點(diǎn)理論，勞動力剩余到勞動力短缺會導(dǎo)致工資上升。而我國農(nóng)業(yè)從業(yè)人口比重一直在下降，隨著我國勞動人口結(jié)構(gòu)的變化，已經(jīng)出現(xiàn)了部分地區(qū)和部門勞動力短缺，工資出現(xiàn)上漲。這與我們研究的農(nóng)業(yè)人口比重對儲蓄率變動的影響是負(fù)向的沖擊基本一致，說明我國農(nóng)業(yè)勞動力的轉(zhuǎn)移導(dǎo)致工資上漲，從而引起儲蓄率上升。
鑒于此，提出以下建議。一是要保持經(jīng)濟(jì)的合理增長速度。經(jīng)濟(jì)增長與儲蓄率的關(guān)系是相互的。高儲蓄率伴隨著高投資率，對我國的經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)巨大，而經(jīng)濟(jì)的快速增長也推動了儲蓄率的上升。在短期內(nèi)，我國經(jīng)濟(jì)的增長動力很難改變，于此同時(shí)儲蓄率上升也是必然的，要形成兩者的良性互動，經(jīng)濟(jì)增長需要保持一個(gè)合理的速度，新常態(tài)下7%的增長率是合理的。二是通過新型城鎮(zhèn)化促進(jìn)農(nóng)業(yè)人口的轉(zhuǎn)移。我國新增就業(yè)人口減少的大趨勢不可避免，于此同時(shí)，農(nóng)業(yè)從業(yè)人口比重過高還將存在，這將對我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展產(chǎn)生較大影響，需要通過產(chǎn)業(yè)升級、加快第三產(chǎn)業(yè)特別是服務(wù)業(yè)等行業(yè)來吸納大量農(nóng)業(yè)就業(yè)人口的轉(zhuǎn)移。新型城鎮(zhèn)化將是解決農(nóng)業(yè)、農(nóng)村和農(nóng)民問題的重要途徑，應(yīng)加快新型城鎮(zhèn)發(fā)展，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級和人口市民化。三是拓展投資渠道，促進(jìn)儲蓄分流。較高的儲蓄率導(dǎo)致高投資率，影響消費(fèi)；同時(shí)也導(dǎo)致我國銀行等間接融資比例過高，金融風(fēng)險(xiǎn)集中到銀行體系。因此，應(yīng)通過金融市場、貨幣市場等多渠道創(chuàng)新，分流高儲蓄，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展。
參考文獻(xiàn)
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The Analysis on the Effect of Change of Demographic Structure on the
Residents Savings Rate in China
――Based on the Theory of Lewis Turning Point
Research Group
摘要：論文以1999―2009年的省際面板數(shù)據(jù)為樣本，對人口年齡結(jié)構(gòu)、財(cái)政影響與高儲蓄率的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析。研究發(fā)現(xiàn)：（1）影響我國高儲蓄率的主要因素不是人口年齡結(jié)構(gòu)，而是經(jīng)濟(jì)體的轉(zhuǎn)型特征。（2）人口年齡結(jié)構(gòu)對我國儲蓄率的影響存在著明顯的城鄉(xiāng)差異，其中少兒撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響為負(fù)，而對農(nóng)村居民儲蓄率的影響為正；老年撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響為正，而對農(nóng)村居民儲蓄率的影響為負(fù)。（3）財(cái)政收支比重對城鄉(xiāng)居民儲蓄率的影響也存在著明顯的差異，稅收規(guī)模對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響為正，而對農(nóng)村居民儲蓄率的影響為負(fù)；支出規(guī)模對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響為負(fù)，而對農(nóng)村居民儲蓄率的影響為正。上述發(fā)現(xiàn)對于中國未來的改革取向具有重要的啟示。
關(guān)鍵詞：人口年齡結(jié)構(gòu)；財(cái)政影響；儲蓄率
Population Age Structure, Fiscal Policy and High Saving Rate in China
WANG Qilinga, LAI Xiaoqionga，b
(a. School of Economics; b. Wang Yanan Institute for Studies in Economics, Xiamen University, Xiamen, Fujian 361005, China)
Abstract：This paper uses the sample of provincial panel data for 1999―2009 to make an empirical study of the relationship between population age structure, fiscal effect and high saving rate. The findings are as follows: (1) The main determinant of high saving rate in China is not population age structure, but the transitional features of the Chinese economy. (2) There is a distinct urbanrural difference in the effect of population age structure on saving rate, in that child dependency ratio has a negative impact on urban household saving rate and a positive one on rural saving rate, while oldage dependency ratio has a positive impact on urban household saving rate and a negative one on rural saving rate. (3) There is also a marked disparity in the effect of the share of fiscal revenue and expenditure on household saving rate. The scale of taxation has a positive effect on urban saving rate and a negative one on rural saving rate, while the scale of expenditure has a negative effect on urban saving rate and a positive one on rural saving rate. The above findings provide important reference for China’s future reform.
Key words：population age structure; fiscal effect; saving rate
一、引 言
近些年來，中國保持著非常高的國民儲蓄率，2008年的數(shù)據(jù)已達(dá)到523%，較1992年增加1201%。從變化趨勢來看，國民儲蓄率自20世紀(jì)90年代初期開始有所下降，到2000年開始呈現(xiàn)較為明顯的遞增走勢，從2000年到2008年，國民儲蓄率年均增長392%。根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局公布的資金流量表可知，居民儲蓄率從2000年的165%增加到2008年的2249%，年均增長408%；企業(yè)部門儲蓄率從2000年的1565%增加到2008年的216%，年均增長476%；政府部門儲蓄率從2000年的636%增加到2008年的821%，年均增長587%。從部門的截面貢獻(xiàn)來看，中國的高儲蓄率主要是由居民和企業(yè)兩個(gè)部門帶動起來，政府儲蓄雖然近幾年增長迅猛，但所占比例較小。持續(xù)高位運(yùn)行的儲蓄率受到了西方國家的責(zé)難，在后危機(jī)時(shí)代中國強(qiáng)勁增長的背景下，一些西方學(xué)者拋出了“中國經(jīng)濟(jì)責(zé)任論”和“儲蓄國責(zé)任論”，由此引發(fā)了又一輪討論中國高儲蓄率問題的熱潮。中國的儲蓄率為什么這么高？學(xué)術(shù)界就這個(gè)問題給予了不同視角的解釋，如人口結(jié)構(gòu)因素［1］［2］［3］［4］［5］、經(jīng)濟(jì)增長因素［6］［7］、預(yù)防性儲蓄［8］［9］［10］［11］［12］、男女比例失衡［13］、部門貢獻(xiàn)角度的分析［14］［15］等。
Kraay（2000）通過實(shí)證分析，表明未來收入增長率與食品占家庭消費(fèi)支出之比均對農(nóng)村居民儲蓄率有負(fù)向影響，而人口撫養(yǎng)比和未來收入的不確定性卻未對其構(gòu)成影響。［1］Modigliani和Cao（2004）運(yùn)用時(shí)間序列數(shù)據(jù)研究表明，人口撫養(yǎng)比、經(jīng)濟(jì)增長率與通貨膨脹率這些變量均對居民儲蓄率有明顯的正向影響。［2］由此看來，Kraay（2000）與Modigliani & Cao（2004）在人口撫養(yǎng)比對居民儲蓄率影響的結(jié)論是不一致的。Horioka和Wan（2007）在上兩篇文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上重新對中國儲蓄率的影響因素做了深入分析，結(jié)果表明：（1）收入增長率對居民儲蓄率的影響為正，且系數(shù)較為顯著。（2）人口年齡結(jié)構(gòu)對儲蓄率并未產(chǎn)生明顯的影響。［3］
在較近的國內(nèi)文獻(xiàn)中，楊繼軍（2009）和汪偉（2009）的研究較具代表性。楊繼軍（2009）研究表明，經(jīng)濟(jì)增長率對儲蓄率有正向影響，且系數(shù)顯著；人口撫養(yǎng)比對儲蓄率有負(fù)向影響，且人口撫養(yǎng)比每下降1 個(gè)百分點(diǎn)，儲蓄率就增加0124 個(gè)百分點(diǎn)；由于人口撫養(yǎng)比的彈性遠(yuǎn)大于經(jīng)濟(jì)增長率的彈性，故人口撫養(yǎng)比是決定儲蓄率的主要因素。［4］汪偉（2009）通過實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，中國的高儲蓄率主要是由兩個(gè)急劇轉(zhuǎn)變的政策共同作用所致：（1）是從20世紀(jì)70年代后期實(shí)施的改革開放，以1978年為界，人均收入增長率的均值由1953―1977年的55%上升到1978―2006年的96%，經(jīng)濟(jì)增長率與儲蓄率的變動基本一致。（2）是人口政策的轉(zhuǎn)變，20世紀(jì)70年代我國開始實(shí)行計(jì)劃生育政策，這對儲蓄率的積累產(chǎn)生了巨大影響，這一轉(zhuǎn)變使得中國迅速實(shí)現(xiàn)了人口轉(zhuǎn)型，并通過“人口紅利”的集中釋放帶來高儲蓄。經(jīng)濟(jì)增長與勞動年齡人口的大幅增加互相影響，又進(jìn)一步提高了儲蓄率。［5］
中國人口年齡結(jié)構(gòu)與高儲蓄率的關(guān)系到底是怎樣的？
圖1描述了1995―2008年期間國民儲蓄率與總?cè)丝趽狃B(yǎng)比的變動關(guān)系，根據(jù)該圖可知，2000年是這一變化的轉(zhuǎn)折年份，Kraay（2000）與Modigliani & Cao（2004）在人口撫養(yǎng)比方面的矛盾性可能與他們的數(shù)據(jù)區(qū)間不同有關(guān)，同時(shí)根據(jù)該圖可知，楊繼軍（2009）對2002―2007年短期的分析是合理的，即人口撫養(yǎng)比與儲蓄率呈現(xiàn)了負(fù)向關(guān)系。另外，由圖2和圖3可知，人口年齡結(jié)構(gòu)與居民儲蓄率的關(guān)系有著明顯的城鄉(xiāng)差異，特別是在城鎮(zhèn)地區(qū)，楊繼軍（2009）的結(jié)論“人口撫養(yǎng)比對儲蓄率有負(fù)向影響”在這里被分解為，少兒撫養(yǎng)比對儲蓄率有負(fù)向影響，而老年撫養(yǎng)比對儲蓄率卻有著正向影響。為了更為全面的考察這二者的關(guān)系，本文借鑒Horioka和Wan（2007）的研究方法，同時(shí)考察少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比對儲蓄率的影響關(guān)系，特別關(guān)注2000年以后的數(shù)據(jù)特點(diǎn)。另外，我國是一個(gè)由計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的國家，在這個(gè)轉(zhuǎn)型過程中，財(cái)政手段的影響舉足輕重，例如稅收與財(cái)政支出會影響消費(fèi)、投資與進(jìn)出口，因此居民儲蓄就會因這種影響而發(fā)生波動，從這個(gè)角度講，財(cái)政政策特別是稅收規(guī)?；蛑С鲆?guī)模就會直接或間接地影響儲蓄率?；谏鲜鲈颍疚囊胴?cái)政政策這一變量，來進(jìn)一步考察人口年齡結(jié)構(gòu)與居民儲蓄率的關(guān)系，以及財(cái)政政策所帶來的影響。
圖2城鎮(zhèn)居民儲蓄率與少兒、老年撫養(yǎng)比的關(guān)系圖3農(nóng)村居民儲蓄率與少兒、老年撫養(yǎng)比的關(guān)系二、變量、數(shù)據(jù)與方法
由于本文要考察人口年齡結(jié)構(gòu)對居民儲蓄率的影響，同時(shí)納入財(cái)政政策，故被解釋變量分別選擇城鎮(zhèn)居民儲蓄率（saving rate of city）和農(nóng)村居民儲蓄率（saving rate of rural），以區(qū)分城鄉(xiāng)差別的特點(diǎn)。在解釋變量里面，我們首先選擇人口撫養(yǎng)比作為人口年齡結(jié)構(gòu)的衡量指標(biāo)，依據(jù)Horioka和Wan（2007）具體選用少兒撫養(yǎng)比（young_foster）和老年撫養(yǎng)比（old_foster），以考察不同非勞動年齡撫養(yǎng)比的差別，這里少兒撫養(yǎng)比是指某一地區(qū)中少年兒童人口數(shù)與勞動年齡人口數(shù)之比，通常用百分比表示，以反映每100名勞動年齡人口要負(fù)擔(dān)多少名少年兒童。老年撫養(yǎng)比是指某一地區(qū)中老年人口數(shù)與勞動年齡人口數(shù)之比，用以表明每100名勞動年齡人口要負(fù)擔(dān)多少名老年人，老年人口撫養(yǎng)比是從經(jīng)濟(jì)角度反映人口老化社會后果的指標(biāo)之一。其次，我們選擇政府收入占GDP之比（rev_rate）和政府支出占GDP之比（sp_rate），以反映政府財(cái)政政策對儲蓄率的影響。以上解釋變量為核心變量，在此基礎(chǔ)上引入其他控制變量X，計(jì)量模型如下：
saving rate of city=a1×young_foster+b1×old_foster+c1×rev_rate+d1×sp_rate+M1×X+e1
saving rate of rural =a2×young_foster+b2×old_foster+c2×rev_rate+d2×sp_rate+M2×X+e2
在控制變量的選擇方面，首先，根據(jù)發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)的觀點(diǎn)，一國在工業(yè)化的過程中應(yīng)該有必要的儲蓄率保證，因此這里引入GDP增長率（gdp_growth_rate）；其次，由于我國是一個(gè)轉(zhuǎn)型國家，故應(yīng)該納入表征轉(zhuǎn)型特點(diǎn)的指標(biāo)，故引入第三產(chǎn)業(yè)比重（third_ratio）和二三產(chǎn)業(yè)比（trans_rate）以控制轉(zhuǎn)型國家數(shù)據(jù)模型的穩(wěn)健性；再次，從微觀角度來看，居民儲蓄率同人口自然增長率有著一定的關(guān)系，故這里引入人口自然增長率（natural_rate）；此外，不同地區(qū)城市化水平有著明顯的差異，這里將納入城市化指標(biāo)（urban_rate），具體使用地區(qū)城市人口占地區(qū)總?cè)丝诒戎貋頊y度。
以上變量所需數(shù)據(jù)均來源于CEIC數(shù)據(jù)庫以及《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，數(shù)據(jù)區(qū)間為1999―2009年，原因是：（1）由于本文考察財(cái)政政策影響，受個(gè)別省份的財(cái)政收支數(shù)據(jù)的限制，省際財(cái)政收入與財(cái)政支出從1999年開始有完整的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，從而保證了31個(gè)省市自治區(qū)的完整度。（2）Modigliani和Cao（2004）等文獻(xiàn)主要考察了2000年以前的情形，這里為了對比其結(jié)論的代表性以考察2000年以后的情形為主。（3）根據(jù)圖2和圖3可知，分析2000年以后的數(shù)據(jù)特點(diǎn)更能揭示出人口年齡結(jié)構(gòu)與中國高儲蓄率的真實(shí)相關(guān)性。
本文使用31個(gè)省市自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)來考察人口年齡結(jié)構(gòu)對儲蓄率的影響，在這個(gè)影響機(jī)制中，特別引入了財(cái)政收支比重，以分析當(dāng)財(cái)政政策發(fā)生變化時(shí)，人口年齡結(jié)構(gòu)的儲蓄效應(yīng)是否受到明顯的影響。具體而言，根據(jù)楊繼軍（2009）的結(jié)論，人口撫養(yǎng)比對儲蓄率有負(fù)向影響，這個(gè)由圖1就可看出，但再觀察圖2和圖3就會發(fā)現(xiàn)，少兒撫養(yǎng)比與老年撫養(yǎng)比的儲蓄效應(yīng)是截然相反的，并且這個(gè)特點(diǎn)在城鎮(zhèn)地區(qū)極為明顯，那么這個(gè)差異是否與財(cái)政政策的變化有關(guān)聯(lián)？不同地區(qū)的地方財(cái)政情況有明顯的差異，因此本文再引入省際財(cái)政收支比重，以考察財(cái)政手段是否構(gòu)成對“非勞動年齡撫養(yǎng)比的城鄉(xiāng)儲蓄效應(yīng)”這一傳導(dǎo)機(jī)制的影響。
三、實(shí)證結(jié)果與分析
我們使用省際面板數(shù)據(jù)來考察人口年齡結(jié)構(gòu)、財(cái)政影響與儲蓄率的關(guān)系，根據(jù)Hausman檢驗(yàn)，本文只報(bào)告固定效應(yīng)，結(jié)果如表1所示。
模型（1）和（2）為基本回歸方程，意在分別考察忽略財(cái)政政策時(shí)的少兒撫養(yǎng)比與老年撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民儲蓄率的影響。然后引入控制變量：GDP增長率、第三產(chǎn)業(yè)比重、二三產(chǎn)業(yè)比、人口自然增長率以及城市化水平五個(gè)指標(biāo)，同時(shí)引入財(cái)政收入比重與財(cái)政支出比重，形成模型（3）和模型（4），以考察兩種撫養(yǎng)比，以及財(cái)政政策調(diào)整對城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民儲蓄率的影響。進(jìn)一步地，本文通過引入財(cái)政收入比重與少兒撫養(yǎng)比、財(cái)政收入比重與老年撫養(yǎng)比、財(cái)政支出比重與少兒撫養(yǎng)比、財(cái)政支出比重與老年撫養(yǎng)比的交叉項(xiàng)來考察財(cái)政政策影響的強(qiáng)弱，針對城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民儲蓄率分別形成模型（5）、（6）、（7）和（8），并且計(jì)算財(cái)政收支規(guī)模的最優(yōu)門限值，為后面的財(cái)政收支區(qū)間分析作準(zhǔn)備。
根據(jù)模型（1）和（2）可知，少兒撫養(yǎng)比與老年撫養(yǎng)比對城鄉(xiāng)居民儲蓄率的影響系數(shù)均非常顯著，少兒撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響為負(fù)，而老年撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響為正，兩種撫養(yǎng)比的儲蓄效應(yīng)形成巨大反差，這與圖2所顯示的特點(diǎn)是一致的；少兒撫養(yǎng)比對農(nóng)村居民儲蓄率的影響為正，而老年撫養(yǎng)比對農(nóng)村居民儲蓄率的影響為負(fù)，這個(gè)情況剛好與城鎮(zhèn)居民儲蓄率相反，這說明人口撫養(yǎng)比的儲蓄效應(yīng)存在明顯的城鄉(xiāng)差異。
為了穩(wěn)健性起見，模型（3）和（4）引入財(cái)政收入比重與財(cái)政支出比重，同時(shí)加入了5個(gè)控制變量，少兒撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響系數(shù)由原來的-0472增加至-0276，老年撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響系數(shù)由原來的0602減小至0575；少兒撫養(yǎng)比對農(nóng)村居民儲蓄率的影響系數(shù)由原來的0373增加至051，老年撫養(yǎng)比對農(nóng)村居民儲蓄率的影響系數(shù)由原來的-0559減少至-0781。數(shù)據(jù)雖有少許變化，但總體上仍在1%的水平上顯著，且與原來的影響方向一致，說明人口撫養(yǎng)比對城鄉(xiāng)居民儲蓄率的影響作用是穩(wěn)健的，這與Horioka和Wan（2007）的分析結(jié)果相反。當(dāng)引入控制變量后，在影響城鄉(xiāng)居民儲蓄率的幾個(gè)因素中，最為突出的是二三產(chǎn)業(yè)比，它對城鎮(zhèn)居民儲蓄率與農(nóng)村居民儲蓄率的影響系數(shù)分別為881和685，前者在1%的顯著水平上通過檢驗(yàn)，后者在10%的顯著水平上通過檢驗(yàn)，其次是少兒撫養(yǎng)比與老年撫養(yǎng)比。這說明影響城鄉(xiāng)儲蓄率的主要因素是二三產(chǎn)業(yè)比，它衡量了不同地區(qū)的轉(zhuǎn)型特點(diǎn)對儲蓄率的積累特性，其中的第三產(chǎn)業(yè)比重在城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響中系數(shù)較為顯著，但在農(nóng)村居民儲蓄率的影響中并不顯著，由此可知二三產(chǎn)業(yè)比更適合控制轉(zhuǎn)型特征。在模型中，GDP增長率在城鎮(zhèn)方面通過了顯著性檢驗(yàn)，而農(nóng)村方面卻未通過檢驗(yàn)，為此我們對模型（3）和（4）做了GLS回歸，結(jié)果表明，該系數(shù)的t值概率分別為0509和0031，城鎮(zhèn)居民方面未通過檢驗(yàn)，而農(nóng)村居民方面卻較為顯著，這個(gè)城鄉(xiāng)差異不足以說明GDP增長率對儲蓄率的影響，這與Horioka和Wan（2007）的結(jié)論相反。城市化水平對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響系數(shù)較為顯著，而對農(nóng)村居民儲蓄率的影響系數(shù)卻不顯著，這說明，城市化的儲蓄效應(yīng)只在城鎮(zhèn)地區(qū)較為明顯，而在農(nóng)村地區(qū)不明顯，這個(gè)結(jié)論也是顯而易見的。
考慮財(cái)政政策影響的情況，城鎮(zhèn)儲蓄率方面，引入的財(cái)政收入系數(shù)為0644，財(cái)政支出系數(shù)為-0706，兩個(gè)系數(shù)均在1%的水平上顯著，易見收入規(guī)模的擴(kuò)張有利于城鎮(zhèn)居民儲蓄率的增加，而支出規(guī)模的擴(kuò)張卻會導(dǎo)致儲蓄率的下降，且幅度較大。農(nóng)村儲蓄率方面，少兒撫養(yǎng)比與老年撫養(yǎng)比的系數(shù)也較為顯著，系數(shù)正負(fù)與模型（2）和（4）一致，在引入的5個(gè)控制變量中，只有二三產(chǎn)業(yè)比和人口自然增長率通過了顯著性檢驗(yàn)，引入的財(cái)政收入系數(shù)為-0415，而財(cái)政支出系數(shù)為0748，容易發(fā)現(xiàn)這與城鎮(zhèn)儲蓄率的情形正好相反。根據(jù)模型（3）和（4）可知，引入財(cái)政收支比重后，少兒撫養(yǎng)比與老年撫養(yǎng)比對城鄉(xiāng)儲蓄率的解釋力度仍較強(qiáng)，同時(shí)財(cái)政收支對城鄉(xiāng)儲蓄率的影響也存在著明顯的城鄉(xiāng)差異。
下面通過引入財(cái)政收入比重與少兒撫養(yǎng)比、財(cái)政收入比重與老年撫養(yǎng)比、財(cái)政支出比重與少兒撫養(yǎng)比、財(cái)政支出比重與老年撫養(yǎng)比的交叉項(xiàng)來考察財(cái)政政策影響的強(qiáng)弱，由此分別形成模型（5）、（6）、（7）和（8），根據(jù)我們計(jì)算的財(cái)政收支規(guī)模門限值可得到表2和表3，通過分析不同的財(cái)政收支區(qū)間來反映撫養(yǎng)比對城鄉(xiāng)儲蓄率的影響。
根據(jù)表2可知，隨著稅收規(guī)模的不斷增加，少兒撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響是先減小后增大，最優(yōu)稅收規(guī)模為465%，而對農(nóng)村居民儲蓄率的影響是先增大后減小，最優(yōu)稅收規(guī)模為713%，城鄉(xiāng)儲蓄率存在著相反的特點(diǎn)。隨著支出規(guī)模的增加，少兒撫養(yǎng)比只對城鎮(zhèn)居民儲蓄率有影響，且影響是先減小后增大，最優(yōu)支出規(guī)模為399%，而對農(nóng)村居民儲蓄率沒有影響。剔除數(shù)據(jù)后，省際財(cái)政收入比重的均值為1911，標(biāo)準(zhǔn)差為757，最小值為851，最大值為5576，平均來看，財(cái)政收入比重沒有超過465%，故驗(yàn)證了圖2中少兒撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的負(fù)向影響。類似的，農(nóng)村居民儲蓄率的最優(yōu)稅收規(guī)模為399%，而省際財(cái)政收入比重的均值為1911%，也未超過這個(gè)門限值，故驗(yàn)證了圖2中少兒撫養(yǎng)比對農(nóng)村居民儲蓄率的正向影響。省際財(cái)政支出比重的均值為1601，標(biāo)準(zhǔn)差為642，最小值63，最大值4502，平均來看，財(cái)政支出比重遠(yuǎn)超過門限值86%，故驗(yàn)證了表1中老年撫養(yǎng)比對農(nóng)村儲蓄率的系數(shù)值-0559。
根據(jù)表3可知，隨著稅收規(guī)模的增加，老年撫養(yǎng)比只對農(nóng)村居民儲蓄率有影響，且影響是先增大后減小，最優(yōu)稅收規(guī)模為84%，而對城鎮(zhèn)居民儲蓄率沒有影響。隨著支出規(guī)模的增加，老年撫養(yǎng)比也只對農(nóng)村居民儲蓄率有影響，且影響是先增大后減小，最優(yōu)支出規(guī)模為86%，而對城鎮(zhèn)居民儲蓄率無影響。
從表2和表3可知，人口年齡結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)居民儲蓄率的影響不是簡單的單向關(guān)系，而是受到財(cái)政收支規(guī)模的制約，不同的稅收規(guī)模與支出規(guī)?？赡軐?yīng)著相反的儲蓄率效應(yīng)。另外，人口撫養(yǎng)比對儲蓄率的影響也存在著明顯的城鄉(xiāng)差別。
一般來講，人口老齡化會影響居民儲蓄率，其原因如下：（1）在經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域，老齡化會對消費(fèi)、儲蓄、投資、稅收等發(fā)生沖擊，在公共政策的視角下，僅僅依靠調(diào)節(jié)人口政策或某一部門的政策都不足以全面應(yīng)對老齡化問題。［17］在這個(gè)宏觀系統(tǒng)的調(diào)整過程中，財(cái)政政策的作用直接或間接地平衡著儲蓄與消費(fèi)的互動，比如財(cái)政支出尤其是消費(fèi)性支出（如中國政府部門的三公消費(fèi)）的增加通過擠出效應(yīng)使得居民消費(fèi)減少，從而改變了居民的儲蓄水平。（2）根據(jù)莫迪利安尼的研究，隨著年齡的增大，居民在年輕時(shí)會多儲蓄而到年老時(shí)就會拿出儲蓄部分來消費(fèi)，因此人口老齡化的加劇應(yīng)使得居民儲蓄率不斷下降。（3）人口老齡化過程導(dǎo)致了勞動力年齡結(jié)構(gòu)的老化，勞動力年齡人口的中位數(shù)大幅增加，勞動力供給減少，收入就會隨之減少，因而儲蓄也相應(yīng)減少。［18］
但是，根據(jù)中國數(shù)據(jù)的測算，結(jié)合表1可知，人口年齡結(jié)構(gòu)的老齡化趨勢使得城鎮(zhèn)居民儲蓄率不斷增大，而使農(nóng)村居民儲蓄率不斷減小，可能的解釋如下：（1）我國養(yǎng)老保障制度的二元結(jié)構(gòu)。我國現(xiàn)有的養(yǎng)老保障制度設(shè)計(jì)是以城鎮(zhèn)職工為主，對城鎮(zhèn)職工實(shí)行社會養(yǎng)老保障，即個(gè)人、企業(yè)和政府三方責(zé)任共擔(dān)的企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度。近年來，我國各地積極探索農(nóng)村養(yǎng)老保障制度改革，但由于沒有統(tǒng)一的指導(dǎo)性文件，各地區(qū)改革在制度和標(biāo)準(zhǔn)上都不統(tǒng)一，農(nóng)村社會養(yǎng)老保險(xiǎn)的“碎片化”趨勢較為嚴(yán)重。目前全國31個(gè)省（市、自治區(qū)）的農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)共有1900多個(gè)縣級統(tǒng)籌單位，標(biāo)準(zhǔn)大多是“一地一策”，這樣導(dǎo)致的結(jié)果是，不僅正在試點(diǎn)的新農(nóng)保制度互不相同，即使是一地的農(nóng)村社會養(yǎng)老保險(xiǎn)也同時(shí)存在多種制度。另外，沒有納入試點(diǎn)的農(nóng)村居民仍然只能依靠個(gè)人養(yǎng)老方式。從這個(gè)角度看，農(nóng)村養(yǎng)老保障制度在各方面仍遠(yuǎn)不如城鎮(zhèn)養(yǎng)老保障制度完善，這樣的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)保障制度使得城鎮(zhèn)老齡人口每月能得到一定數(shù)量的養(yǎng)老金，這在一定程度上保證了老年人的收入不減，近年來政府又提高了養(yǎng)老金的支付額度，使得城鎮(zhèn)老年人的腰包越來越鼓，故其儲蓄份額有所增加，但農(nóng)村地區(qū)的養(yǎng)老保障制度仍未完善，出現(xiàn)的問題也較多，故農(nóng)村居民在收入保障上遠(yuǎn)遠(yuǎn)不如城鎮(zhèn)居民。（2）勞動力年齡結(jié)構(gòu)的老化。人口老齡化促使勞動力年齡結(jié)構(gòu)的老化，這在城鄉(xiāng)都是一致的，但城鄉(xiāng)就業(yè)崗位性質(zhì)的差別在于，城鎮(zhèn)地區(qū)的崗位多以腦力勞動為主，而農(nóng)村地區(qū)的崗位多以體力勞動為主（相對而言），這就使得城鎮(zhèn)老年人仍可以有機(jī)會或有時(shí)間繼續(xù)工作，以獲得薪金收入。而農(nóng)村老年人就會因身體的原因而走下崗位，收入也隨之減少。這樣的結(jié)果導(dǎo)致城鎮(zhèn)老年人仍有一定量的收入儲蓄起來，而農(nóng)村老年人就失去了儲蓄的重要來源，因而農(nóng)村儲蓄率必然下降。（3）財(cái)政政策的影響。我國的財(cái)政政策主要體現(xiàn)為城市偏向性的財(cái)政政策，［19］因而較容易地導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距，例如社會保障支出較多地使城鎮(zhèn)老年人受益，而使農(nóng)村老年人得益甚少。表3卻明確說明了人口老齡化的儲蓄效應(yīng)只在農(nóng)村地區(qū)受到財(cái)政政策的影響，在城市地區(qū)卻無影響，可見財(cái)政壓力對農(nóng)村老年人的影響更大，財(cái)政收支比重稍微增加一點(diǎn)，農(nóng)村老年人的收入就可能減少，這就影響到其儲蓄水平。
關(guān)于少兒撫養(yǎng)比的儲蓄效應(yīng)，可能的解釋是，少兒年齡人口不具備勞動能力，因而沒有收入來源，少兒撫養(yǎng)比的增加使得社會負(fù)儲蓄增加，以提供足夠的經(jīng)濟(jì)能力撫養(yǎng)少兒年齡人口。然而，少兒撫養(yǎng)比對儲蓄率的影響在城鄉(xiāng)之間有著明顯的反差，其原因可能是：（1）撫養(yǎng)小孩成本的城鄉(xiāng)差異。一般認(rèn)為，小孩需要撫養(yǎng)的階段是指從一個(gè)孩子的出生直到其具備獨(dú)立的生存能力。撫養(yǎng)一個(gè)小孩需要的成本包括產(chǎn)前費(fèi)用、生產(chǎn)費(fèi)用、衣食住行、醫(yī)療費(fèi)用、教育費(fèi)用，以及其他不可預(yù)期的費(fèi)用，而我國城鄉(xiāng)地區(qū)在這些成本支出項(xiàng)目上都存在著明顯的差距。據(jù)研究，城鎮(zhèn)居民基本生活線為594286元，而農(nóng)村居民基本生活線為196801元，后者僅相當(dāng)于前者的3312%。［20］這說明農(nóng)村整體上的消費(fèi)水平都遠(yuǎn)低于城鎮(zhèn)，城鎮(zhèn)的高消費(fèi)水平使得城鎮(zhèn)家庭撫養(yǎng)小孩的開銷大大增加，從而可儲蓄的部分就會相應(yīng)地減少。而農(nóng)村因其較低的消費(fèi)水平而較小地影響其儲蓄能力，但農(nóng)村居民儲蓄率的儲蓄效應(yīng)系數(shù)為正數(shù)，也就是說，小孩數(shù)量的增加反而會提高農(nóng)村家庭儲蓄水平。我們給出的解釋是，在農(nóng)村一直都有養(yǎng)兒防老的傳統(tǒng)，所以農(nóng)村家庭小孩多（尤其是男孩）的父母就會進(jìn)行預(yù)防性儲蓄，以保證自己老了有人所養(yǎng)。（2）財(cái)政政策影響。一方面，財(cái)政收入的增加，如所得稅或消費(fèi)稅的調(diào)整，很容易使城鎮(zhèn)勞動者的收入發(fā)生改變，而這卻較小地影響到農(nóng)村勞動者，因而撫養(yǎng)小孩數(shù)量明顯會造成城鄉(xiāng)家庭儲蓄的巨大差異；另一方面，財(cái)政支出所具有的擠出效應(yīng)（主要是消費(fèi)性支出的擠出效應(yīng)）會影響到城鎮(zhèn)居民而不會影響農(nóng)村居民，因而少兒撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響受到財(cái)政支出擠出效應(yīng)比較大，而對農(nóng)村居民儲蓄率則不會產(chǎn)生影響。
四、結(jié)論性評述
本文以1999―2009年的省際面板數(shù)據(jù)為樣本，對人口年齡結(jié)構(gòu)、財(cái)政政策與高儲蓄率的關(guān)系進(jìn)行了分析，結(jié)果表明：（1）影響我國高儲蓄率的主要因素不是人口的年齡結(jié)構(gòu)，而是經(jīng)濟(jì)體的轉(zhuǎn)型特征，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整從宏觀角度改變了拉動經(jīng)濟(jì)的投資消費(fèi)比例，從而傳遞到居民部門，影響其儲蓄行為。（2）人口年齡結(jié)構(gòu)對我國儲蓄率的影響存在著明顯的城鄉(xiāng)差異，其中少兒撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響為負(fù)，而對農(nóng)村居民儲蓄率的影響為正；老年撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響為正，而對農(nóng)村居民儲蓄率的影響為負(fù)。（3）財(cái)政收支比重對城鄉(xiāng)居民儲蓄率的影響也存在著明顯的差異，稅收規(guī)模對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響為正，而對農(nóng)村居民儲蓄率的影響為負(fù)；支出規(guī)模對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響為負(fù)，而對農(nóng)村居民儲蓄率的影響為正。
中國從1978年改革開放到現(xiàn)在，經(jīng)濟(jì)體的運(yùn)行具有明顯的轉(zhuǎn)型特征，這個(gè)特征不僅體現(xiàn)在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整上，而且也體現(xiàn)在微觀層面上，加之20世紀(jì)70年代實(shí)行的計(jì)劃生育政策，又改變了中國的人口年齡結(jié)構(gòu)，這在很大程度上配合了轉(zhuǎn)型調(diào)整所帶來的儲蓄效應(yīng)。在這個(gè)過程中，財(cái)政政策通過宏觀層面對經(jīng)濟(jì)進(jìn)行干預(yù)，使得城鄉(xiāng)居民的收入與消費(fèi)行為發(fā)生改變，進(jìn)一步影響到儲蓄能力。從以上原因來講，我國高儲蓄率的發(fā)生有其必然性和合理性。然而根據(jù)發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)的觀點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展將伴隨著儲蓄的減少，但就現(xiàn)狀而言，中國是世界上最大的發(fā)展中國家，中國仍處于并將長期處于社會主義初級階段，不能單憑改革開放后中國經(jīng)濟(jì)總量快速的增長而忽視中國發(fā)展階段的實(shí)質(zhì)。隨著中國人口老齡化的不斷加深，人口紅利的優(yōu)勢將逐漸釋放直至消失，在此過程中國家調(diào)控的方向應(yīng)是以優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式、加快人力資本積累等途徑為主，這些措施雖然看似較為傳統(tǒng)，但考慮到中國高儲蓄這個(gè)發(fā)展特點(diǎn)，它們的實(shí)施對促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)增長與發(fā)展仍具有重要的意義。
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收稿日期：2011-10-12
