人口结构_经济增长与中国居民储蓄率_基于迭代模型_OLG_和省级面板数据的实证研

《上海金融》2011 年第 1 期金融与经济 摘要：本文认为次贷危机的根本原因在于全球储蓄率的失衡。 为此，本文建立了一个三期迭代模型，解释了 人口结构因素和收入增长因素对中国居民储蓄率的影响，并基于实证研究，对中国居民储蓄率在未来中期波动 状况进行了预测分析。 关键词：人口结构；经济增长；中国居民储蓄率；三期迭代 中图分类号：F830 文献标识码：A 文章编号：1006－1428(2011)01-0010-06 Abstract: The article argues that the imbalance of global saving rate led to the burst of sub-prime crisis. To solve this problem, the article builds a three-sector overlapping generation model, to explain the effect of population composition and income growth on China's household saving rate. Based on this empirical study, it forecasts the fluc- tuation of China's household saving rate in medium term. Key words: Population Composition; Economic Growth; China's Household Saving Rate; Three-sector Overlap- ping Generation !!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!"! ! ! ! ! ! ! "!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!"! ! ! ! ! ! ! " * 本文的研究也得到了武汉大学江春教授，复旦大学陈学彬教授、姜波克教授的指导。2009 年留学加拿大期间，得到了 UC Berkey David Card 教授，密歇根州立大学的 Woodridge 教授，以及 UBC 经济系教授的指导。 需要特别指出的是，本文某些数据采用的是 2008 年《中国统计年 鉴》，因此数据截至时间到 2007 年。 某些数据来自信息 Bloomberg，CEIC 等，最新截至到 2008 年。 收稿日期：2010-12-01 作者简介：芦东，男，现供职于中国外汇交易中心研究部。 人口结构、经济增长与中国居民储蓄率：* 基于迭代模型(OLG)和省级面板数据的实证研究 芦 东 （中国外汇交易中心， 上海 200204） 一、本次金融危机与全球储蓄率失衡相关 笔者认为， 导致本次金融危机的诸多原因中，发 达国家和发展中国家储蓄率的失衡是最根本的原因， 其他诸多原因都是以这个为中心的。 因此，从经济学 的视角来研究世界范围内各主要国家储蓄率的决定 因素并对其未来走势进行预测，是全球金融危机后进 行宏观经济风险管理的一项重要工作。 本次经济危机在 2007年爆发，危机发生前 10 年 世界主要国家储蓄率的指标如下： 表 1 次贷危机爆发前 10年世界主要国家储蓄率 储蓄率变化状况 数 据 来 源 ：CEIC, Goldman Sachs Research department 从上表中可以看到， 最近 10年中国和其他出口 导向型国家储蓄率的攀升，伴随的是欧美等发达国家 储蓄率的下降，全球储蓄失衡才是造成这次金融危机 的根本原因。 下图为 1952年以来中国总储蓄率的变 化图以及 1996年后居民储蓄、 企业储蓄和政府储蓄 各项的变化图，可以看到，虽然最近十年中国总储蓄 率的增加主要是由企业储蓄和政府储蓄的增加引起 的，但是居民储蓄始终占有一半以上的份额，因此研 究中国居民储蓄的长期变化趋势，非常重要。 受限于 篇幅，本文主要分析中国居民储蓄率的成因，并预测 其走势。这直接关系到中国和世界经济的未来中期发 展之路，也关系到宏观经济风险预警和管理。 10 《上海金融》2011 年第 1 期 金融与经济 图 1中国总储蓄率时间序列图 数 据 来 源 ：CEIC, Goldman Sachs Research department 图 2 对中国总储蓄率的分解 数 据 来 源 ：CEIC, Goldman Sachs Research department 本文在以下五个方面作出了创新：第一，建立一个 三期迭代模型， 解释人口结构因素和收入增长因素对中 国居民储蓄率的影响， 在分析中引入了信贷约束和遗产 动机；第二，首次使用计划生育前后的人口结构数据对中 国分省的储蓄率的形成做出实证研究；第三，把扶养率细 分成青年扶养率和老年扶养率， 分别研究这两个变量对 储蓄率的影响，尤其是中国正在进入老龄化过程，人口的 老龄化程度如何影响储蓄率，非常值得关注；第四，首次 分东、中、西三个区域研究中国不同区域的居民储蓄率的 决定，第五，基于实证研究结论，首次对中国的居民储蓄 率在未来中期发展阶段中的波动做出了预测分析。 二、文献综述 研究储蓄率的角度各有不同，本文以生命周期理 论为主线进行文献综述。 1、最近国外研究中国储蓄率的文献综述。 Kraay(2000)用中国的时间序列数据，得出了扶养 率对储蓄率的影响在统计上不显著的结论，并且认为 未来收入的增长对储蓄率有负向的影响，这两点都与 生命周期假说相矛盾。根本原因在于，Kraay在建模中 使用了居民可以自由借贷的前提假定，但是，中国的 金融市场不是很完善，信贷约束非常强烈。 2004年的 中国城镇居民调查，中国城市居民发生借贷的比率不 足 10%。 其结论可能存在系统性偏差。 Modigliani and Cao（ 2004）对中国的居民总储蓄率 作了 OLS的回归分析，发现经济增长率、青年扶养比的 倒数， 以及通货膨胀率对居民储蓄率有很强的正向影 响，并且在统计上显著。因此，他们的结论与 Kraay完全 相反。 但这篇文章的漏洞很多：首先，中国总的居民储 蓄率是由很多省份组成的， 不同省份的经济发展水平 不同，人口年龄结构不同，因此需要进行细分，而不能 单单从总体去研究；其次，回归方程中使用的居民储蓄 率是作者自己构造的；最后，使用了青年扶养率的倒数 这个变量，而没有考虑老年扶养率，在中国人口日益老 龄化的今天，这个比率正越来越强地影响着储蓄率。 Horinoka（2007）对中国 30 个省份和直辖市的城 镇居民储蓄率和农村居民储蓄率做了实证研究，得出 了人口年龄结构不影响储蓄率的结论，是对生命周期 假说在中国适用性的极大挑战，但是他选择的样本是 1995 年-2005 年， 没有包含计划生育之前的数据，这 样会影响其参数估计量的方差，从而会直接影响到参 数估计值的显著性。 另外，文章分析了农村居民的储 蓄率，但是农村居民的储蓄很多都是以非货币形式来 进行的，在度量上可能会存在偏差，影响参数估计的 准确性。最后，它把青年扶养率、老年扶养率以及总扶 养率放在同一个方程中进行回归分析，会发生多重共 线性问题，导致回归结果产生偏差。 2、国内学者对于中国储蓄率的研究。 减旭恒(1994)在《中国消费函数分析》一书中通过 实证分析的方法对我国改革前后的居民储蓄和收入关 系进行了分析，他用凯恩斯模型拟合了 1952-1978年的 消费函数，指出我国改革前的居民储蓄可以很好地用绝 对收入理论解释，1978-1991年的居民储蓄行为则可以 更好地被生命周期和持久收入理论所解释。但是其没有 分析人口结构因素对中国居民储蓄率形成中的影响。 厉以宁(1992)在其主编的《中国宏观经济实证分 析》 中采用最小二乘法对改革后的居民储蓄进行了凯 恩斯模型的拟合，结果表明:1978年以后的边际储蓄倾 向大大高于 1978年以前的边际储蓄倾向。但是他并没 有进行不同模型的比较， 尤其是与生命周期模型进行 比较，这使得他的结论的可信度降低。 宋铮(1999)利用中国城镇居民收入的标准差衡量 中国居民收入的不确定，得到未来收入的不确定是中 国居民储蓄的原因， 这与 Kraay 的结论正好相反，可 能在于他们使用的数据不同，宋使用的是时间序列数 据，而 Kraay 使用的是省级面板数据，这样对比来看， 使用微观数据的结论更加可信。因此宋的结论值得质 疑 ;龙志和与周浩明(2000)采用 Dynan 的预防性储蓄 11 《上海金融》2011 年第 1 期金融与经济 模型，选取中国城镇居民 1991-1998年间的消费、收入 及物价数据进行估测， 结果表明我国城镇居民未来收 入的不确定性越大，居民的预防性储蓄也就越多，该文 章同样面临着宏观数据的估计偏差问题;孟听(2001)用 1999年中国城市家庭收入、支出和就业调查的截面数 据研究中国家庭的储蓄行为，得到的结论是:中国城市 家庭具有强烈的预防性储蓄动机， 不但过去的收入不 确定性增加了家庭的储蓄倾向， 而且预期的下岗也使 没有失业的家庭增加储蓄。这一结论比较可信，但是其 使用的数据仅仅为 1999年概念的调查数据，无法使得 估计的参数用于未来的预测， 因为我们如果想预测未 来，需要在时间轴线上得到更多的样本。 国内学者很多也有通过 OLG 模型和数值模拟来 研究居民储蓄率的， 其中代表性的是袁志刚、 宋铮 （2000） 通过建立 OLG模型和数值模拟得出我国个人 储蓄率有效而宏观储蓄率无效的结论。 但是在中国这 样一个地区差异很大的国度， 把个人储蓄率用一个单 一的指标去度量，从而得到个人储蓄率有效的结论，不 免草率。袁志刚、何樟勇（2003）借助于西方宏观经济学 中的索洛经济增长模型和拉姆齐-卡斯-库普曼斯模 型, 讨论了宏观经济中最优消费和储蓄的确定机制,并 得出判断宏观经济运行动态效率的黄金定律以及修正 黄金定律标准，同时,借助代际交叠模型从理论上探讨 了自由竞争经济出现动态无效的可能性。 但是他们并 没有解释中国储蓄率的成因，因此很难从政策上“对症 下药”，给出一定的政策建议，这是该文的重大缺陷。 李扬、殷剑峰（2007）以国家统计局公布的 1992 —2003 年中国资金流量表为基础,从收入分配和部门 储蓄倾向等两个方面对居民、企业和政府等国内三个 部门的储蓄率进行了比较分析。 他们发现,尽管居民 部门的储蓄率最高,但是,自 1992 年以来,它实际上呈 逐步下降趋势,其主要原因在于居民部门获得的劳动 报酬、财产收入和再分配收入均有所下降。 但是该文 并没有分析人口结构因素对居民储蓄率的影响。 三、 三期迭代理论模型 1、 没有信贷约束和没有遗产动机状况下的三期 迭代模型。 与 Charles Yuji Horioka，Junmin Wan（2007）相同 的是，本文采用对数效用函数的形式，并且假定时间 贴现因子，即人们在未来和现在的选择之间有足够的 耐性。 换句话说，就是人们在未来消费的一单位货币 的商品与现在消费一单位的商品具有同样的效用。这 个假定是为了分析的方便，可以证明的是，放松这个 假定，不会影响本文关于人口结构和收入增长因素对 居民储蓄率产生影响的基本结论。 假定人们活三期： 青年时期（t），中年时期(t+1)和老年时期(t+2)。 假定在 青年时期可以借贷，而在老年时期不能借贷。 因此效 用函数的表达式为： uth(cth(t),cth(t+1),cth(t+2))=lncth(t)+lncth(t+1)+lncth(t+2) （3.1） 值得注意的是，在本文的推导中，cth(t+1)代表着在 t 期 出生的人 h，在 t+1期的消费。他的一生的消费向量为： cth=〈cth(t),cth(t+1),cth(t+2)〉 （3.2） 相应的，他一生的财富向量为： wth=〈wth(t),wth(t+1),0〉 （3.3） 这里，本文假定，人们不留遗产，故 t+2 期的财富为 0。 另外， 本文假定在第 t期和第 t+1 期之间的收入增长 为 γ，财富向量可以写成： wth=〈wth(t),wth(t)·γ,0〉 （3.4） 从储蓄向量来看，本文假定退休的人不再储蓄，因为 他们既没有遗产动机， 也预期自己在下一期不再存 活，因此，没有储蓄的必要。这样，本文可以把消费、储 蓄和财富在三期的关系写成如下的形式： cth(t)=wth(t)-Sth(t) (3.5) cth(t+1)=wth(t+1)-r(t)·Sth(t)-Sth(t+1) (3.6) cth(t+2)=r(t+1)·Sth(t+1) (3.7) 其中，r(t)和 r(t+1)分别表示在 t期和 t+1 期的实际利率 水平。 整合上述三个式子之后，可以得到一生的预算 约束： cth(t)+ ct h(t+1) r(t) + cth(t+2) r(t)·r(t+1) =wt h(t)+ wt h(t)·γ r(t) (3.8) 通过最大化效用函数，我们得到： r(t)= 坠ut h/坠cth(t) 坠uth/坠cth(t+1) （3.9） 即：实际利率等于边际替代率（MRS），这是微观经济 学的经典结论之一，这里的边际替代率是指跨期之间 的替代。 由于在 （3.1） 中使用了对数效用函数的形式， 因此 （3.9）可以简化为： r(t)= ct h(t+1) cth(t) (3.10) 从(3.8)中可解得： cth(t)= 13 wt h(t)(1+ γr(t) ) 将(3.5)- (3.7)联系起来，可以解得储蓄向量： Sth=〈wth(t)[1- r(t)+γ3r(t) ], 1 3 wt h(t)[r(t)+γ],- 13 Wt h(t)[r(t)+ γ]r(t+1)〉 (3.11) 式 (3.11)表明如果 γ>2r (t)，青年人口会进行负储蓄 12 《上海金融》2011 年第 1 期 金融与经济 （dissave）。 中年人口的储蓄率一直都是正值。 而老年 人在最后一期消耗自己在前两期的财富及其投资回 报，亦没有遗产动机，其储蓄率为负值。 到目前为止， 本文没有考虑整个社会的人口结构， 即青年人口、中 年人口和老年人口的比重。现在把壮年人口标准化为 1，而青年人口与中年人口之比、老年人口与中年人口 之比分别为 x,y，其中，0≤x，y<1 因为中年人口的数量 会大于青年人口和老年人口的数量。 因此结合(3.12) 式和（3.4）式，社会的总储蓄为： Aggregatesavings= 13 wt h[x 2r(t)-γr(t) +r(t)+γ-y(r(t)+γ)r (t+1)] （3.12） 坠s 坠x = 1 3 wt h(t) 2r(t)-γr(t) <0 If γ>2r(t) (3.13) 坠s 坠y =- 1 3 wt h[r(t)+γ]r(t+1)<0 (3.14) 命题 1： 在不存在信贷约束和没有考虑遗产动机 的情况下，社会总储蓄与青年人口比重 x呈负向变化关 系，青年人口的比重越高，社会总储蓄越低；青年人口比 重越低，社会总储蓄越高。 社会总储蓄与老年人口比率 y呈负向变化关系，老年人口比率越高，社会总储蓄率 会越低。 隐含的经济学意义是，在青年人口降低的情况 下，城镇居民的理性选择是为子女（未来的社会劳动力） 装备更多的资本，以提高他们未来的劳动生产率。 2、 具有信贷约束而没有遗产动机状况下的三期 迭代模型。 在本文的初始模型中，本文假定青年人口可以自 由借贷，即可以提前消费未来的产出，但是这一假定 在中国近半个世纪的历史中是不现实的。在中国存在 信贷约束的情况下，青年人口不容易借贷，根据 2007 年的中国家庭调查 ， 中国家庭的平均负债率只有 12%，而且绝对负债量更加少。 信贷约束条件用 Bth表 示，在该期只能借得该期收入的 b部分。 Bth(t)=b·wth(t) （3.15） Bth是一个负数，因为负数意味着借款。 系数 b是 由信贷市场的整体发展水平决定的信贷约束将对青 年人口的消费能力产生约束， 具体表现为若希望借的 额度低于信贷额度，不会影响上文的结论；若希望借的 额度高于信贷额度时，青年人口会尽可能多地消费，然 后等到中年之后去储蓄， 结果他们会借来-Bth连同他 们在当期的收入一起花掉， 在下一期他们将还债并且 为退休准备储蓄。 用 数学 数学高考答题卡模板高考数学答题卡模板三年级数学混合运算测试卷数学作业设计案例新人教版八年级上数学教学计划 语言可以表述为 , 不受限 （non-binding）的信贷约束条件为 wth(t)(1- r(t)+γ3r(t) )≥wt h(t)·b圯r(t)(2-3b)≥γ (3.16) 如果上述条件满足, 不会改变 3.1部分的理论结论。 否则, 受限的信贷约束条件为： r(t)(2-3b)<γ (3.17) 在这种情况下由于只能借到-Bth的货币，真实的财富 向量 wth=〈wth(t)(1-b),wth(t)(γ+br(t)),0〉 (3.18) 后面推导过程类似本节第一部分，因此省去，直接得 到命题 2： 命题 2：存在信贷约束的情况下，社会总储蓄与 青年人口的比重呈负向变化关系，与老年扶养率呈负 向变化关系，同时与收入增长率呈正向变化关系。 在 信贷约束的情况下，青年人口的负储蓄行为受到一定 的限制，不能随着经济增长的加快而扩张消费，因此 经济增长会提高中年人口的储蓄意愿，以保证在下一 期维持一个相对较高的生活水平。 3、 具有信贷约束而且考虑遗产动机状况下的三 期迭代模型。 接下来，本文在上述模型中加入遗产动机，修正 老年人的储蓄行为。 在前述的模型中，假定老年人不 能借贷也没有遗产动机，这在中国是不符合中国实际 的，尤其是中国的老年人口具有强烈的遗产动机。 因 此，在下文中，本文仍然假设老年人口不能借贷，但是 认为老年人口有很强的遗产动机。 这主要是基于以下三方面的考虑：第一，东亚地 区的国家，由于土地资源有限，人口稠密，住房需求很 大，高企的土地价格和房地产价格是老年人口为子女 储蓄的动机之一；第二，中国传统的婚嫁观念决定老 年人需要为子女备置这方面的支出；第三，中国的家 族观念决定了财富之间跨代转移的普遍性。 本文把老年人在 t+2期的期末留有一笔遗产 Aht+2 (t+2)>0，则原来的（3.7）式将修正为： cth(t+2)+Ath(t+2)=r(t+1)sth(t+1) （3.19） 后面推导过程类似本节第一部分，因此省去，直接得 到命题 3： 命题 3： 在存在信贷约束和遗产动机的情况下， 居民总储蓄与青年人口比率负相关，与收入增长率正 相关。 但是储蓄率与老年人口比率的关系不确定，如 果遗产动机非常大，则储蓄率与老年人口比重可能呈 正相关关系。 四、 数据来源和估计方法 本文在把收入增长因素和人口结构因素作为解 释变量放到模型的同时，也加入了一些控制变量（如 实际利率和通货膨胀率的变化率）在不同的计量经济 学模型中，本文还加入了居民储蓄率的滞后项作为解 13 《上海金融》2011 年第 1 期金融与经济 释变量，用动态面板数据的方法进行实证研究，然后 进行不同计量模型的对比。表 2中 总结 初级经济法重点总结下载党员个人总结TXt高中句型全总结.doc高中句型全总结.doc理论力学知识点总结pdf 了理论模型给 出的各种关键变量和数据来源。 表 2 实证变量选取、处理及数据来源说明 在实证研究方法上，传统的居民储蓄率的研究都 是基于时间序列的单方程 OLS （Modigliani and Cao 2004） 和横截面数据的分析 （Carroll, Rhee and Rhee 1994）， 也 有 少 量 的 文 章 使 用 面 板 数 据 分 析 （Kazarosian 1997,Horika 2007）。 考虑到分省数据中包 含的省份、指标和时间的三维信息，面板数据（Panel Data）可以更好地反映截面和时序的双重特征，本文 在实证分析部分采用标准的面板数据分析方法。 本文采用退化式的（Reduced form）方程结构，估 计如下的式子： Sit=β0+β1Lit+β2YDit+β3ODit+β4LEit+β5Rt+β6ΔCPIt+eit （4.1） Sit=β0+β1Lit+β2YDit+β3ODit+β4LEit+β5Rt+β6ΔCPIt+ Zuui+eit （4.2） Sit=β0+β1Lit+β2YDit+β3ODit+β4LEit+β5Rt+β6ΔCPIt+ β7Sit-1+Zuui+eit （4.3） 本文使用最小二乘法、LSDV、Within estimation、 Random Effects estimation 以及动态面板数据模型对 所收集数据进行全样本和三个不同地区子样本实证 检验。 其中 LSDV、Within estimation 被称为固定效应 模型，最后一个计量模型是动态模型。 本文比较不同 模型的结论， 并且给出模型选择检验（Specification test）, 最终在不同的模型之间选择出固定效应模型和 动态面板数据模型进行比较。其中最小二乘估计基于 （4.1）式，固定效应模型和随机效应模型基于（4.2）式。 动态面板数据模型是基于（4.3）式。 五、实证检验结果 1、模型设定形式检验。 本节所有结果采用 Stata8.0对上述模型进行估计 和检验。本文对不同的模型给予了估计，并且对不同的 模型做了模型设定形式的检验，重点关注 OLS，以及固 定效应模型和随机效应模型之间的取舍。 通过比较发 现固定效应模型中的 Within estimator 在所有模型中 表现最优。 主要的四类计量模型的实证结果见表 3。 表 3 四种不同的估计方法得到的系数估计值 以及 T值（全样本） 2、模型稳健性。 本文对可能存在的相关性、异方差等问题进行了 处理，提高了模型整体的稳健性。 对于回归残差可能 与解释变量存在序列相关，在实际估计中本文根据估 计结果的 DW（或 LM）统计值可以判断回归残差是否 存在序列自相关问题， 并相应在估计方程中加入 AR 项予以消除。 另外，面板数据模型中残差还可能出现异方差现 象，包括截面异方差、时序异方差与混合异方差 3类。 对此本文采用了可行广义最小二乘估计方法(FGLS)， 考虑到由于不同样本截面异方差问题对估计有效性 的影响，混合回归模型与固定效应模型均采用截面加 权回归法(cross section weights)以消除截面异方差问 题， 并且采用 Panel 稳健标准差来得到系数的 t 统计 值； 随机效应模型则采用基于随机效应转化方程的 GLS估计方法。 从固定效应模型的结果来看，除了老年扶养比率 对储蓄率的影响不显著之外，所有解释变量对储蓄率 的影响都符合理论的假设。为了有利于不同模型的比 较， 本文将在下文中引入固定效应中的动态模型─ Arellano-Bond 方法来做实证检验， 并与静态的固定 效应模型做出对比。 ��� ��� ��� � � �� � � ���� � ��� ���������������� !" #�$%&’�� ������(�)�� ���* ����+,-.�/01���2+,34��. ��*�56789:;<� 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-���� .� ��&"�#� �( -���� .���&%& �� ������� ������������/�0�.����� �� &1� &%��0����� �"%������������� +��2�3���0�������� ��� ���� �$�������� 0��� $�)�#!� � 14 《上海金融》2011 年第 1 期 金融与经济 3、实证结论。 在这个部分，将使用动态面板数据的方法研究中 国居民储蓄率的决定。这里采用广义矩（GMM）的方法 建立动态模型以利用面板数据。 使用这种估计量是基 于以下三个考虑：第一，中国居民的储蓄行为在经济 变革的环境中会有极大的惯性，因此居民储蓄率的滞 后项会影响到当期储蓄率的变化；第二，某些解释变 量（如实际利率和收入增长率）也可能由储蓄率决定， 这样就带来解释变量的部分内生性，而控制这种内生 性，可以使用 GMM 方法估计；第三，那些观察不到的 省际效应可能与回归因子有一定的相关性，需要控制 这些影响。 本文采用了 Arellano-Bond dynamic panel- data estimation对全国 30个截面的面板数据进行计量 经济学分析，并将结果与固定效应模型做对比。 实证结论一：从全国总样本来看，无论静态的固 定效应模型还是动态的 Arellano-Bond 模型， 收入增 长率都对中国居民储蓄率有正向影响， 并且在 1%的 显著性水平下通过显著性检验。 需要指出的是，这一 效应在西部地区样本中并不存在，主要原因在西部地 区的经济发展水平较低，绝对可支配收入值对储蓄率 的影响也许大于收入增长率的影响。通过加入收入的 水平值，发现人均收入的水平值对居民储蓄率有正向 的影响。这在一定程度上说明西部经济落后地区更适 用凯恩斯的绝对收入模型解释居民储蓄率。 实证结论二：从全国总样本来看，无论静态的固 定效应模型还是动态的 Arellano-Bond 模型， 青年扶 养率对中国居民储蓄率有负向影响, 并且在 1%的显 著性水平下通过显著性检验。 原因在于，随着计划生 育政策的实施， 人口出生率的下降，15-64 岁这个年 龄段的居民倾向于储蓄更多的财富。 中国正在从“养 子防老”的社会向“储蓄防老”的社会过渡。 东中西三 个地区都支持该结论。 实证结论三：从全国总样本以及三个子样本来看， 静态的固定效应模型中老年扶养率对中国居民储蓄率 的影响为正，但是在统计意义上都不显著，但是在动态 的 Arellano-Bond模型中，老年扶养率对中国居民储蓄 率有显著的负向影响（东部和中部样本），但是在西部 样本中，老年扶养率即使在动态面板数据模型中，也没 有对储蓄率产生显著的影响。原因在于，西部地区老年 人的储蓄倾向可能更高， 从而符合本文理论部分关于 老年人遗产动机的理论假说， 这种很高的遗产动机会 影响到对生命周期假说的验证。 之所以与生命周期理 论模型发生如此重大的偏离，是由于遗产动机，老人在 跨期迭代模型的最后一期并不是完全负储蓄， 他们把 主要的财富作为遗产留给子孙。这一动机在人口稠密、 房地产价格高企的东亚国家尤其明显。 实证结论四：在动态的 Arellano-Bond 模型中，居 民储蓄率的滞后项对储蓄率有正向影响， 并且在 1% 的显著性水平下通过了显著性检验。在全国以及三个 子样本中，居民储蓄显现出很强的行为惯性。 本文估 计的结果与 Loayza、Schmidt-Hebbel 和 Serven(2000) 运用跨国面板数据估计的结果 (约为 0.30 一 0.83)基 本一致。 其中，西部地区的储蓄惯性最大，为 0.68，其 次为中部地区的 0.363， 最低为东部地区的 0.256，这 也在一定程度上反映了文化因素在经济发展水平不 同的地区产生的不同影响。 4、对中国未来居民储蓄率的预测分析。 在本文实证研究的基础上， 下面可以用动态面板 数据模型对中国未来储蓄率进行预测分析，以考察在不 同的场景下中国居民储蓄率的变化情况。主要分析三个 变量：青年扶养率、老年扶养率和收入增长率对全国居 民储蓄率的影响，暗含的假定是其他因素保持不变。 随着中国经济发展水平的总体提高，收入增长率 对中国居民储蓄率的影响可以参考东部地区的参数， 即 0.185， 青年扶养比率对储蓄率的影响系数为：- 0.138，老年扶养比率对储蓄率的影响系数为-0.43，上 一期储蓄率对当期储蓄率的影响系数为 0.34。目前全 国的平均居民总储蓄率为 ：19.7%， 收入增长率为 10%， 青年扶养比率为 23.58%， 老年扶养比率为 15.58%。 预计在一个中期的发展阶段（5-10年内），收 入增长率在资源和人口红利逐渐消失的瓶颈下，会放 缓至 8%（轻度放缓）、6％（中度放缓） 和 4％（严重放 缓）; 在计划生育政策没有改变的情况下，青年扶养比 率会以较慢的速度下降(分别模拟青年扶养比率下降 到 23%,22%,21%的情况)， 老年扶养比率会以较快的 速度上升 （分别模拟老年扶养比率上升到 16%,17%, 18%的情况）。在两种极端的情况：第一种情况为（8％， 23％，16％）， 全国居民储蓄率为 19．9％； 第二种情况 （4％，21％，18％）,全国居民储蓄率为 15.5％，其他的情 况下产生的储蓄率都介于两者之间。 可见，中国的居民储蓄率在未来 5－10年内会维持 在 15％－20％的区间，随着老龄化过程的加剧以及经济 增长速度的放缓，两个力量压低中国居民储蓄率,但是 很强的储蓄惯性会使其不会发生剧烈的变化。但是，随 着中国社会保障 制度 关于办公室下班关闭电源制度矿山事故隐患举报和奖励制度制度下载人事管理制度doc盘点制度下载 的提高以及金融约束的放松，青 年人的借贷行为会对储蓄率也产生一个负向影响，预 计这些力量会进一步压低中国的居民储蓄率， 但是应 该不会出现大幅度的下降。 （责任编辑：姜天鹰） 15