時間：2023-03-29 09:24:20
序論：在您撰寫居民儲蓄率論文時，參考他人的優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您的創作熱情，引導您走向新的創作高度。
自經濟體制改革以后，我國國民收入分配的格局發生巨大變化。變化之一是居民收入在國民收入中的比重迅速提高。這使居民的消費和儲蓄行為對于經濟發展有越來越重要的意義。探討中國居民儲蓄行為的規律，找出主要決定因素，并在此基礎上對儲蓄的變化趨勢做初步預測，成為確定本論文研究題目的宗旨之一。
與西方經濟理論比較，我國關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人可支配收入減去個人消費的差額。其實物形態有金融儲蓄與實物儲蓄兩部分。金融儲蓄包括現金、存款以及各種有價證券的增加量；實物儲蓄包括本期購買的各種耐用消費品以及住房等價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據原因無法沿用此定義時，將做必要的修正。
二、關于研究方法
論文以實證分析為主，根據各種被認為可能會對儲蓄產生重要影響的因素，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行檢驗。檢驗得出兩類結果。第一，證實不同理論對于中國居民儲蓄行為的適應程度，以及該適應程度隨經濟環境變化而改變的性質；第二，確定影響中國居民儲蓄行為的主要因素，并據此建立預測模型。
被認為可能是決定我國居民儲蓄行為模式的主要因素有：強迫儲蓄，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，遺產動機。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、模型檢驗和對檢驗結果分析的思路進行。當對各國素的實證分析依次完成后，即確認出儲蓄的主要決定因素。
三、關于基本結論和基本結論形成過程簡述
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預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，并且形成預測的理論基礎。
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該有較好的解釋效果，但數據方面的原因使實證分析結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效果較好。這—現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于長短期實證結果不一致的矛盾；第二，居民收入水平由很低速提高，可以表現為很好的收入水平決定儲蓄的特征。
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，決定了這兩個理論的解釋力提高。
在研究過程中發現，的確存在一個收入水平的臨界線，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，隨我國經濟體制改革的深入和經濟持續穩定增長，居民儲蓄行為應該更好地由跨時預算約束類儲蓄理論解釋。
2、到目前為止，在勞動生產率增長與人口增長這兩個收入增長源中，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，我國勞動生產率在絕大部分的時間內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。論文運用由生命周期理論模型為基礎得到的人口年齡結構模型進行檢驗。檢驗結果很好地證實我國勞動人口增長對于居民儲蓄率有重要的作用。同時，這—結果也證實了我國經濟學界比較流行的觀點，即我國的經濟增長主要依靠單純投入量增加維持，而非投入產出率的提高。這一結論提示，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模，從而影響投資規模和經濟增長速度。
3、1955一1978年，強制儲蓄是我國居民儲蓄中一個不可以忽視的重要內容，但該成份在1979年以后減弱。目前已達到可以被忽略的程度。
分析居民儲蓄的強制成份時采用Feldenstein等人的方法，即將被管制的物價水平還原為可以反映市場供求狀況的真實價格，建立基本分析模型，考察在真實價格下居民儲蓄與在管制價格下居民儲蓄的差異，從中發現強制儲蓄的程度。由于用這種方法設定的參數a中可能包含因社會貨幣化程度提高導致高估儲蓄被強制程度的因素，需要用貨幣需求函數做為輔檢驗模型。檢驗的結果發現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張。剔除貨幣化程度提高的因素后，居民儲蓄中強制的成份有79年以前較多、79年以后減少的變化。結合中國社會科學院1986--1987年的居民家庭抽樣調查結果，可以大致估計至八十年代中期，強制儲蓄占居民儲蓄的成份低于1/3。進入九十年代該比重繼續下降。由此可以認為，強制儲蓄已經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系做回歸分析后發現，利率彈性由79年以前的負值轉為79年以后的正值。彈性的顯著性略有提高，但均未達到顯著的程度。由此可以得出我國居民儲蓄的利率彈性很低的結論。論文對這一現象的解釋主要從利率敏感性和財產的期限結構兩個角度進行的。
利率的敏感性指人們對于利率變化的反應程度。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。低于真實利率水平的名義利率也會抑制利率的敏感性。我國長期實行嚴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，居民財產期限結構是影響利率彈性以及彈性正負方向的重要因素。利率對儲蓄的影響有正的替代效應和負的收入效應。利率的彈性則取決于兩個相反的效應相互抵消的結果。當財產以長期為主時，利率的替代效應較強；當財產以短期為主時，利率的收入效應較強。我國人口增長的特征、金融市場的發達程度和收入水平決定居民財產以中短期為主，這決定了79年以前利率很弱的負效應和79年以后略有提高但依然很弱的正效應。
按照我國人口增長、收入增長和金融市場的發展趨勢，我國未來一段時期內以替代效應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。
實證結果發現通貨膨脹對儲蓄率有不顯著的負效應。對這一現象的解釋是我國長期低收入水平下過低的財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，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。
由分析得出的結論是，無論現在還是將來，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生變化，否則，該因素對居民儲蓄率的變化沒有影響。
根據中國現有的社會保障體系主要覆蓋城鎮國有企業職工的特點，將社會保障對儲蓄影響的分析分別就城鎮與農村進行。所依據的基本理論是生命周期假說。
研究發現，我國正在進行的社會保障制度變革可能使城鎮居民儲蓄率略有提高，農村居民的儲蓄率則由于農村社會保障制度的發展進程緩慢，在相當長的時期內不會因此發生變化?？紤]到農村人口占中國人口的絕大多數，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，發現79年前后信貸約束有從很強到開始緩慢減弱的變化過程。因此判斷，79年以前較強的信貸約束可能構成抑制居民儲蓄和消費行為的跨時預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，信貸約束并不構成決定居民儲蓄率變化的主要因素。
7、遺產動機目前不構成我國居民的主要儲蓄動機，估計遺產在居民財富中所占的比重很低。遺產動機的強弱以及遺產率（遺產占財產的比重）取決于居民收入分配的非均衡程度。按照我國經濟學界的一些研究成果，一段時期內收入分配的非均衡程度將會隨收入增長進一步擴大，居民的遺產動機也會和遺產率也會提高。遺產動機對我國居民儲蓄的影響會加強。但如果遺產率基本穩定并且遺產不占財產的主要比重，遺產動機的存在基本不影響居民的儲蓄模式。根據西方經濟學界的有關研究，該假設條件在發達國家存在。由此可以初步認為，居民遺產在我國居民財產中有增加的趨勢，但并不影響居民的儲蓄行為模式?？紤]到遺產動機的大小隨收入增長擴大的性質，可以將該因素納入到收入增長的儲蓄模型中一并考慮。
8、對各相關因素做逐一分析后，可以認為在未來的一段時間內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率不變，用人口變化趨勢的有關數據對勞動人口增長的儲蓄模型進行趨勢預測，發現直到2010年以前，居民儲蓄率呈穩定上升的趨勢，此后趨于下降。因此，從現在起直至2010年是我國的儲蓄和社會財富積累的黃金時期。緊緊抓住這一由人口變動規律創造的機會，為2010年以后的經濟持續增長和社會保障奠定豐足的基礎，具有十分重要的戰略意義。
四、關于基本結論的政策含義
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的基礎正在減弱。順應這一趨勢，應及時消除意在擴大儲蓄的收入差異稅收保護。
房價影響居民儲蓄率
中國社會科學院 李雪松等
“房價上漲、多套房決策與中國城鎮居民儲蓄率”
《經濟研究》工作論文第792號
21世紀初以來，中國國民儲蓄率穩步提高，2013年達51%左右，比2000年提高了10個百分點以上，其中企業、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查（CHFS）數據，就房價上漲、多套房決策對城鎮居民儲蓄率的影響進行考察，就房價上漲對多套房決策的影響機制及對城鎮居民儲蓄率的異質性影響進行檢驗，結果表明：
第一，自1998年實施房改政策以來，房價上漲對中國城鎮家庭多套房決策具有顯著的正向影響。房價上漲率每提高1個百分點，家庭多套房決策的概率會上升約1個百分點。房價上漲對家庭多套房決策的影響存在顯著的異質性。當房價上漲時，高收入家庭、戶主就職于政府部門的家庭、戶主為中層職務的家庭、首套房為單位分房或集資建房的家庭，進行多套房決策的概率更高。房價的快速上漲，放大了住房不平等和財產不平等，使城鎮家庭資產基尼系數擴大。
第二，房價上漲對居民儲蓄率有顯著的正面影響，房價上漲時居民消費的替代效應及預算約束效應顯著，并推高了儲蓄率。房價上漲每提高1個百分點，城鎮居民儲蓄率會上升1個百分點。
第三，多套房決策對城鎮居民儲蓄率有顯著的負面影響，多套房家庭的財富效應降低了儲蓄率。多套房決策對家庭儲蓄率影響的平均處理效應為-10%左右，多套房決策使家庭儲蓄率平均下降約10個百分點。房價上漲及多套房決策都對城鎮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致的家庭多套房決策應給予鼓勵，但應抑制因房價上漲過快因素所引致的居民高儲蓄率。 制度
政府調控房價空間較小
浙江財經大學 李永友
“房價上漲的需求驅動和漣漪效應――兼論我國房價問題的應對策略”
過去十多年，影響中國房價變化的因素很多，且不同因素對房價上升的貢獻存在較大差別。在所有因素中，需求面因素貢獻最大。
在中國城鄉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生的住房需求，都是市場和市場主體的自然反應。相反，供給面因素對房價的貢獻最小，僅約-2.5%，且主要是針對房產企業的信貸所致。對各因素的貢獻進行比較后發現，政府調控房價的空間很小。
鑒于中國城市房價問題最主要來自需求因素，而強大的需求因素又來自城鄉分割治理和長期形成的巨大城鄉差異，以及現有的二級土地制度。因此，政府應改變目前在房地產市場的一些調控政策和思路，充分發揮市場機制的作用，減少人為扭曲。在制度上，政府應調整城鄉差異，在公共品供給上實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
網絡課程降低學費
哈佛大學 David J. Deming等
“網絡課程能壓低高等教育成本曲線嗎”
NBER工作論文第20890號
由于網絡課程的課堂規?？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省高等教育成本的最佳途徑。那么，網絡課程是否真的能壓低傳統高等教育的成本曲線呢？
根據美國中學后教育數據綜合系統（IPEDS）提供的數據，網絡教育主要集中在大型營利性非專業類公立高等教育機構。IPEDS很難追蹤網絡課程和其他非學位類網絡項目。而學生們也很少通過網絡課程就讀專業類高等教育機構。
關鍵詞：城鎮居民儲蓄水平;利率;可支配收入;基尼系數
中圖分類號：F83 文獻標識碼：A
收錄日期：2015年1月14日
改革開放以來，我國經濟呈現蓬勃發展趨勢，人民生活水平普遍提高，與此同時，我國居民的儲蓄也隨之快速增長。進入90年代以后，我國居民儲蓄存款余額始終保持在兩位數的增長速度。我國居民儲蓄率一直是世界上最高的，這一現象引起國內各經濟學家及政府的廣泛關注，較高的居民儲蓄直接影響到我國整個經濟的運行，所以對我國居民儲蓄存款的問題進行研究很有必要。我們可以對研究的結果進行分析，并制定相應的政策方針，使整個國民經濟更好地發展。
一、變量分析與選擇
在此之前，已有很多經濟學專家學者對此問題做過相關模型分析，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行比較分析，最后選定城鎮居民家庭人均可支配收入、一年期存款利率、恩格爾系數以及基尼系數這四個主要影響因素建立了模型。以下是對選擇這幾個影響變量的原因分析：
（一）城鎮居民家庭人均可支配收入。城鎮居民家庭人均可支配收入指最終消費支出和其他非義務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，在西方經濟學里，利率通常和儲蓄成正比，因為利率越高居民得到利息越多，就更愿意把錢存入銀行，所以模型中也將這個因素選入解釋變量。本模型中選取的利息率數據是一年的變動利率加權平均后的利率。
（三）城鎮居民基尼系數?；嵯禂凳怯脕矶繙y定收入分配差異程度，綜合考察居民內部收入分配差異狀況的一個重要分析指標。在西方經濟學中，凱恩斯認為，收入分配的均等化程度越高，社會的平均消費傾向就會越高，社會的儲蓄傾向就會越低。所以，把基尼系數選入作為解釋變量。
另外，價格指數和通貨膨脹率也對儲蓄率有一定影響，鑒于數據無法完整得到，放棄對其分析。
理論模型設計如下變量：Y代表城鎮居民儲蓄率;X1代表人均可支配收入;X2代表一年期存款利率;X3代表城鎮居民基尼系數。建立模型：
Y=B0+B1×X1+B2×X2+B3×X3+u
B0表示必要消費，它表示在收入為零時人們也要花錢消費，也就是有生活必需品消費支出，儲蓄率為負。
B1表示當城鎮家庭人均可支配收入變動1元時，城鎮居民儲蓄率相對應的變動單位數。
B2表示當一年期利率變動一個百分點時，城鎮居民儲蓄率相對應的變動單位數。
B3表示基尼系數對儲蓄率的影響。
u表示隨機誤差項。
二、回歸與結果
對被解釋變量Y利用Eviews做回歸，得到結果表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 調整可決系數=0.907566
F=50.09249 DW=1.899527
三、模型的檢驗與修正
（一）對于模型的經濟意義的檢驗。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需求?；貧w方程中的各個系數符合經濟意義檢驗。
（二）多重共線性檢驗。對回歸模型的三個解釋變量，利用Eviews做出相關系數矩陣。（表2）
可見，X1和X3之間的相關系數為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，與經驗相符，因此選定（1）為初始回歸模型。
逐步回歸：
通過Eviews軟件，將回歸結果在EXCEL中列出如表6所示。（表6）
當引入變量X2時，各系數的t檢驗通過，但是其方程的常數項C的值為-5.44423，由于定義中常數項B0的經濟意義為必要的消費支出，即即使舉債也要進行的消費額，例如大米、油、鹽，所以常數項的值必須為正值。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
各系數符號符合經濟意義，且t檢驗通過。確定回歸模型為F（X1，X3）。
但是，對該回歸方程進行D.W.檢驗，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性。下面對于方程進行自相關性的修正。（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代表城鎮居民儲蓄率;X1代表人均可支配收入;X3代表城鎮居民基尼系數。
四、結論與建議
通過以上數據分析和回歸模型的建立，我們可以發現，在不考慮其他條件和因素的前提下，城鎮居民的儲蓄率與居民的可支配收入存在正相關關系，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同樣存在一定的相關關系。然而，通過模型的修正和優化，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，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、商品的價格指數等等，然而考慮到很多數據的不可得性，本文并沒有對其進行討論分析。就修正得到的最終模型可以看出，F檢驗所對應的P值為0.004360<0.01，通過了F檢驗，說明該回歸模型在1%的顯著性水平下，模型的線性關系顯著成立?？梢源笾碌恼J為，城鎮居民的儲蓄率與可支配收入和基尼系數的關系如結論方程所示。
基于上述模型問題的討論，筆者對于城鎮居民的儲蓄提出兩點建議：首先，一個國家的儲蓄額反應的是國民對于國家發展的期望值，是國家進行投資發展的重要經濟來源，所以應該通過宏觀或者微觀等經濟手段，例如提高人均可支配收入，加大政府購買和轉移支付的力度，將國民儲蓄率保持在一個良好的水平之下。其次，一個國家的經濟發展離不開市場經濟的發達，過度的儲蓄會降低市場購買，抑制商品經濟的發展，國家應當通過調控手段，例如減小基尼系數，縮小貧富差距，刺激購買和消費，保證市場活力和經濟流通速率，確保居民日常經濟活動正常運行。
主要參考文獻：
[1]《中國統計年鑒》2011期數據統計.中國人民銀行官網.
[2]唐軍.中國居民儲蓄主要結構性問題研究[J].中國社會科學院研究生院碩士學位論文，2012.
[3]孫晶.我國居民儲蓄的利率效應實證分析[D].西南財經大學碩士學位論文，2012.
關鍵詞：人口年齡結構 居民儲蓄率 關系 撫養負擔
問題的提出
江蘇省作為我國東部經濟發達地區，2010年GDP排名位于全國第二。在經濟快速發展的同時，江蘇省也保持著較高的國民儲蓄率，2010年已高達58.39%。江蘇省統計年鑒顯示，2010年城鄉居民存款儲蓄額已達23334.8億元，占當年總GDP的56.33%；企業部門儲蓄額為19148.59億元，占當年總GDP的46.22%；政府部門儲蓄額569.95億元，占當年總GDP的1.376%。從統計數據來看，居民儲蓄和企業儲蓄對江蘇省高儲蓄貢獻較大，企業儲蓄所占比例較小。
現有的關于高儲蓄率的形成原因，學術界對其有不同的解釋，比如：經濟的快速增長，居民的“預防性儲蓄”動機，社會保障體系的不完善，男女比例失衡以及人口結構的變動等。
全國第六次人口普查數據顯示，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占總人口數的 7%作為衡量人口老齡化的起點，根據該標準，江蘇省人口年齡結構在發生顯著變化的同時，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構之間是否存在相關關系呢？本文對此進行驗證。
人口年齡結構與儲蓄率理論介紹
現有的關于人口年齡結構與儲蓄率的關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期、中年時期和老年時期三個階段。一般而言，在年輕時期，家庭收入低，但因為未來收入會增加，因此在這一階段，往往會把家庭收入的絕大部分用于消費，有時甚至舉債消費，導致消費大于收入，這時家庭中基本上沒有儲蓄或有很少的儲蓄。進入中年階段后，家庭收入會增加，但消費在收入中所占的比例會降低，收入大于消費，因為一方面需要償還青年階段的負債，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，這時需要依靠年輕時的儲蓄來消費，從而社會儲蓄率又會下降。1976年，Medigliani對生命周期理論進行擴展，認為儲蓄率會隨被撫養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濟學的角度來研究人口年齡結構變動與儲蓄的關系，Coale and Hoover（1958）從宏觀角度提出了人口轉變過程的“撫養負擔假說”（Dependency Hypothesis，DH）。該假說認為，下降的嬰兒死亡率和上升的生育率導致勞動年齡人口背負的少兒撫養負擔上升，導致社會儲蓄隨之減少。隨著生育率的下降和經濟活動人口的急劇增加，勞動年齡人口背負的少兒撫養負擔減輕，社會儲蓄也增加。最后，人口年齡結構變動表現為巨大的老齡撫養負擔，這將削弱儲蓄力度并使經濟增長速度減緩。
文獻綜述
一些學者以生命周期理論和撫養負擔假說為基礎進行了相關實證研究。Loayza等（2000）在Schmidt（1996），Higgins（1998）研究的基礎上，運用面板數據進行分析得出少兒撫養負擔比和老年贍養負擔比與儲蓄率呈負相關關系。Kraay（2000）通過不同國家截面數據的估計，認為老年撫養負擔比對社會儲蓄率存在顯著的負作用，而少兒撫養負擔比對儲蓄的影響并不顯著。汪偉（2009）運用中國1989-2006年的省際面板數據，得到少兒撫養比對居民儲蓄影響為負，老年撫養比對居民儲蓄影響為正，且均顯著。李魁（2010）通過采用全國30個省市1990-2006的面板數據，主要運用二步系統GMM法進行研究，發現少兒撫養負擔比對儲蓄率有負的影響，在10%水平上顯著，老年贍養負擔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年的省際面板數據為樣本，運用Hausman檢驗，實證分析表明人口年齡結構對我國儲蓄率的影響存在明顯城鄉差異。
總體來看，關于人口年齡結構與儲蓄率的關系，至今還沒有一個明確的定論。已有的研究大多是利用面板數據對儲蓄率進行整體的研究，較少將其細分，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構變動對城鎮居民儲蓄率和農村居民儲蓄率的影響，為江蘇省關于人口與社會經濟協調發展方面提供對策建議。
數據、變量選取
由于本文要考慮人口年齡結構對儲蓄率的影響，選擇江蘇省1995-2010年城鎮居民人均儲蓄率和農村居民人均儲蓄率數據作為被解釋變量，以區分城鄉差別的特點。其中，城鎮居民人均儲蓄率（CS）和農村居民人均儲蓄率（US）分別是城鎮居民人均儲蓄額和農村居民人均儲蓄額與各自人均可支配收入的比率。在作為人口年齡結構的解釋變量里，本文選擇少兒撫養比（FC）和老年撫養比（FO）作為衡量人口年齡結構的指標。假定N、L、O、C分別表示總的人口數量、勞動力數量（14-64歲人口數量）、老年人口數量（65歲以上人口）和少兒人口數量（0-14歲人口數量），少兒人口撫養負擔比FC用C/L表示，表示每100名勞動力要撫養的兒童數量，老年人口贍養負擔比FO用O/L表示，表示每100名勞動力要贍養的老人數量。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系，所以引進江蘇省人口自然增長率，用NR表示。
以上數據由中國統計年鑒和江蘇省統計年鑒整理得來，由于考慮到各種數據指標的可得性、完整性和有效性，數據區間選取為1995-2010年。
實證分析
由于時間序列往往存在非平穩性，為保證建立的回歸有意義，應先對各序列進行平穩性檢驗，再在此基礎上進行協整檢驗和Granger因果關系檢驗，并建立相應的誤差修正模型。
（一）平穩性檢驗
本文為考察人口年齡結構與與城鎮居民儲蓄率的關系，選取1995-2010年的時間序列數據進行測算，分析城鎮居民儲蓄率（CS）和農村居民儲蓄率（US）分別與少兒人口撫養負擔比（FC）、老年人口贍養負擔比（FO）、人口自然增長率（NR）的協整關系。各序列的平穩性檢驗結果如表1所示。
由表1結果可知，上述序列除人口自然增長率在原序列平穩外，其余序列經過一階差分后均不存在單位根，為平穩序列。
（二）協整檢驗
從上述ADF檢驗結果可知，城鎮居民儲蓄率、農村居民儲蓄率與少兒撫養負擔比、老年撫養負擔比、人口自然增長率符合協整的必要條件。分別對城鎮居民儲蓄率和農村居民儲蓄率與各自變量進行OLS估計，建立回歸方程，結果如下：
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，然后對上述兩個回歸模型的殘差序列E1和E2進行平穩性檢驗，仍然采用ADF檢驗。若平穩則可證明上述變量之間是協整關系，具體結果見表2。
通過對兩個回歸方程的殘差序列E1和E2進行ADF檢驗，結果顯示，E1的t檢驗值為-6.971217，在1%顯著性水平上通過檢驗；E2的t檢驗值為-3.872195，在5%的顯著性水平上通過檢驗。說明兩個殘差序列均平穩，意味著城鎮居民儲蓄率和農村居民儲蓄率與各指標之間存在長期協整關系。
根據上述協整方程，分指標情況看：第一，少兒撫養比對城鎮居民儲蓄率的影響為負，對農村居民儲蓄率影響為為正，并且影響效果顯著；老年人口撫養比對城鎮居民儲蓄率影響和農村居民儲蓄率影響均為正，但是對城鎮居民儲蓄率影響不顯著，對農村居民儲蓄率有顯著的影響。第二，少兒撫養比對城鎮居民儲蓄率負的影響大于老年負擔比對其正的影響，少兒負擔比每下降1個百分比，城鎮居民儲蓄率增加1.586個百分點；老年負擔比每上升一個百分點，城鎮居民儲蓄率上升約0.303個百分點。少兒撫養比對農村居民儲蓄率的影響大于老年負擔比對其的影響，少兒撫養比下降一個百分點，農村居民儲蓄率下降0.971個百分點；老年負擔比每上升一個百分點，農村居民儲蓄率上升0.896個百分點。第三，人口自然增長率對城鎮居民儲蓄率有正的影響，其每增長一個百分點，城鎮居民儲蓄率增加2.728個百分點；但對農村農村居民儲蓄率有負的影響，其每增加一個百分點，農村居民儲蓄率下降4.244個百分點。第四，從常數項來看，城市居民存在更多的自發性儲蓄行為，農村居民相對來說自發性儲蓄比較少，這個可能與城鎮居民和農村居民收入高低有關。
（三）誤差修正模型
上述分析證明城鎮儲蓄率和農村居民儲蓄率與各因素之間存在協整關系，根據協整理論，存在協整關系的經濟變量之間可以建立誤差修正模型，把各個影響城鎮居民儲蓄率和農村居民儲蓄率的影響指標的短期行為和長期變化結合起來。先對各自變量序列進行一階差分，再進行回歸分析，納入誤差修正項，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和誤差修正項的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和誤差修正項的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
以上數據說明上述兩個模型擬合度較好，變量之間無明顯共線性。誤差修正項為負，說明均衡誤差對短期波動收斂于長期均衡有較好的調節作用。當城市儲蓄率和農村居民儲蓄率與各影響因素之間出現不適應時，誤差項能夠在其中起到迅速調節作用。
（四）Granger因果關系檢驗
為進一步考察年齡結構與居民儲蓄率的關系，本文采用Granger因果關系檢驗法來判斷江蘇省城鎮居民儲蓄率和農村居民儲蓄率與各影響因素之間的因果關系。檢驗結果如表3、表4所示。
由表3可知，老年人口負擔與城鎮居民儲蓄在一定程度上不存在因果關系，少兒人口負擔和人口自然增長率與城鎮居民儲蓄率之間存在單向的因果關系。
由表4可知，少兒人口負擔比和人口自然增長率與農村居民儲蓄率存在雙向的因果關系，老年人口負擔比與農村居民儲蓄率之間存在單向的因果關系。
（五）脈沖響應分析
為了反映少兒負擔比和老年負擔比對城鎮居民儲蓄率和農村居民儲蓄率之間的長期動態影響，可通過繪制脈沖響應圖來衡量。
由圖1可知，少兒撫養比對農村居民儲蓄的影響是一個長期的過程，大約從第1年持續到第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，老年撫養比對農村居民儲蓄的影響持續時間長達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，少兒撫養比對城鎮居民儲蓄率的影響同樣是個長期的過程，影響最大的是前5年，從第7年后影響開始逐漸減弱。
江蘇省少兒撫養比對城鎮居民儲蓄率有顯著的負影響，對農村居民儲蓄率有顯著的正影響，即少兒撫養比的下降使城鎮居民儲蓄率上升，農村居民儲蓄下降，這可能與城鄉居民收入水平差距較大有關。江蘇省2010年城鎮居民家庭人均收入為22944元，農村居民家庭人均收入為9118元，城鎮居民家庭人均收入大約是農村居民家庭人均收入的2.52倍。城鎮居民收入較高，少兒負擔減輕了，在消費水平既定的條件下，能夠儲蓄的錢相對增加。老年撫養負擔對城鎮居民儲蓄率的影響比較模糊，城鎮社會保障政策的相對完善，而且老人有更多的再就業機會等原因，使老年撫養負擔的增加對城鎮居民儲蓄率沒有太大的影響。農村居民收入相對較低，除去日常生活消費開支外，能儲蓄的錢相對較少。少兒負擔的減輕，農村生活條件的改善使農村居民消費能力增強。雖然農村養老保險政策正在逐步貫徹實施，但各地還是存在差別，同時人口撫養負擔對農村的影響年限長于城鎮，所以農村老年撫養負擔對農村居民儲蓄仍然存在正的顯著影響，預防性養老儲蓄在農村還是比較普遍。人口自然增長率對城鄉居民儲蓄率的不同效應影響，進一步說明了城鄉居民收入水平的差距和農村居民養老保障體系的不成熟。
結論
本文對江蘇省人口年齡結構對城鎮居民儲蓄率和農村居民儲蓄率的協整關系和Granger因果關系進行檢驗，發現江蘇省少兒撫養負擔比和老年負擔比對江蘇省城鎮居民儲蓄率和農村居民儲蓄率存在長期協整關系。并且少兒人口撫養負擔和人口自然增長率與城鎮居民儲蓄率存在因果關系，老年人口負擔和人口自然增長率與農村居民儲蓄率存在因果關系。同時繪制脈沖響應圖，說明人口撫養比對城鄉居民儲蓄率的長期動態影響，結果顯示，人口撫養負擔對農村的影響時間年限長于對城鎮的影響時間年限，撫養負擔對農村居民儲蓄率的影響相對城鎮居民儲蓄率來說更加深遠。
基于本文的研究結論，筆者提出以下建議：在加快經濟發展的同時，提高居民消費水平，特別要鼓勵城鎮居民消費，用消費拉動內需；增加農民收入，縮小城鄉差距，促使城鄉協調發展；進一步完善社會保障體系，盡快完善和貫徹實施農村養老保障政策。
參考文獻：
1.Anselin，L.，Spatial Econometrics； Methods and Models，Kluwer Academic Publishers，1998
2.Loayza，N.，Schmidt-Hebbel，K.and Servn，L.，What Drives Saving across the world，Review of Economincs and Statistics，2000，82（2）
3.Kraay，Aart. Household Saving in China[J].The World Bank Economic Review，September，2000，14 （3）
4.汪偉.經濟增長、人口結構變化與中國高儲蓄[J].經濟學季刊，2009（7）
關鍵詞：儲蓄;投資;相關性
中圖分類號：F045-6 文獻標識碼：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―投資的轉化是經濟學一直關注的一個核心問題。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”看成是經濟穩定增長的前提條件，但卻沒有分析如何實現這個條件。哈羅德―多馬模型則認為，只要保證經濟有一個“合意的增長率”，儲蓄便能自動地全部轉化為投資。新古典模型也建立在儲蓄完全轉化為投資的基礎之上。然而，實際經濟運行中由于各種因素的影響，儲蓄只能部分轉化成投資。儲蓄能否完全轉化為投資，或者說有多大比例的儲蓄能夠轉化為投資，影響到一國經濟能否實現穩定增長。
學術界都對儲蓄投資相關性問題有著大量的研究，得出的結論也各不相同。Feldstein[4]和Horioka選取了16個OECD國家1960―1974年間的平均儲蓄和平均投資數據進行截面回歸，發現一國國內的儲蓄和投資具有很高的正相關性。他們認為可以把國內儲蓄和投資的相關性作為檢驗國際資本流動程度的標準。這是因為，在封閉經濟條件下，國內儲蓄是一個國家國內投資的惟一來源；而開放經濟條件下，國內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，國內儲蓄和投資應該是兩個獨立變動的變量。Feldstein和Horioka還將OECD樣本國家總儲蓄分為居民、政府和企業三個部分，對各部門儲蓄與總投資的相關性進行了簡要分析，發現企業儲蓄對總投資貢獻要大于居民儲蓄和政府儲蓄。
Feldstein和Horioka的研究引起了經濟學界激烈的爭論，之后涌現出大量的理論和經驗分析[5]。很多文獻試圖從交易成本、資本市場管制、各種經濟周期沖擊和國家規模等方面來解釋儲蓄投資的高相關性[1-11]。而對于儲蓄投資相關性作為國際資本流動程度的檢驗標準，也有不少學者提出了不同的意見。Tesar、Levy和Corbin都認為儲蓄投資相關性不包含任何有關實際資本流動的信息，不能用來檢驗國際資本流動程度[3-10-11]。近年來國內也有不少研究儲蓄與投資的關系的文獻。武劍[14]、肖紅葉和周國富[18]等對中國較低的儲蓄投資轉化率進行了定性分析。包群等[13]利用脈沖響應函數的方法對居民儲蓄、政府儲蓄和投資數據進行分析，發現中國居民儲蓄在投資轉化過程中存在明顯的時滯效應。而許雄奇和符濤利用誤差修正模型進行分析，發現總儲蓄和總投資之間存在長期協整關系和短期動態調整機制。[15]
上述絕大多數文獻集中研究的是總儲蓄與總投資的相關性，而很少有文獻對分部門儲蓄與投資的相關性進行經驗研究和分析。Kuijs[8]把中國儲蓄細分為居民、政府和企業三個部門進行研究，并通過分析得出中國2000年以來的儲蓄率上升，主要是歸因于企業儲蓄率與政府儲蓄率的上升。張明也談到，中國國內儲蓄存在著一個獨特的現象，即從國際比較來看，中國的居民儲蓄、企業儲蓄和政府儲蓄都并不是最高，但由于這三個部門的儲蓄率都居高不下，所以帶來了中國的總儲蓄率遠遠高于其他國家，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，區分出政府、居民和企業這三個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函數等方法，對中國分部門儲蓄與投資的相關性重新進行分析，以期得到有關中國儲蓄與投資相關性的更為準確的結論。
二 、理論模型和數據來源
根據封閉經濟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)。近年來企業儲蓄是中國儲蓄的重要組成部分，因此，很有必要把企業儲蓄也納入模型。
將私人部門儲蓄(Y-C-T)分為居民儲蓄和企業儲蓄兩部分，在封閉條件下根據（3）式則有:
由式（4），本文構造如下模型Feldstein和Horioka（1980）所使用的分部門儲蓄與投資相關性估計模型與本文采用估計模型完全一樣。：
本文利用向量誤差修正模型(VECM) 來對分部門儲蓄和投資關系進行分析。本文采用1978―2005年的中國國內總投資率、居民儲蓄率、政府儲蓄率和企業儲蓄率數據（分別為總資本形成額、居民儲蓄、政府儲蓄和企業儲蓄占GDP的比重），數據由UBS根據CEIC數據庫數據估算而得。根據張明（2007），Anderson采用了以下方法來計算中國的部門總儲蓄率：用支出法GDP統計中的國內總投資和經常賬戶盈余數據計算出國內總投資率，根據農村和城鎮抽樣調查數據估算家庭總儲蓄率，用財政賬戶估算政府總儲蓄率，而企業總儲蓄率則是一個余額。
三、經驗檢驗及結果分析
本文對分部門儲蓄與投資的相關性的經驗分析包括五個階段：首先對投資率、居民儲蓄率、
政府儲蓄率和企業儲蓄率進行單位根檢驗；如果確認各序列有單位根，就進行協整關系檢驗；如果協整關系存在，就利用向量誤差修正模型（VEC）進行估計；然后用Granger因果檢驗三部分儲蓄率與投資率之間的因果關系；最后用一般脈沖響應函數來描述分部門儲蓄對投資率的短期和長期動態反應。
（一）單位根檢驗
一般來說，宏觀經濟時間序列數據具有不平穩的特征，需要對它們進行單位根檢驗。表1 給出了這些序列的水平值及一階差分擴展的ADF檢驗值，考慮數據是年度數據，我們取2作為最大滯后階數，并以AIC（Akaike Information Criterion）信息準則和SC（Schwarz Criterion）信息準則來判斷實際滯后階數，以及是否選取趨勢項及截距項。
表1si、sp、sg和se四個序列的ADF檢驗結果
變量
水平檢驗結果一階差分檢驗結果
檢驗方法如下:首先對序列水平值做單位根檢驗，再對一階差分做單位根檢驗。如果水平值接受單位根原假設，而一階差分拒絕單位根原假設，我們就認為序列具有I (1) 過程。一般認為，如果一階差分是平穩的，那么二階差分也是平穩的，因此，在此不做I(2) 檢驗。見表1。
投資率1%的水平上接受原假設，其余的數據水平值都在5%的水平上接受原假設，即序列是非平穩的。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四個序列都是非平穩的I（1）的過程。
（二）Johansen 協整檢驗
對于具有相同單位根性質的時序數據，可以利用Johansen 檢驗來判斷它們是否具有協整關系，從而考察si、sp、sg和se四個變量序列之間是否存在長期穩定的變動關系。Johansen 檢驗的基本原理是采用最大似然法估計包含有關變量一階差分滯后項和水平量一階滯后項的向量自回歸(VAR) 模型，同時解出其中水平量估計系數矩陣中對應不同秩數的特征根。
首先，建立一個VAR（P）模型：
其次，應當確認模型的滯后階數p，以便為下一步的協整檢驗提供一個合適的滯后階數。無論是在Johansen 協整檢驗還是向量誤差修正模型（VEC），滯后階數p都是一個重要的參數。實際研究中，比較常用的方法是AIC（Akaike Information Criterion）信息準則和SC（Schwarz Criterion）信息準則。我們用常用的方法，先估計一個向量回歸模型（VAR），通過檢驗它的滯后階數來選取相應協整分析中的階數?？紤]本文所用數據均為年度數據，滯后階數超過3表示的意義不大，故最大滯后階數選為3，因而得到不同滯后階數VAR模型的AIC和SC值（見表2）。
根據AIC和SC 信息準則，AIC、SC的值越小越好。根據AIC準則判斷，滯后階數應為3，而根據SC準則判斷，滯后階數應該取1。不過考慮到VAR模型回歸得到了數個顯著的3階滯后項的系數，因此本文采取AIC準則，VAR模型取3階滯后。
最后，進行Johansen 協整檢驗。Johansen 協整檢驗需要注意的是協整檢驗是用ΔYt 對ΔYt-1，ΔYt-2，ΔYt-p，及其他外生變量作回歸的，此時與原序列的最大滯后階數要小于1。由上面VAR 模型的滯后階數判斷可知，協整檢驗的滯后區間應設定為（1，2）。根據本文數據的特性，檢驗時協整形式選取序列有線性趨勢但協整方程只有截距，可得表3。
由表3可知，跡統計量在5%的顯著水平上判定存在1個協整關系，極大值檢驗統計量在10%的顯著水平上判定存在1個協整關系。這證明si、sp、sg和se 之間存在協整關系，即投資率、居民儲蓄率、政府儲蓄率和企業儲蓄率之間確實存在長期均衡關系。
（三）向量誤差修正模型(VECM) 估計
VEC模型是含有協整約束的VAR 模型，一般用于具有協整關系的非平穩時間序列建模。向量誤差修正模型為我們提供了分析長期動態關系的工具，利用Johanson方法對向量誤差修正模型(VECM) 進行估計。根據上文的分析，滯后階數取2，則上文設定的誤差修正方程為：
其中，（）內為標準差，［ ］內為t統計量。sg、se兩個變量的t統計量不顯著，但考慮到該方程中sg、se兩個變量對于解釋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t統計量臨界值為1-75（顯著水平為10%時t統計量臨界值為1-34）。在5％顯著水平，剔除不顯著回歸系數得結果如下：
首先，從協整方程上看，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），一般得到的結果是中國儲蓄和投資之間存在長期的正相關性。與以往結論不同，在考慮三部門儲蓄與投資相關性的情況下，中國居民和企業儲蓄與投資存在長期正相關性，而政府儲蓄與投資之間存在長期的負相關性。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個單位的反方向變動；一單位的企業儲蓄率變動將引起投資率的0-4個單位的正向變動。這說明：
（1）中國儲蓄與投資的相關系數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系數為0-8，瑞士為0-65，大多數國家超過0-6[19]。這說明中國投資儲蓄轉化率較低，金融體系把投資轉化為儲蓄的效能有待于改善。
（2）中國企業儲蓄對投資的貢獻度高于居民儲蓄，近年來企業儲蓄率不斷上升，從1980年的16-2%上升到2005年的30-2%，整整增加了14個百分點。這說明中國的投資之所以居高不下，主要原因是由于企業的儲蓄太高、增長速度太快，而企業儲蓄一般會直接轉化為企業投資。
（3）政府儲蓄率上升一個百分點將引起投資率下降0-19個百分點，即中國政府儲蓄與投資之間具有負相關性。這可能是因為在由政府儲蓄轉化而成的政府生產性投資對私人投資存在較為嚴重的擠出效應。政府生產性投資率增加一個百分點，私人投資率將下降1-19個百分點。另外，UBS對政府儲蓄率的計算可能存在低估，因為UBS對政府總儲蓄率的計算是基于財政賬戶余額，并進行了一定調整，可能存在對政府消費性支出的高估。[20]
（4）方程的截距項為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，截距項的估計值也基本符合當前中國實際情況。
其次，對短期誤差修正方程進行分析結果如下：
（1）方程的vecm系數很大，達到-1-12，這表明一旦投資發生短期波動而出現偏離，其向長期均衡關系回歸速度很快，這進一步證明了模型的長期均衡協整關系是比較穩定可靠的。另外，要注意的是，vecm系數的絕對值大于1，這說明在發生短期波動出現偏離時，在向長期均衡關系回歸過程中會出現“超調”現象。
（2）投資的短期變動具備自相關性，并且這一自相關性隨著滯后階數的增加而有所增加。方程中Δsi與Δsi-1、Δsi-2的關系密切，相關系數分別為0-69和0-76。這說明投資本身對投資會產生正的效應。換句話說，就是投資本身可以吸引新的投資進入。
（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，說明當期的居民儲蓄率對未來的投資率并沒有明顯的貢獻，這反映了中國居民儲蓄轉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（如基礎設施建設投資）有關。滯后2期的政府儲蓄率變動與投資率變動具有負相關性，而且系數為-1-91，這再次說明由政府儲蓄轉化而成的政府生產性投資對私人投資可能存在較為嚴重的擠出效應。
（5）方程中滯后1期的企業儲蓄率變動對投資率變動的影響是顯著的，但當期企業儲蓄率的增加可能導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，居民儲蓄向投資的轉化存在較長的滯后效應，而政府儲蓄和企業儲蓄在短期內無法拉動投資率的上升。
（四）Granger 因果關系檢驗
VEC 模型說明的是中國三部門儲蓄率與投資率之間存在穩定的長期均衡關系，也具備顯著的短期動態調整機制。本部分通過Granger因果關系檢驗來說明中國三部門儲蓄與投資之間的因果關系。對上文的VEC模型進行Granger因果關系檢驗的結果如表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，政府儲蓄率和企業儲蓄率都是投資率的Granger原因，而三者聯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，剩余其他三個變量單獨以及聯合時都不是其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系。這可能是因為國內金融體制還不健全，發展水平還比較低，居民儲蓄投資轉化效能還很低下。（2) 企業儲蓄和政府儲蓄與投資之間存在單向的因果關系。這說明，與居民儲蓄相比，中國企業和政府儲蓄的轉化效率要更高一些。（3）三部門儲蓄之間即居民儲蓄、政府儲蓄和企業儲蓄之間也并不存在因果關系。這可能是由于特殊的制度性原因，中國居民儲蓄、政府儲蓄和企業儲蓄有各自單獨的形成原因，三者之間不存在相互替代的關系，即不能相互抵消。[20]
(五) 一般脈沖反應函數 (GIR function)
為了進一步詳盡地檢驗投資對各部門儲蓄的變動的動態反應(包括短期和長期) ，引入一般脈沖反應函數。脈沖響應函數刻畫了在擾動項上加一個標準差沖擊，對于內生變量當前值和未來值所帶來的影響，并且擾動項對某一變量的沖擊影響通過VAR 模型的動態結構傳導給其他所有變量。一般脈沖反應函數與傳統的正交脈沖反應函數不一樣，它有自身的優勢，即它不受變量階數的影響。
本文VAR 模型為包含投資、居民儲蓄、政府儲蓄和企業儲蓄的四變量自回歸模型，將投資收益率等其他的一些經濟因素對投資的影響通過投資自身的一個標準差沖擊對其未來值的影響效應來反映，即投資行為的自我反饋效應。同時，由于VAR模型中所有變量都是內生的，因此投資、儲蓄的相互影響也通過模型的動態結構而傳遞。
上文建立了投資率、居民儲蓄率、政府儲蓄率和企業儲蓄率的VAR（3）模型，直接運用Eviews5得到脈沖反應函數的結果如圖1、圖2（由于使用的是年度數據，滯后期選取為6年，我們認為超過6年后的影響不再具有實際意義）。
由上面的脈沖反應函數的分期結果以及累積結果圖，我們可以進行如下分析。首先，投資行為具有顯著的自我累加效應。對于來自投資自身的一個標準差沖擊，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明顯變弱，甚至從滯后第4 期開始將導致投資率的下降，然而從圖2可以初步估算出，投資自身的一個標準差沖擊將導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系。
其次，考察投資對居民、政府和企業儲蓄一個標準差的沖擊反應，可以發現：
（1）居民儲蓄的投資轉化過程存在顯著的滯后效應?？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期又出現下降。居民儲蓄向投資轉化的時滯意味著作為投資的來源，中國居民儲蓄在一定時期內處于資金閑置的狀態。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）企業儲蓄在投資轉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期內一直處于上升狀態，總的影響將導致投資率上升幅度超過0-3，因此，企業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還是很明顯的。
（3）政府儲蓄的變化對投資率的影響為負值，且在滯后5期內的影響不斷加大，雖然在前三期總影響不大，但其總的負面影響非常大，可以導致投資率下降接近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；企業儲蓄率的變化在中長期將導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影響不大，但中長期內則可能導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外，政府部門和企業部門對投資率的貢獻率明顯高于居民部門。這與前面由協整方程分析的結果是一致的，與改革開放以后中國政府引導投資的經濟格局是相吻合的。
四、結 論
本文將儲蓄分為居民儲蓄、政府儲蓄和企業儲蓄，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性重新進行了分析。本文揭示了中國的投資與居民儲蓄、政府儲蓄和企業儲蓄三部門之間存在長期均衡的關系，政府部門和企業部門對投資率的貢獻率明顯高于居民部門，這與中國特殊的政府主導投資機制是相吻合的。本文還反映了中國投資與居民儲蓄、政府儲蓄和企業儲蓄之間具備顯著的短期動態調整機制，并從中得出中國的投資行為具有顯著的自我累加效應，居民儲蓄向投資的轉化存在較長的滯后效應，而政府儲蓄和企業儲蓄在短期內也無法拉動投資率上升的結論。這可能是中國目前儲蓄投資轉化率偏低的關鍵所在。
本文認為，要改善中國儲蓄與投資轉化率較低的現實，需從以下幾方面入手：
（1）擴大居民的直接投資領域，實現居民儲蓄到投資的直接轉化。大力促進金融工具的創新，為居民提供各種適宜的金融資產選擇形式，提升居民儲蓄的轉化率。（2） 進一步完善資本市場，繼續推進銀行體制改革，推進利率市場化，建立一個高效配置金融資源、滿足不同風險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） 調整政府財政投資的事權范圍，盡快建立公共財政體制，規范政府職能，為民間投資提供足夠的空間。減少國家對一般加工制造業等競爭性行業的投資和補貼，加大對包括農業在內的基礎產業及醫療、教育和社會保障的投資力度。 （4） 徹底打破地區分割以及居民、政府、企業三部門之間的體制障礙，使資金、物資能實現向符合市場化要求的方向自由流動，形成良性的儲蓄―投資循環流程。
參考文獻：
［1］ Baxter, M- and Crucini, M-Explaining Savings―Investment Correlations［J］-The American Economic Review,1993- 416-436-
［2］ Bayoumi, T-Saving - investment correlations［R］-IMF Staff Papers 37, 1990- 360 - 387-
［3］ Corbin, A-Country Specific Effect in the Feldstein-Horioka Paradox［J］-Economics Letters,2001，(72):297 - 302-
［4］ Feldstein, M-S- and Bacchetta, P-National Saving and International Investment［M］-in National Saving and Economic Performance, University of Chicago Press (Chicago, IL),1991-201-220-
［5］ Feldstein,M- and Horioka, C-Domestic Saving and International Capital Flows［J］-The Economic Journal, 1980-314- 329-
［6］ Jansen, W- J-Interpreting saving-investment correlations［J］-Open Economies Review 1998，（9）:205-217-
［7］ Jansen, W-J- & G-Schulze-Theory - based measurement of the saving- investment correlation with an application to Norway［J］-Economic Inquiry,1996，(34)：116- 127-
［8］ Kuijs, Louis-How will China's Saving-investment Balance Evolve?［R］-World Bank China Research Paper No-4, May 2006-
［9］ Leachman, L- Saving, investment, and capital mobility among OECD countries［J］-Open economies review,1991，（2）：137-163-
［10］ Levy, D-Investment - saving comovement under endogenous fiscal policy［J］-Open Economics Review,1995，（6）： 237 - 254-
［11］ Obstfeld, M- and Rogoff, K-The six major puzzles in international macroeco-nomics: Is there a common cause?［M］-in B- S- Bernanke and K- Rogoff (eds), NBER Macroeconomics Anuual 2000, The MIT Press, 2000-339-390-
［12］ Tesar, L-Saving, Investment, and International Capital Flows［J］-Journal of International Economics,1991-（31）：55-78-
［13］ 包群，陽小曉，賴明勇- 關于中國儲蓄投資轉化率偏低的實證分析［J］-經濟科學，2004，（3）-
［14］ 武劍-儲蓄、投資和經濟增長――中國資金供求的動態分析［J］-經濟研究，1999，（11 ）-
［15］ 許雄奇，符濤- 中國儲蓄率與投資率關系的實證檢驗［J］-統計與決策，2005，（1）［16］ 張倩肖- 儲蓄與投資相關性理論研究綜述［J］-經濟學動態，2003，（10）-
［17］ 王燕武, 薛蕾- 儲蓄投資相關性的實證分析［J］-北方經濟，2007，（1）-
［18］ 肖紅葉, 周國富- 中國儲蓄投資轉化有效性研究［J］-統計研究- 2000，（3）-
［19］ 席慶高- 1990―2004年中國儲蓄―投資轉化實證研究［D］-南京理工大學碩士論文, 2006，(6)-
［20］ 張明- 中國的高儲蓄：特征事實和部門分析［D］-中國社會科學院世界經濟與政治研究所博士論文, 2007，(5)-
An Empirical Analysis of China’ Saving and Investment in Three Sectors
Abstract：
關鍵詞：居民儲蓄率；劉易斯拐點；VAR模型；脈沖相應分析
中圖分類號：F830.5 文獻標識碼：B 文章編號：1674-0017-2016（9）-0026-06
一、選題背景及研究意義
據國際貨幣基金組織數據顯示，20世紀70年代至今我國國民儲蓄率一直遠高于世界平均水平，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51%。2014年12月，我國居民儲蓄達到了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，我國在2000年老齡人口占總人口比例和勞動人口與老齡人口的贍養比分別達到7%和10：1，已進入老齡社會；2013年底我國老年人口已達到2.02億，老齡化水平達到14.8%，據預測，約在2025年老齡人口占總人口比例和勞動人口與老齡人口的贍養比將分別達到14%和5：1，進入深度老齡社會；約在2040年將分別達到21%和2：1，進入超級老齡社會。
中國經濟的高速發展優勢，源于中國改革開放的制度紅利和人口結構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濟高增長奇跡，形成了中國特有的“三高優勢”。中國經濟增長的優勢并未消失，中國經濟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向結構和質量的空間，三是中國經濟的市場潛力巨大，四是目前還有相當部分的儲蓄資源在閑置或低效使用的狀態。
因此，我國的人口數量紅利可能已經結束，已經出了“劉易斯拐點”。人口結構的變化將通過勞動力供應、儲蓄和技術進步三條渠道對經濟增長產生直接或間接的影響。研究人口結構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，為經濟發展方式轉變提供依據。
本文在對劉易斯拐點和影響居民儲蓄率的因素分析基礎上，對居民儲蓄率的影響因素進行綜述，在經濟增長速度、人口年齡結構、宏觀經濟制度（養老保險制度）等影響因素基礎上，結合劉易斯拐點理論，加入人口紅利（農業從業人員數量大）因素，進行定量分析，并提出政策建議。
二、文獻綜述及理論依據
（一）關于劉易斯拐點與人口紅利
1.劉易斯拐點概念的提出
經濟學家阿瑟劉易斯（w.Arthur Lewis）于1954年在題為《勞動無限供給條件下的經濟發展》中提出了“二元經濟發展”模式。這個模式分為兩個階段：一是勞動力無限供給階段，此時勞動力過剩，工資取決于維持生活所需的生活資料的價值；二是勞動力短缺階段，此時傳統農業部門中的剩余勞動力被現代工業部門吸收完畢，工資取決于勞動的邊際生產力。由第一階段轉變到第二階段，勞動力由剩余變槎倘保相應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。經濟學把聯接第一階段與第二階段的交點稱為“劉易斯轉折點”。
1972年，劉易斯又發表了題為《對無限勞動力的反思》的論文。在這篇論文中，劉易斯提出了兩個轉折點的論述。當二元經濟發展由第一階段轉變到第二階段，勞動力由無限供給變為短缺，此時由于傳統農業部門的壓力，現代工業部門的工資開始上升，第一個轉折點，即“劉易斯第一拐點”開始到來；在“劉易斯第一拐點”開始到來，二元經濟發展到勞動力開始出現短缺的第二階段后，隨著農業的勞動生產率不斷提高，農業剩余進一步增加，農村剩余勞動力得到進一步釋放，現代工業部門的迅速發展足以超過人口的增長，該部門的工資最終將會上升。
當傳統農業部門與現代工業部門的邊際產品相等時，也就是說傳統農業部門與現代工業部門的工資水平大體相當時，意味著一個城鄉一體化的勞動力市場已經形成，整個經濟――包括勞動力的配置――完全商品化了，經濟發展將結束二元經濟的勞動力剩余狀態，開始轉化為新古典學派所說的一元經濟狀態，此時，第二個轉折點，即“劉易斯第二拐點”開始到來。關于我國劉易斯拐點的界定，據蔡P（2007）估計，我國大約在2009年達到“第一個劉易斯拐點”，在2015年達到“第二個劉易斯拐點”，日本學者田島俊雄（2008）同意蔡P的“第一拐點”的判斷，但其估計2013年左右達到“第二個劉易斯拐點”。
2.人口紅利
與“劉易斯拐點”相對應的是“人口紅利”，由于年輕人口數量增多形成的廉價勞動力，提供給經濟發展相對便宜的要素價格。對于很多發展中國家而言，廉價勞動力是發展的一個重要要素，這一點，在我國的經濟增長模式中也表現得較為明顯。而“劉易斯拐點”與“人口紅利”之間似乎有一種正相關的關系，前者的顯現，往往是“人口紅利”逐漸消失的一個前兆。
3.人口紅利與儲蓄
人口結構影響儲蓄率是人口轉變影響經濟增長的重要渠道，撫養負擔低的人口結構通過提高儲蓄率來促進經濟增長。高路易（2005）用固定資產形成額占國內生產總值的比重計算得出，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）采用列夫模型進行研究，得出少兒撫養比、老年撫養比上升將減少儲蓄率，且結果均較顯著。
（二）我國高儲蓄率成因
目前對我國高儲蓄率成因分析，除了從高經濟增長率、高人口增長率外，學者們也從人均收入因素、收入分配因素、人口年齡結構、預防性儲蓄動機和宏觀經濟政策等因素進行了分析。
經濟增長速度。汪偉（2008）考慮到我國特殊的二元經濟環境，利用1952-2006年省級動態面板樣本數據，通過向量自回歸模型，分析了經濟增長率、投資率和儲蓄率之間的動態相關性。結果顯示：經濟增長率對儲蓄率存在顯著的正向影響，但反向因果關系不成立。
目前對我國高儲蓄率成因分析，除了從高經濟增長率、高人口增長率外，學者們也從人均收入因素、收入分配因素、人口年齡結構、預防性儲蓄動機和宏觀經濟政策等因素進行了分析。
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行研究時，采用了寧波市400戶家庭數據，在分析出居民不斷上升主要原因的基礎上，給出了量化比例。結果顯示：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）認為，收入不確定性是我國城鎮居民高儲蓄率現象的主要推動力。
收入分配因素。有些學者從我國總儲蓄結構特征出發，運用國家統計局公布的中國資金流量表進行分析。李揚、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）等通過建立計量模型對儲蓄率變化的原因分部門做了實證檢驗。一致認為，造成我國高儲蓄率的兩個重要原因是政府部門和企業部門儲蓄的不斷增加。汪偉、郭興強（2011）認為，目標性儲蓄可能是連接儲蓄率與收入不平等之間的一個重要理論渠道，收入不平等和居民的目標性儲蓄可能是造成我國居民高儲蓄率的重要原因。
人口年齡結構。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，運用我國省級動態面板數據，對各地區人口轉變及撫養負擔變化對儲蓄率的影響進行了估計，結果均認為少兒撫養比下降會導致居民儲蓄率的上升。
宏觀經濟政策。何立進、封進、佐藤宏（2008）采用中國社科院經濟研究所城鎮住戶調查數據，基于生命周期模型分析了中國養老保險制度改革對居民對家庭儲蓄率的影響。養老金財富變化的外生性，可以作為財政因素來分析其對家庭儲蓄率的影響。研究認為，養老金財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上，結合劉易斯拐點理論，加入勞動力變化因素，提出以下假設：
假設一：人口撫養比上升會導致居民儲蓄率上升。
假設二：農村勞動力比重減少將導致儲蓄率上升。
三、人口結構效應的實證分析
（一）變量定義及來源
對于影響居民儲蓄率的因素，本文結合以前研究以及數據的可得性，考慮了經濟增長（人均國內生產總值GDP增長率）、人口撫養比、農業就業人口比重、養老保險人口比重。人均國內生產總值GDP增長率視為宏觀經濟因素，用GDP表示；養老保險人口比重視為宏觀經濟政策因素，用EI表示；撫養比視為人口年齡結構因素，用TR表示；農業就業人口比重視為勞動力結構變化（人口紅利）因素，用RP表示；儲蓄率用RS表示。數據均為年度數據，考慮到養老保險制度從1989年才開始，故樣本數據區間為1989年到2014年共26個樣本。居民儲蓄率、撫養比數據來源于“世界銀行”網站、農業就業人口比重、養老保險人口比重來源于“中國人民共和國國家統計局”網站。
（二）模型的構建
理論和學者的研究均表明，人口結構變化會對居民儲蓄率產生影響。這可以初步判斷人口結構與居民儲蓄率之間可能存在相關關系，但不能確定兩者是否存在明確的關系，以及人口結構變化對居民儲蓄率的影響程度如何。因此，建立以下計量模型進一步研究：
RS=C0+C1*GDP+C2*EI+C3*TR+C4*RP+et
其中，C0為常數項，et為隨機誤差項。
在建立上述模型的基礎上，采用向量自回歸模型（VAR模型，是由Smis在1980年提出來的，目前各內部變量的沖擊主要是采用VAR模型）分析人口結構變化對居民儲蓄率的沖擊影響，模型具體方法不再贅述。
（三）數據的檢驗及模型的建立
1.數據平穩性檢驗
本文以時間序列數據進行實證分析。在時間序列關系檢驗前，先要確定時序是否平穩。首先對各時間序列數據進行單位根檢驗，來判斷序列的平穩性，本文采用ADF檢驗方法檢驗時間序列是否平穩，檢驗過程中采用SIC準則確定滯后項，結果見表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、趨勢項和滯后項。通過SCI準則為序列選取合理的滯后階數進行單位根檢驗，可選用不帶任何項、截距項和趨勢項的方式進行選擇。
ADF單位根檢驗結果表明，在5%的顯著水平下，RS、GDP、RP、TR和EI都是不平穩的，RS、和GDP經過一階差分后是平穩的，RP、TR和EI經過二階差分后是平穩的。根據檢驗結果，數據不是同階單整的，需要進行協整檢驗，檢驗顯示可以建立RS、GDP、D（RP）、D（TR）、D（EI）的VAR模型。
2.VAR模型的建立及檢驗
通過平穩性檢驗，滿足建VAR模型的必要條件。首先，需要確定滯后階數，考慮到模型的解釋能力和保證模型的解釋能力，根據SIC準則，將VAR模型的滯后階數選擇為2階。參數估計結果如表2所示。
從表2的結果看，RS方程擬合優度較好，R-squared達到了0.933651，說明VAR模型估計效果較好。
為了更好的分析人口結構對居民儲蓄率的影響以及影響的貢獻度，需采用脈沖響應函數和方差分解進行分析，這需要檢驗VAR模型的穩定性，圖1表明VAR（2）模型的所有逆根都在單位內，說明VAR（2）模型是穩定的。
（四）脈沖響應函數分析
通過以上分析和檢驗可以得出本文構建的VAR模型是一個穩定的向量自回歸模型，在此基礎上可以使用脈沖響應函數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的短期反應。脈沖響應結果見圖2。
通過圖2，我們可以看出經濟增長、宏觀經濟制度、人口年齡結構和人口勞動力結構對居民儲蓄率的沖擊效果。從圖2的脈沖響應函數的分析結果看，當經濟增長率GDP產生一個正向沖擊時，短期內會產生一個負向的反應，然后在第3期產生正向反應并在第4期達到最大后一直波動，到第12期基本產生負向影響并在第19期趨于穩定，說明經濟增長率在中長期的影響還存在。當養老保險人口比重波動EI產生一個正向沖擊時，短期內會產生一個正向沖擊，到第10期轉向負向影響并趨于平衡，說明養老保險人口比重波動DEI產生的影響主要是短期的。撫養比TR產生一個正向沖擊后，在前8期為正向沖擊，轉為負向并在20期趨近于0，說明撫養比TR對儲蓄率的沖擊是短期的。農業從業人口比重波動DRP產生一個正向沖擊時，短期內由負向到正向沖擊波動，并在負向沖擊逐漸平穩，但中長期影響較小。
（五）方差分解
榱爍好的分析經濟增長、宏觀經濟制度、人口年齡結構和人口勞動力結構對居民儲蓄率的影響程度，并區分影響居民儲蓄率的短期、長期決定因素，本文在VAR（2）模型的基礎上，利用方差分解方法分解出經濟增長、宏觀經濟制度、人口年齡結構和人口勞動力結構的波動對居民儲蓄率變化的貢獻度，方差分析結果見圖3。
從表3可以看出，居民儲蓄率的變化主要受自身、宏觀經濟和人口結構變化的影響。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，經濟增長率對居儲蓄率的影響一直很明顯，并隨著時間逐步增加，這說明居民儲蓄率受經濟增長率明顯，并且隨著時間推移會增加。養老保險人口比重雖然對儲蓄率也有影響，但比重一直很小。撫養比對儲蓄率的影響在第7期增大到最大后，貢獻度在下降，這也說明了撫養比的影響是短期的。農村人口比重在初期對儲蓄率的影響貢獻度很小，但也有逐步增加的趨勢，這說明勞動力結構的變化將長期影響儲蓄率。
四、結果及建議
（一）經濟增長對儲蓄率的影響是明顯的
從理論分析看，經濟增長會增加財富，在一定程度上增加儲蓄，這與我們在VAR模型基礎上的脈沖響應分析一致。實證分析表明，在短期內，人均GDP增長率與居民儲蓄率之間存在正相關關系，但長期的關系是負相關，而且影響關系是長期的。這與以前研究結果有所不同，這可能與我國經濟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）宏觀經濟因素和人口年齡結構因素的影響是短期的
從分析結果看，養老保險的人口比重和撫養比對居民儲蓄率的影響在短期都是正向的，但有所不同。撫養比對居民儲蓄率的影響明顯要比養老保險的人口比重的影響大，這也是符合我國社會現實的，我國傳統文化的“養兒防老”的觀念根深蒂固，反而對社會養老不是很重視。而撫養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，主要是因為居民在少兒撫養的觀念改變，更注重教育投資，這需要進行儲蓄，少兒撫養比在總撫養比例較大，從而出現在短期內對儲蓄率的影響是正向的。
（三）農業勞動人口比重變化對儲蓄率變動的沖擊不容忽視
根據劉易斯拐點理論，勞動力剩余到勞動力短缺會導致工資上升。而我國農業從業人口比重一直在下降，隨著我國勞動人口結構的變化，已經出現了部分地區和部門勞動力短缺，工資出現上漲。這與我們研究的農業人口比重對儲蓄率變動的影響是負向的沖擊基本一致，說明我國農業勞動力的轉移導致工資上漲，從而引起儲蓄率上升。
鑒于此，提出以下建議。一是要保持經濟的合理增長速度。經濟增長與儲蓄率的關系是相互的。高儲蓄率伴隨著高投資率，對我國的經濟增長貢獻巨大，而經濟的快速增長也推動了儲蓄率的上升。在短期內，我國經濟的增長動力很難改變，于此同時儲蓄率上升也是必然的，要形成兩者的良性互動，經濟增長需要保持一個合理的速度，新常態下7%的增長率是合理的。二是通過新型城鎮化促進農業人口的轉移。我國新增就業人口減少的大趨勢不可避免，于此同時，農業從業人口比重過高還將存在，這將對我國經濟的發展產生較大影響，需要通過產業升級、加快第三產業特別是服務業等行業來吸納大量農業就業人口的轉移。新型城鎮化將是解決農業、農村和農民問題的重要途徑，應加快新型城鎮發展，促進產業升級和人口市民化。三是拓展投資渠道，促進儲蓄分流。較高的儲蓄率導致高投資率，影響消費；同時也導致我國銀行等間接融資比例過高，金融風險集中到銀行體系。因此，應通過金融市場、貨幣市場等多渠道創新，分流高儲蓄，促進經濟持續健康發展。
參考文獻
[1]陳沖.人口結構變動與農村居民消費――基于生命周期假說理論[J].農業技術經濟，2011，（4）：25-32。
[2]康建英.人口年齡結構對我國消費的影響[J].人口與經濟，2009，（2）：60-64。
[3]李文星，徐長生.中國人口變化對居民消費的影響[J].人口科學，2008，（3）：29-37。
[4]鞏芳，陳寶新.中國居民消費支出與經濟增長關系實證研究[J].西部經濟管理論壇，2016，（3）：61-69。
[5]汪偉.經濟增長、人口結構變化與中國高儲蓄[J].經濟學，2009，（4）：29-52。
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年的省際面板數據為樣本，對人口年齡結構、財政影響與高儲蓄率的關系進行了實證分析。研究發現：（1）影響我國高儲蓄率的主要因素不是人口年齡結構，而是經濟體的轉型特征。（2）人口年齡結構對我國儲蓄率的影響存在著明顯的城鄉差異，其中少兒撫養比對城鎮居民儲蓄率的影響為負，而對農村居民儲蓄率的影響為正；老年撫養比對城鎮居民儲蓄率的影響為正，而對農村居民儲蓄率的影響為負。（3）財政收支比重對城鄉居民儲蓄率的影響也存在著明顯的差異，稅收規模對城鎮居民儲蓄率的影響為正，而對農村居民儲蓄率的影響為負；支出規模對城鎮居民儲蓄率的影響為負，而對農村居民儲蓄率的影響為正。上述發現對于中國未來的改革取向具有重要的啟示。
關鍵詞：人口年齡結構；財政影響；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年的數據已達到523%，較1992年增加1201%。從變化趨勢來看，國民儲蓄率自20世紀90年代初期開始有所下降，到2000年開始呈現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%。根據國家統計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%。從部門的截面貢獻來看，中國的高儲蓄率主要是由居民和企業兩個部門帶動起來，政府儲蓄雖然近幾年增長迅猛，但所占比例較小。持續高位運行的儲蓄率受到了西方國家的責難，在后危機時代中國強勁增長的背景下，一些西方學者拋出了“中國經濟責任論”和“儲蓄國責任論”，由此引發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？學術界就這個問題給予了不同視角的解釋，如人口結構因素［1］［2］［3］［4］［5］、經濟增長因素［6］［7］、預防性儲蓄［8］［9］［10］［11］［12］、男女比例失衡［13］、部門貢獻角度的分析［14］［15］等。
Kraay（2000）通過實證分析，表明未來收入增長率與食品占家庭消費支出之比均對農村居民儲蓄率有負向影響，而人口撫養比和未來收入的不確定性卻未對其構成影響。［1］Modigliani和Cao（2004）運用時間序列數據研究表明，人口撫養比、經濟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）在人口撫養比對居民儲蓄率影響的結論是不一致的。Horioka和Wan（2007）在上兩篇文獻的基礎上重新對中國儲蓄率的影響因素做了深入分析，結果表明：（1）收入增長率對居民儲蓄率的影響為正，且系數較為顯著。（2）人口年齡結構對儲蓄率并未產生明顯的影響。［3］
在較近的國內文獻中，楊繼軍（2009）和汪偉（2009）的研究較具代表性。楊繼軍（2009）研究表明，經濟增長率對儲蓄率有正向影響，且系數顯著；人口撫養比對儲蓄率有負向影響，且人口撫養比每下降1 個百分點，儲蓄率就增加0124 個百分點；由于人口撫養比的彈性遠大于經濟增長率的彈性，故人口撫養比是決定儲蓄率的主要因素。［4］汪偉（2009）通過實證檢驗發現，中國的高儲蓄率主要是由兩個急劇轉變的政策共同作用所致：（1）是從20世紀70年代后期實施的改革開放，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%，經濟增長率與儲蓄率的變動基本一致。（2）是人口政策的轉變，20世紀70年代我國開始實行計劃生育政策，這對儲蓄率的積累產生了巨大影響，這一轉變使得中國迅速實現了人口轉型，并通過“人口紅利”的集中釋放帶來高儲蓄。經濟增長與勞動年齡人口的大幅增加互相影響，又進一步提高了儲蓄率。［5］
中國人口年齡結構與高儲蓄率的關系到底是怎樣的？
圖1描述了1995―2008年期間國民儲蓄率與總人口撫養比的變動關系，根據該圖可知，2000年是這一變化的轉折年份，Kraay（2000）與Modigliani & Cao（2004）在人口撫養比方面的矛盾性可能與他們的數據區間不同有關，同時根據該圖可知，楊繼軍（2009）對2002―2007年短期的分析是合理的，即人口撫養比與儲蓄率呈現了負向關系。另外，由圖2和圖3可知，人口年齡結構與居民儲蓄率的關系有著明顯的城鄉差異，特別是在城鎮地區，楊繼軍（2009）的結論“人口撫養比對儲蓄率有負向影響”在這里被分解為，少兒撫養比對儲蓄率有負向影響，而老年撫養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系，本文借鑒Horioka和Wan（2007）的研究方法，同時考察少兒撫養比和老年撫養比對儲蓄率的影響關系，特別關注2000年以后的數據特點。另外，我國是一個由計劃經濟向市場經濟轉型的國家，在這個轉型過程中，財政手段的影響舉足輕重，例如稅收與財政支出會影響消費、投資與進出口，因此居民儲蓄就會因這種影響而發生波動，從這個角度講，財政政策特別是稅收規模或支出規模就會直接或間接地影響儲蓄率。基于上述原因，本文引入財政政策這一變量，來進一步考察人口年齡結構與居民儲蓄率的關系，以及財政政策所帶來的影響。
圖2城鎮居民儲蓄率與少兒、老年撫養比的關系圖3農村居民儲蓄率與少兒、老年撫養比的關系二、變量、數據與方法
由于本文要考察人口年齡結構對居民儲蓄率的影響，同時納入財政政策，故被解釋變量分別選擇城鎮居民儲蓄率（saving rate of city）和農村居民儲蓄率（saving rate of rural），以區分城鄉差別的特點。在解釋變量里面，我們首先選擇人口撫養比作為人口年齡結構的衡量指標，依據Horioka和Wan（2007）具體選用少兒撫養比（young_foster）和老年撫養比（old_foster），以考察不同非勞動年齡撫養比的差別，這里少兒撫養比是指某一地區中少年兒童人口數與勞動年齡人口數之比，通常用百分比表示，以反映每100名勞動年齡人口要負擔多少名少年兒童。老年撫養比是指某一地區中老年人口數與勞動年齡人口數之比，用以表明每100名勞動年齡人口要負擔多少名老年人，老年人口撫養比是從經濟角度反映人口老化社會后果的指標之一。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，在此基礎上引入其他控制變量X，計量模型如下：
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，根據發展經濟學的觀點，一國在工業化的過程中應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，由于我國是一個轉型國家，故應該納入表征轉型特點的指標，故引入第三產業比重（third_ratio）和二三產業比（trans_rate）以控制轉型國家數據模型的穩健性；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系，故這里引入人口自然增長率（natural_rate）；此外，不同地區城市化水平有著明顯的差異，這里將納入城市化指標（urban_rate），具體使用地區城市人口占地區總人口比重來測度。
以上變量所需數據均來源于CEIC數據庫以及《中國統計年鑒》，數據區間為1999―2009年，原因是：（1）由于本文考察財政政策影響，受個別省份的財政收支數據的限制，省際財政收入與財政支出從1999年開始有完整的統計數據，從而保證了31個省市自治區的完整度。（2）Modigliani和Cao（2004）等文獻主要考察了2000年以前的情形，這里為了對比其結論的代表性以考察2000年以后的情形為主。（3）根據圖2和圖3可知，分析2000年以后的數據特點更能揭示出人口年齡結構與中國高儲蓄率的真實相關性。
本文使用31個省市自治區的面板數據來考察人口年齡結構對儲蓄率的影響，在這個影響機制中，特別引入了財政收支比重，以分析當財政政策發生變化時，人口年齡結構的儲蓄效應是否受到明顯的影響。具體而言，根據楊繼軍（2009）的結論，人口撫養比對儲蓄率有負向影響，這個由圖1就可看出，但再觀察圖2和圖3就會發現，少兒撫養比與老年撫養比的儲蓄效應是截然相反的，并且這個特點在城鎮地區極為明顯，那么這個差異是否與財政政策的變化有關聯？不同地區的地方財政情況有明顯的差異，因此本文再引入省際財政收支比重，以考察財政手段是否構成對“非勞動年齡撫養比的城鄉儲蓄效應”這一傳導機制的影響。
三、實證結果與分析
我們使用省際面板數據來考察人口年齡結構、財政影響與儲蓄率的關系，根據Hausman檢驗，本文只報告固定效應，結果如表1所示。
模型（1）和（2）為基本回歸方程，意在分別考察忽略財政政策時的少兒撫養比與老年撫養比對城鎮和農村居民儲蓄率的影響。然后引入控制變量：GDP增長率、第三產業比重、二三產業比、人口自然增長率以及城市化水平五個指標，同時引入財政收入比重與財政支出比重，形成模型（3）和模型（4），以考察兩種撫養比，以及財政政策調整對城鎮居民和農村居民儲蓄率的影響。進一步地，本文通過引入財政收入比重與少兒撫養比、財政收入比重與老年撫養比、財政支出比重與少兒撫養比、財政支出比重與老年撫養比的交叉項來考察財政政策影響的強弱，針對城鎮居民與農村居民儲蓄率分別形成模型（5）、（6）、（7）和（8），并且計算財政收支規模的最優門限值，為后面的財政收支區間分析作準備。
根據模型（1）和（2）可知，少兒撫養比與老年撫養比對城鄉居民儲蓄率的影響系數均非常顯著，少兒撫養比對城鎮居民儲蓄率的影響為負，而老年撫養比對城鎮居民儲蓄率的影響為正，兩種撫養比的儲蓄效應形成巨大反差，這與圖2所顯示的特點是一致的；少兒撫養比對農村居民儲蓄率的影響為正，而老年撫養比對農村居民儲蓄率的影響為負，這個情況剛好與城鎮居民儲蓄率相反，這說明人口撫養比的儲蓄效應存在明顯的城鄉差異。
為了穩健性起見，模型（3）和（4）引入財政收入比重與財政支出比重，同時加入了5個控制變量，少兒撫養比對城鎮居民儲蓄率的影響系數由原來的-0472增加至-0276，老年撫養比對城鎮居民儲蓄率的影響系數由原來的0602減小至0575；少兒撫養比對農村居民儲蓄率的影響系數由原來的0373增加至051，老年撫養比對農村居民儲蓄率的影響系數由原來的-0559減少至-0781。數據雖有少許變化，但總體上仍在1%的水平上顯著，且與原來的影響方向一致，說明人口撫養比對城鄉居民儲蓄率的影響作用是穩健的，這與Horioka和Wan（2007）的分析結果相反。當引入控制變量后，在影響城鄉居民儲蓄率的幾個因素中，最為突出的是二三產業比，它對城鎮居民儲蓄率與農村居民儲蓄率的影響系數分別為881和685，前者在1%的顯著水平上通過檢驗，后者在10%的顯著水平上通過檢驗，其次是少兒撫養比與老年撫養比。這說明影響城鄉儲蓄率的主要因素是二三產業比，它衡量了不同地區的轉型特點對儲蓄率的積累特性，其中的第三產業比重在城鎮居民儲蓄率的影響中系數較為顯著，但在農村居民儲蓄率的影響中并不顯著，由此可知二三產業比更適合控制轉型特征。在模型中，GDP增長率在城鎮方面通過了顯著性檢驗，而農村方面卻未通過檢驗，為此我們對模型（3）和（4）做了GLS回歸，結果表明，該系數的t值概率分別為0509和0031，城鎮居民方面未通過檢驗，而農村居民方面卻較為顯著，這個城鄉差異不足以說明GDP增長率對儲蓄率的影響，這與Horioka和Wan（2007）的結論相反。城市化水平對城鎮居民儲蓄率的影響系數較為顯著，而對農村居民儲蓄率的影響系數卻不顯著，這說明，城市化的儲蓄效應只在城鎮地區較為明顯，而在農村地區不明顯，這個結論也是顯而易見的。
考慮財政政策影響的情況，城鎮儲蓄率方面，引入的財政收入系數為0644，財政支出系數為-0706，兩個系數均在1%的水平上顯著，易見收入規模的擴張有利于城鎮居民儲蓄率的增加，而支出規模的擴張卻會導致儲蓄率的下降，且幅度較大。農村儲蓄率方面，少兒撫養比與老年撫養比的系數也較為顯著，系數正負與模型（2）和（4）一致，在引入的5個控制變量中，只有二三產業比和人口自然增長率通過了顯著性檢驗，引入的財政收入系數為-0415，而財政支出系數為0748，容易發現這與城鎮儲蓄率的情形正好相反。根據模型（3）和（4）可知，引入財政收支比重后，少兒撫養比與老年撫養比對城鄉儲蓄率的解釋力度仍較強，同時財政收支對城鄉儲蓄率的影響也存在著明顯的城鄉差異。
下面通過引入財政收入比重與少兒撫養比、財政收入比重與老年撫養比、財政支出比重與少兒撫養比、財政支出比重與老年撫養比的交叉項來考察財政政策影響的強弱，由此分別形成模型（5）、（6）、（7）和（8），根據我們計算的財政收支規模門限值可得到表2和表3，通過分析不同的財政收支區間來反映撫養比對城鄉儲蓄率的影響。
根據表2可知，隨著稅收規模的不斷增加，少兒撫養比對城鎮居民儲蓄率的影響是先減小后增大，最優稅收規模為465%，而對農村居民儲蓄率的影響是先增大后減小，最優稅收規模為713%，城鄉儲蓄率存在著相反的特點。隨著支出規模的增加，少兒撫養比只對城鎮居民儲蓄率有影響，且影響是先減小后增大，最優支出規模為399%，而對農村居民儲蓄率沒有影響。剔除數據后，省際財政收入比重的均值為1911，標準差為757，最小值為851，最大值為5576，平均來看，財政收入比重沒有超過465%，故驗證了圖2中少兒撫養比對城鎮居民儲蓄率的負向影響。類似的，農村居民儲蓄率的最優稅收規模為399%，而省際財政收入比重的均值為1911%，也未超過這個門限值，故驗證了圖2中少兒撫養比對農村居民儲蓄率的正向影響。省際財政支出比重的均值為1601，標準差為642，最小值63，最大值4502，平均來看，財政支出比重遠超過門限值86%，故驗證了表1中老年撫養比對農村儲蓄率的系數值-0559。
根據表3可知，隨著稅收規模的增加，老年撫養比只對農村居民儲蓄率有影響，且影響是先增大后減小，最優稅收規模為84%，而對城鎮居民儲蓄率沒有影響。隨著支出規模的增加，老年撫養比也只對農村居民儲蓄率有影響，且影響是先增大后減小，最優支出規模為86%，而對城鎮居民儲蓄率無影響。
從表2和表3可知，人口年齡結構對城鄉居民儲蓄率的影響不是簡單的單向關系，而是受到財政收支規模的制約，不同的稅收規模與支出規?？赡軐喾吹膬π盥市Ａ硗?，人口撫養比對儲蓄率的影響也存在著明顯的城鄉差別。
一般來講，人口老齡化會影響居民儲蓄率，其原因如下：（1）在經濟領域，老齡化會對消費、儲蓄、投資、稅收等發生沖擊，在公共政策的視角下，僅僅依靠調節人口政策或某一部門的政策都不足以全面應對老齡化問題。［17］在這個宏觀系統的調整過程中，財政政策的作用直接或間接地平衡著儲蓄與消費的互動，比如財政支出尤其是消費性支出（如中國政府部門的三公消費）的增加通過擠出效應使得居民消費減少，從而改變了居民的儲蓄水平。（2）根據莫迪利安尼的研究，隨著年齡的增大，居民在年輕時會多儲蓄而到年老時就會拿出儲蓄部分來消費，因此人口老齡化的加劇應使得居民儲蓄率不斷下降。（3）人口老齡化過程導致了勞動力年齡結構的老化，勞動力年齡人口的中位數大幅增加，勞動力供給減少，收入就會隨之減少，因而儲蓄也相應減少。［18］
但是，根據中國數據的測算，結合表1可知，人口年齡結構的老齡化趨勢使得城鎮居民儲蓄率不斷增大，而使農村居民儲蓄率不斷減小，可能的解釋如下：（1）我國養老保障制度的二元結構。我國現有的養老保障制度設計是以城鎮職工為主，對城鎮職工實行社會養老保障，即個人、企業和政府三方責任共擔的企業職工基本養老保險制度。近年來，我國各地積極探索農村養老保障制度改革，但由于沒有統一的指導性文件，各地區改革在制度和標準上都不統一，農村社會養老保險的“碎片化”趨勢較為嚴重。目前全國31個?。ㄊ?、自治區）的農村養老保險共有1900多個縣級統籌單位，標準大多是“一地一策”，這樣導致的結果是，不僅正在試點的新農保制度互不相同，即使是一地的農村社會養老保險也同時存在多種制度。另外，沒有納入試點的農村居民仍然只能依靠個人養老方式。從這個角度看，農村養老保障制度在各方面仍遠不如城鎮養老保障制度完善，這樣的城鄉二元結構保障制度使得城鎮老齡人口每月能得到一定數量的養老金，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老金的支付額度，使得城鎮老年人的腰包越來越鼓，故其儲蓄份額有所增加，但農村地區的養老保障制度仍未完善，出現的問題也較多，故農村居民在收入保障上遠遠不如城鎮居民。（2）勞動力年齡結構的老化。人口老齡化促使勞動力年齡結構的老化，這在城鄉都是一致的，但城鄉就業崗位性質的差別在于，城鎮地區的崗位多以腦力勞動為主，而農村地區的崗位多以體力勞動為主（相對而言），這就使得城鎮老年人仍可以有機會或有時間繼續工作，以獲得薪金收入。而農村老年人就會因身體的原因而走下崗位，收入也隨之減少。這樣的結果導致城鎮老年人仍有一定量的收入儲蓄起來，而農村老年人就失去了儲蓄的重要來源，因而農村儲蓄率必然下降。（3）財政政策的影響。我國的財政政策主要體現為城市偏向性的財政政策，［19］因而較容易地導致城鄉收入差距，例如社會保障支出較多地使城鎮老年人受益，而使農村老年人得益甚少。表3卻明確說明了人口老齡化的儲蓄效應只在農村地區受到財政政策的影響，在城市地區卻無影響，可見財政壓力對農村老年人的影響更大，財政收支比重稍微增加一點，農村老年人的收入就可能減少，這就影響到其儲蓄水平。
關于少兒撫養比的儲蓄效應，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，少兒撫養比的增加使得社會負儲蓄增加，以提供足夠的經濟能力撫養少兒年齡人口。然而，少兒撫養比對儲蓄率的影響在城鄉之間有著明顯的反差，其原因可能是：（1）撫養小孩成本的城鄉差異。一般認為，小孩需要撫養的階段是指從一個孩子的出生直到其具備獨立的生存能力。撫養一個小孩需要的成本包括產前費用、生產費用、衣食住行、醫療費用、教育費用，以及其他不可預期的費用，而我國城鄉地區在這些成本支出項目上都存在著明顯的差距。據研究，城鎮居民基本生活線為594286元，而農村居民基本生活線為196801元，后者僅相當于前者的3312%。［20］這說明農村整體上的消費水平都遠低于城鎮，城鎮的高消費水平使得城鎮家庭撫養小孩的開銷大大增加，從而可儲蓄的部分就會相應地減少。而農村因其較低的消費水平而較小地影響其儲蓄能力，但農村居民儲蓄率的儲蓄效應系數為正數，也就是說，小孩數量的增加反而會提高農村家庭儲蓄水平。我們給出的解釋是，在農村一直都有養兒防老的傳統，所以農村家庭小孩多（尤其是男孩）的父母就會進行預防性儲蓄，以保證自己老了有人所養。（2）財政政策影響。一方面，財政收入的增加，如所得稅或消費稅的調整，很容易使城鎮勞動者的收入發生改變，而這卻較小地影響到農村勞動者，因而撫養小孩數量明顯會造成城鄉家庭儲蓄的巨大差異；另一方面，財政支出所具有的擠出效應（主要是消費性支出的擠出效應）會影響到城鎮居民而不會影響農村居民，因而少兒撫養比對城鎮居民儲蓄率的影響受到財政支出擠出效應比較大，而對農村居民儲蓄率則不會產生影響。
四、結論性評述
本文以1999―2009年的省際面板數據為樣本，對人口年齡結構、財政政策與高儲蓄率的關系進行了分析，結果表明：（1）影響我國高儲蓄率的主要因素不是人口的年齡結構，而是經濟體的轉型特征，產業結構的調整從宏觀角度改變了拉動經濟的投資消費比例，從而傳遞到居民部門，影響其儲蓄行為。（2）人口年齡結構對我國儲蓄率的影響存在著明顯的城鄉差異，其中少兒撫養比對城鎮居民儲蓄率的影響為負，而對農村居民儲蓄率的影響為正；老年撫養比對城鎮居民儲蓄率的影響為正，而對農村居民儲蓄率的影響為負。（3）財政收支比重對城鄉居民儲蓄率的影響也存在著明顯的差異，稅收規模對城鎮居民儲蓄率的影響為正，而對農村居民儲蓄率的影響為負；支出規模對城鎮居民儲蓄率的影響為負，而對農村居民儲蓄率的影響為正。
中國從1978年改革開放到現在，經濟體的運行具有明顯的轉型特征，這個特征不僅體現在產業結構調整上，而且也體現在微觀層面上，加之20世紀70年代實行的計劃生育政策，又改變了中國的人口年齡結構，這在很大程度上配合了轉型調整所帶來的儲蓄效應。在這個過程中，財政政策通過宏觀層面對經濟進行干預，使得城鄉居民的收入與消費行為發生改變，進一步影響到儲蓄能力。從以上原因來講，我國高儲蓄率的發生有其必然性和合理性。然而根據發展經濟學的觀點，經濟的發展將伴隨著儲蓄的減少，但就現狀而言，中國是世界上最大的發展中國家，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濟總量快速的增長而忽視中國發展階段的實質。隨著中國人口老齡化的不斷加深，人口紅利的優勢將逐漸釋放直至消失，在此過程中國家調控的方向應是以優化產業結構、轉變經濟增長方式、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，但考慮到中國高儲蓄這個發展特點，它們的實施對促進中國經濟增長與發展仍具有重要的意義。
參考文獻：
［1］ Kraay, Aart Household Saving in China ［J］.The World Bank Economic Review, September, 2000, 14 (3): 545-570.
［2］ Modigliani, Franco and Shi Larry Cao. The Chinese Saving Puzzle and the Life-Cycle Hypothesis ［J］.Journal of Economic Literature, 2004, Vol. 42, No. 1 (Mar):145-170.
［3］ Horioka, Charles Y. and Junmin Wan. The Determinants of Household Saving in China: A Dynamic Panel Analysis of Provincial Data ［Z］.Federal Reserve Bank of San Francisco, Working Paper 2007.
［4］ 楊繼軍. 人口年齡結構轉變的儲蓄效應［J］.財經科學,2009(7):26-32.
［5］ 汪偉.經濟增長、人口結構變化與中國高儲蓄［J］.經濟學季刊,2009(7) :29-52.
［6］ Qian, Y.. Urban and Rural Household Saving in China［J］. IMF Staff Papers, 1988, 35 (4): 592-627.
［7］ 陳利平. 高增長導致高儲蓄：一個基于消費攀比的解釋［J］.世界經濟,2005(11):3-9.
［8］ 宋錚. 中國居民儲蓄行為研究［J］.金融研究,1999(6):46-50.
［9］ 萬廣華,張茵,牛建高. 流動性約束、不確定性與中國居民消費［J］.經濟研究,2001(11):35-44.
［10］ 羅楚亮. 經濟轉軌、不確定性與城鎮居民消費行為［J］.經濟研究,2004(4):100-106.
［11］ Blanchard, Olivier J. and Francesco Giavazzi. Rebalancing Growth in China: A Three-Handed Approach ［Z］. MIT Department of Economics working paper, 2005, No.5.
［12］ Chamon and Prasad, why are saving rates of urban households in China rising? ［J］.American Economic Journal- Macroeconomics, 2010, 2: 93-130.
［13］ Wei and Zhang. The Competitive Saving Motive: Evidence from Rising Sex Ratios and Savings Rates in China ［Z］, NBER Working Paper, 2009, No. 15093.
［14］ Kuijs, L.. How Would China’s Saving and Investment Evolve? ［Z］.World bank Policy Research, Working Paper 3958, 2005.
［15］ 李揚,殷劍峰. 勞動力轉移過程中的高儲蓄、高投資和中國經濟增長［J］.經濟研究,2005(2):4-15.
[16]余長林.發展中國家知識產權保護與經濟增長[M].北京：經濟科學出版社，2010：329.
［17］ 彭希哲,胡湛. 公共政策視角下的中國人口老齡化［J］.中國社會科學,2011(3):121-138.
［18］ 齊傳鈞. 人口老齡化對經濟增長的影響分析［J］.中國人口科學,2011年增刊:54-65.
［19］ 陸銘,陳釗. 城市化、城市傾向的經濟政策與城鄉收入差距［J］.經濟研究,2004(6):50-58.
［20］ 周發明,楊靖. 基于ELES模型的中國城鄉居民消費結構實證研究［J］.江西農業大學學報（社科版）,2010(3):84-89.
收稿日期：2011-10-12
