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摘 要：本文把2003年至2016年我国31个省市区的面板数据作为研究样本，运用动态面板数据模型，采用GMM估计方法探究了人口年龄结构和产业结构变迁与居民储蓄率的关系，实证结果显示：儿童抚养比例与居民储蓄率有着负向关联性，老年人抚养比例与储蓄率有着正向关联性；即便人口年龄结构同居民储蓄率有着明显的关联性，但其关联程度并不大，真正对储蓄率有较大影响的是产业结构的变迁，本文用二三产业比表示我国产业结构的变化特征，发现二三产业比是影响居民储蓄率的极其关键的因素；此外，前期储蓄率的表现对当期储蓄率有正向影响。由此，我们得出相应的结论以及建议。
关键词：储蓄率；人口年龄结构；产业结构变迁；动态面板数据模型
一、引言
生命周期假说模型说明了人口结构变化与储蓄率的关系。其基本思想是：个人为了最大化自己一生的总效用，依据预期的一生的总收入，在每个时期平稳地进行消费。所以，个体在儿童和退休后的老年期间的收入低、消费高，消耗储蓄；在成年期间的收入高、消费低，会进行储蓄。此外，生命周期理论也可以从人均收入增长率与储蓄率的关联的角度来进行思考：当经济增长较快，经济中的年轻人相比于中老年人，会更为富足，从而会更多地进行储蓄，相应地也比处于经济增长较慢时的个体有更高的储蓄率。因此，经济的高增长与储蓄率应该呈正相关，这一点与后面的实证结果也吻合。
大量的文献利用宏观数据在对生命周期假说进行实证检验的基础上，对年龄结构与储蓄率的关联性进行了考察，但获得的结论不尽相同，原因可能是数据处理、模型设定、样本构成和估计方法等的不同。有些许学者研究了我国的人口年龄结构与储蓄率的关系。汪伟（2009）把生命周期理论作为起点，实证检验得出：计划生育政策引起的抚养比例的降低使得储蓄率连续上升。邵阳（2013）通过对我国2001-2009年31个省市的面板数据的实证研究，得出结论：我国经济转型的特点与居民的高储蓄率有很大关联性。大多数关于中国高储蓄率的研究都注意到了人口结构与储蓄率的关联，然而却极少注意到产业结构变迁与居民储蓄率的关联性。汪伟（2009）把工业产值占国内生产总值的比值作为一个控制变量纳入了模型中，结果工业产值占GDP的比对储蓄率的影响并不显著。邵阳（2013）把第三产业产值占GDP比重和二三产业产值之比这两个因素也作为控制变量纳入了模型中，结果发现二三产业比与我国居民储蓄率呈正向关系，然而此文的主题是人口结构和财政政策与储蓄率的关系，涉及到产业结构变化的分析不多。也就是说，尽管有研究注意到了产业结构变迁对储蓄率的影响，产业结构变迁这个因素却不是研究重点。没有专门分析产业结构变迁与居民储蓄率关系的探究，更没有把大家公认的人口年龄结构与产业布局变迁这两种变量结合起来共同考察的研究。
二、模型与数据
（一）模型建立
鉴于以上分析，本文在黄玮（2014）的“我国居民储蓄率的影响因素及实证研究”一文基础上，加入产业结构变迁这一影响因素，同时考虑到居民当年的储蓄率受前一期的影响可能性较大，采用动态面板数据模型。在计量分析上，此文将引入一些控制变量，控制别的可能影响储蓄率的潜在因素。模型设定如下：
由于本文设定的是动态面板数据模型，解释变量的内生性问题会导致参数估计的非一致性，故用 GMM 估计法来估计参数。目前比较常用的GMM估计方法有两种，差分广义矩估计和系统广义矩估计。
对动态面板数据模型来说，要增强参数估计结果的可靠性，还需要对模型设定的合理性和工具变量的有效性进行检验。一般来说，Sargan 检验常用来检验工具变量的有效性，AR（ 2） 统计量则用来检验原模型一阶差分后是否存在二阶自相关问题。
（二）变量选取
本文的被解释变量是中国居民储蓄率，解释变量是少儿抚养比、老年抚养比、二三产业比、，控制变量有：经济增长率、财政支出比重、财政收入比重、通货膨胀率、住房价格、城市化指标、人口自然增长率
（三）數据来源
在本文中，我们选取了全国31个省市区2003-2016年的样本组成的面板数据来做回归。之所以选取2003-2016年的数据是因为：有资料显示，我国储蓄率是在21世纪初开始逐年增加的，运用2000年以后的数据能够深入地去分析居民储蓄率的影响因素，并且2000年以后的数据可以保证我国31个省市区的完整性；而最近能得到的各省市区的年度数据是2016年，所以数据来源截止到2016年。数据来源于中国统计年鉴和中国人口与就业年鉴。
三、实证结果以及分析
（一）实证结果
从表 1 中可以看出： 模型系数联合显著性的 Wald 检验值都在 1% 的水平上显著；差分GMM一步估计的Sargan 检验概率值为0.0001，说明差分 GMM 工具变量无效，即工具变量与误差项相关或误差项存在异方差的可能。而差分GMM两步估计的Sargan检验概率值为1.0000，说明二阶差分 GMM 估计的工具变量是有效的，同时AR（1）的p值表明差分的误差项存在一阶自相关是不显著的，AR（2）的p值表明差分的误差项存在二阶自相关是不显著的。系统GMM方法一步估计和两步估计的检验结果与差分GMM方法的结果类似，即一步系统GMM估计方法优于两步系统GMM估计方法。而Blundell Bond和Windmeijer（1998）曾用蒙特卡罗模模拟实验表明 ， 在有限样本情况之下 ， 系统估计比差分估计的有效性要更好。基于以上分析，本文主要采用二步系统GMM估计结果来分析年龄结构和产业结构变迁对我国居民储蓄率的影响。
（二）实证分析
从表中可以看出，抚养比例对居民储蓄率的效应系数都在1%的程度上拒绝系数为0的原假设，即十分显著。少年儿童抚养比例与老年人抚养比例对储蓄率的影响存在着巨大差异，少年儿童抚养比例的系数为-0.2662，而退休老年人抚养比例的系数为0.4383。儿童抚养比例与储蓄率有着正向关联性，而老年人抚养比例与储蓄率有着负向关联性。 二三产业比对储蓄率的影响也与我们的猜想相吻合。我们预計，当二三产业产值比较大时，即服务业产值相对较小时，人们的消费额度会减少而储蓄率会增加。表中的结论印证了这一预估。表中可以看出，二三产业产值比对居民储蓄率的效应都在1%的程度上拒绝系数为0的原假设，并且系数值很大，其系数远远大于人口年龄结构对居民储蓄率的影响系数，这说明产业结构变迁是影响我国居民储蓄率的一个极其重要的因素，在分析居民储蓄率的影响因素时，需要考虑产业结构的变迁，进一步说明本文模型设定的合理性。
居民储蓄率的滞后项在四种估计方法下均在 1% 水平下显著，系数都在 0.3以上，这说明我国居民储蓄率受前一期的影响非常显著，这在现实情况中是解释得通的。居民储蓄率在上一期较高说明居民对于储蓄的偏好较强，那么当期的储蓄率也会较高，即我国居民在进行储蓄决策时会依赖其之前的习惯性偏好，惯性偏好对其储蓄行为有着比较重要的长期影响。
四、结论与建议
此文我们运用2003-2016年中国31个省市区的面板数据以及GMM估计方法探究了人口年龄结构和产业结构的变迁同人们储蓄率之间的关联性，可以得出以下的几条结论以及相关建议。
第一，由于人口结构同储蓄率存在着比较明显的关联性，那么在人口年龄结构发生变化的过程中，高储蓄率可能就有其存在的客观必然性，而国民经济核算中，储蓄等于投资，所以人口结构的变化就使得我们要保持较高的投资率，这有助于支撑我国经济的快速增长。此外，我们还应该注意到，我国的退休老年人的人口数量非常大，而我国的养老保险体制不够健全，尤其是农村区域的养老保险水平较低，所以，在我国经济飞速增进的同时，应该紧迫性地建立与完善养老保险体制。
第二，二三产业产值比同储蓄率的关联性较人口年龄结构同储蓄率的关联性强，即二三产业产值比是居民高储蓄率的贡献者中的非常重要的一个。近几十年来，我国经济体明显发生着变化，这种变化不仅仅表现在产业结构的变迁上，而且也影响着人们的储蓄行为。随着我国人口年龄结构的转变，人口红利期渐渐不存在，当前正是优化产业布局、推动产业的升级与转移、转变经济增长方式、加速人力资本的积累的有力时机。对此，我们要积极做好准备，提高产业技术水平，大力促进具有节能环保特点的新型产业的发展，同时推进区域布局的调整。
参考文献：
[1] Modiligliani， Franco and Shi Larrry Cao. The Chinese Saving Puzzle and the Life-Cycle Hypothesis. Journal of Economic Literature， 2004， Vol. 42.
[2] 汪伟.经济增长、人口结构变化与中国高储蓄率[J].经济学（季刊），2009年第9卷第1期.
[3] 李雪松，黄彦彦.房价上涨、多套房政策与中国城镇居民储蓄率[J].经济研究，2015年第9期.
[4] 杨天宇，荣雨菲.高收入会导致高储蓄率吗——来自中国的证据[J].经济学家， 2015年4月.
[5] 邵阳.人口年龄结构和财政政策对中国居民高储蓄率的影响[D].北京：首都经济贸易大学，2011.
作者简介：
张静，女，汉族，硕士，单位：中央财经大学中国经济与管理研究院
张元怡，女，汉族，硕士，单位：中央财经大学中国经济与管理研究院
关键词：储蓄率；人口年龄结构；产业结构变迁；动态面板数据模型
一、引言
生命周期假说模型说明了人口结构变化与储蓄率的关系。其基本思想是：个人为了最大化自己一生的总效用，依据预期的一生的总收入，在每个时期平稳地进行消费。所以，个体在儿童和退休后的老年期间的收入低、消费高，消耗储蓄；在成年期间的收入高、消费低，会进行储蓄。此外，生命周期理论也可以从人均收入增长率与储蓄率的关联的角度来进行思考：当经济增长较快，经济中的年轻人相比于中老年人，会更为富足，从而会更多地进行储蓄，相应地也比处于经济增长较慢时的个体有更高的储蓄率。因此，经济的高增长与储蓄率应该呈正相关，这一点与后面的实证结果也吻合。
大量的文献利用宏观数据在对生命周期假说进行实证检验的基础上，对年龄结构与储蓄率的关联性进行了考察，但获得的结论不尽相同，原因可能是数据处理、模型设定、样本构成和估计方法等的不同。有些许学者研究了我国的人口年龄结构与储蓄率的关系。汪伟（2009）把生命周期理论作为起点，实证检验得出：计划生育政策引起的抚养比例的降低使得储蓄率连续上升。邵阳（2013）通过对我国2001-2009年31个省市的面板数据的实证研究，得出结论：我国经济转型的特点与居民的高储蓄率有很大关联性。大多数关于中国高储蓄率的研究都注意到了人口结构与储蓄率的关联，然而却极少注意到产业结构变迁与居民储蓄率的关联性。汪伟（2009）把工业产值占国内生产总值的比值作为一个控制变量纳入了模型中，结果工业产值占GDP的比对储蓄率的影响并不显著。邵阳（2013）把第三产业产值占GDP比重和二三产业产值之比这两个因素也作为控制变量纳入了模型中，结果发现二三产业比与我国居民储蓄率呈正向关系，然而此文的主题是人口结构和财政政策与储蓄率的关系，涉及到产业结构变化的分析不多。也就是说，尽管有研究注意到了产业结构变迁对储蓄率的影响，产业结构变迁这个因素却不是研究重点。没有专门分析产业结构变迁与居民储蓄率关系的探究，更没有把大家公认的人口年龄结构与产业布局变迁这两种变量结合起来共同考察的研究。
二、模型与数据
（一）模型建立
鉴于以上分析，本文在黄玮（2014）的“我国居民储蓄率的影响因素及实证研究”一文基础上，加入产业结构变迁这一影响因素，同时考虑到居民当年的储蓄率受前一期的影响可能性较大，采用动态面板数据模型。在计量分析上，此文将引入一些控制变量，控制别的可能影响储蓄率的潜在因素。模型设定如下：
由于本文设定的是动态面板数据模型，解释变量的内生性问题会导致参数估计的非一致性，故用 GMM 估计法来估计参数。目前比较常用的GMM估计方法有两种，差分广义矩估计和系统广义矩估计。
对动态面板数据模型来说，要增强参数估计结果的可靠性，还需要对模型设定的合理性和工具变量的有效性进行检验。一般来说，Sargan 检验常用来检验工具变量的有效性，AR（ 2） 统计量则用来检验原模型一阶差分后是否存在二阶自相关问题。
（二）变量选取
本文的被解释变量是中国居民储蓄率，解释变量是少儿抚养比、老年抚养比、二三产业比、，控制变量有：经济增长率、财政支出比重、财政收入比重、通货膨胀率、住房价格、城市化指标、人口自然增长率
（三）數据来源
在本文中，我们选取了全国31个省市区2003-2016年的样本组成的面板数据来做回归。之所以选取2003-2016年的数据是因为：有资料显示，我国储蓄率是在21世纪初开始逐年增加的，运用2000年以后的数据能够深入地去分析居民储蓄率的影响因素，并且2000年以后的数据可以保证我国31个省市区的完整性；而最近能得到的各省市区的年度数据是2016年，所以数据来源截止到2016年。数据来源于中国统计年鉴和中国人口与就业年鉴。
三、实证结果以及分析
（一）实证结果
从表 1 中可以看出： 模型系数联合显著性的 Wald 检验值都在 1% 的水平上显著；差分GMM一步估计的Sargan 检验概率值为0.0001，说明差分 GMM 工具变量无效，即工具变量与误差项相关或误差项存在异方差的可能。而差分GMM两步估计的Sargan检验概率值为1.0000，说明二阶差分 GMM 估计的工具变量是有效的，同时AR（1）的p值表明差分的误差项存在一阶自相关是不显著的，AR（2）的p值表明差分的误差项存在二阶自相关是不显著的。系统GMM方法一步估计和两步估计的检验结果与差分GMM方法的结果类似，即一步系统GMM估计方法优于两步系统GMM估计方法。而Blundell Bond和Windmeijer（1998）曾用蒙特卡罗模模拟实验表明 ， 在有限样本情况之下 ， 系统估计比差分估计的有效性要更好。基于以上分析，本文主要采用二步系统GMM估计结果来分析年龄结构和产业结构变迁对我国居民储蓄率的影响。
（二）实证分析
从表中可以看出，抚养比例对居民储蓄率的效应系数都在1%的程度上拒绝系数为0的原假设，即十分显著。少年儿童抚养比例与老年人抚养比例对储蓄率的影响存在着巨大差异，少年儿童抚养比例的系数为-0.2662，而退休老年人抚养比例的系数为0.4383。儿童抚养比例与储蓄率有着正向关联性，而老年人抚养比例与储蓄率有着负向关联性。 二三产业比对储蓄率的影响也与我们的猜想相吻合。我们预計，当二三产业产值比较大时，即服务业产值相对较小时，人们的消费额度会减少而储蓄率会增加。表中的结论印证了这一预估。表中可以看出，二三产业产值比对居民储蓄率的效应都在1%的程度上拒绝系数为0的原假设，并且系数值很大，其系数远远大于人口年龄结构对居民储蓄率的影响系数，这说明产业结构变迁是影响我国居民储蓄率的一个极其重要的因素，在分析居民储蓄率的影响因素时，需要考虑产业结构的变迁，进一步说明本文模型设定的合理性。
居民储蓄率的滞后项在四种估计方法下均在 1% 水平下显著，系数都在 0.3以上，这说明我国居民储蓄率受前一期的影响非常显著，这在现实情况中是解释得通的。居民储蓄率在上一期较高说明居民对于储蓄的偏好较强，那么当期的储蓄率也会较高，即我国居民在进行储蓄决策时会依赖其之前的习惯性偏好，惯性偏好对其储蓄行为有着比较重要的长期影响。
四、结论与建议
此文我们运用2003-2016年中国31个省市区的面板数据以及GMM估计方法探究了人口年龄结构和产业结构的变迁同人们储蓄率之间的关联性，可以得出以下的几条结论以及相关建议。
第一，由于人口结构同储蓄率存在着比较明显的关联性，那么在人口年龄结构发生变化的过程中，高储蓄率可能就有其存在的客观必然性，而国民经济核算中，储蓄等于投资，所以人口结构的变化就使得我们要保持较高的投资率，这有助于支撑我国经济的快速增长。此外，我们还应该注意到，我国的退休老年人的人口数量非常大，而我国的养老保险体制不够健全，尤其是农村区域的养老保险水平较低，所以，在我国经济飞速增进的同时，应该紧迫性地建立与完善养老保险体制。
第二，二三产业产值比同储蓄率的关联性较人口年龄结构同储蓄率的关联性强，即二三产业产值比是居民高储蓄率的贡献者中的非常重要的一个。近几十年来，我国经济体明显发生着变化，这种变化不仅仅表现在产业结构的变迁上，而且也影响着人们的储蓄行为。随着我国人口年龄结构的转变，人口红利期渐渐不存在，当前正是优化产业布局、推动产业的升级与转移、转变经济增长方式、加速人力资本的积累的有力时机。对此，我们要积极做好准备，提高产业技术水平，大力促进具有节能环保特点的新型产业的发展，同时推进区域布局的调整。
参考文献：
[1] Modiligliani， Franco and Shi Larrry Cao. The Chinese Saving Puzzle and the Life-Cycle Hypothesis. Journal of Economic Literature， 2004， Vol. 42.
[2] 汪伟.经济增长、人口结构变化与中国高储蓄率[J].经济学（季刊），2009年第9卷第1期.
[3] 李雪松，黄彦彦.房价上涨、多套房政策与中国城镇居民储蓄率[J].经济研究，2015年第9期.
[4] 杨天宇，荣雨菲.高收入会导致高储蓄率吗——来自中国的证据[J].经济学家， 2015年4月.
[5] 邵阳.人口年龄结构和财政政策对中国居民高储蓄率的影响[D].北京：首都经济贸易大学，2011.
作者简介：
张静，女，汉族，硕士，单位：中央财经大学中国经济与管理研究院
张元怡，女，汉族，硕士，单位：中央财经大学中国经济与管理研究院