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关键词: 居民储蓄率;人口结构;全面放开二胎政策
【中图分类号】 F830.5 【文献标识码】 A 【文章编号】 2236-1879(2018)08-0047-01
一.引言
党的十八届五中会议决定:坚持计划生育的基本国策,完善人口发展战略,全面实施一对夫妇可生育两个孩子政策。作为拥有世界最大人口规模的经济体,我国在不断地调整计划生育政策以适应不同时期的经济发展。为揭开计划生育政策与储蓄率之间隐秘的关系,本文拟选取与两者均密切相关的变量—人口结构,着重研究其对居民储蓄率的影响。
本文选取我国1978—2014年期间的居民储蓄率进行计量分析。建立居民储蓄率与人口结构中少儿抚养比、城镇人口比重等指标以及人均可支配收入的计量模型,精确计量居民储蓄率的变动。
二.理论研究
已有学者对人口结构与居民储蓄率的影响机制研究中,所选择的变量多为老年抚养比和少儿抚养比等人口年龄结构指标,由于本文要从人口结构对居民储蓄率的影响机制出发,从经济学角度对全面放开二胎政策做简要的政策评析,故将选择的人口结构指标为与全面放开二胎政策相关的少儿抚养比和城镇人口比重两个变量,其中,城镇人口比重首次作为解释变量来解释居民储蓄率的变动。
本文采用实证研究的方法,对我国1978—2014年期间的居民储蓄率进行计量分析。根据文献回顾以及相關的经济学原理,在回归模型中选取人均可支配收入(aDI)来解释储蓄率变动。除此之外,还选取了与本文研究背景“全面二胎政策”相关的人口结构变量,包括少儿抚养比(CDR)、城镇人口比重(CR)。采用精确的回归模型来量化各变量对储蓄率的影响程度。
由于各项指标均是未经价格调整的名义值,物价上涨会通过影响人们拥有的财富量而影响消费储蓄水平,本文采用每年的居民消费指数(CPI),对储蓄量、国内生产总值、城镇居民人均可支配收入和农村居民人均纯收入等名义值进行调整,以更好的反映真实情况。由于数据的可获得性,选取从1978年至2014年的GDP、可支配收入、储蓄存款、少儿抚养比、老年抚养比、城镇人口比重的数据,数据均来源于国家统计局的统计年鉴,并经简单计算而来。
三.实证研究
数据变量的平稳性是传统的计量经济分析的基本要求之一。只有模型中的变量满足平稳性要求时,传统的计量经济分析方法才是有效的。检验发现CR为二阶单整序列,而S、CDR和aDI为一阶单整序列。所以将变量CR做一阶差分,定义为新的变量CR1。在对部分变量进行差分处理后,所有的变量均变为一阶单整序列。
根据前文的理论分析及前人的研究成果,将CDR和aDI以线性形式引入回归模型。本文将回归模型初步设为如下模型1形式:
本文采取EG两步法进行协整检验。对回归模型1进行协整检验,协整结果显示模型存在显著的协整关系,说明数据中存在着长期趋势,所以仍可以采用原变量进行回归,即模型确定为模型1。利用调整后的数据,得到的模型1回归结果。由于回归结果的DW=0.706
【中图分类号】 F830.5 【文献标识码】 A 【文章编号】 2236-1879(2018)08-0047-01
一.引言
党的十八届五中会议决定:坚持计划生育的基本国策,完善人口发展战略,全面实施一对夫妇可生育两个孩子政策。作为拥有世界最大人口规模的经济体,我国在不断地调整计划生育政策以适应不同时期的经济发展。为揭开计划生育政策与储蓄率之间隐秘的关系,本文拟选取与两者均密切相关的变量—人口结构,着重研究其对居民储蓄率的影响。
本文选取我国1978—2014年期间的居民储蓄率进行计量分析。建立居民储蓄率与人口结构中少儿抚养比、城镇人口比重等指标以及人均可支配收入的计量模型,精确计量居民储蓄率的变动。
二.理论研究
已有学者对人口结构与居民储蓄率的影响机制研究中,所选择的变量多为老年抚养比和少儿抚养比等人口年龄结构指标,由于本文要从人口结构对居民储蓄率的影响机制出发,从经济学角度对全面放开二胎政策做简要的政策评析,故将选择的人口结构指标为与全面放开二胎政策相关的少儿抚养比和城镇人口比重两个变量,其中,城镇人口比重首次作为解释变量来解释居民储蓄率的变动。
本文采用实证研究的方法,对我国1978—2014年期间的居民储蓄率进行计量分析。根据文献回顾以及相關的经济学原理,在回归模型中选取人均可支配收入(aDI)来解释储蓄率变动。除此之外,还选取了与本文研究背景“全面二胎政策”相关的人口结构变量,包括少儿抚养比(CDR)、城镇人口比重(CR)。采用精确的回归模型来量化各变量对储蓄率的影响程度。
由于各项指标均是未经价格调整的名义值,物价上涨会通过影响人们拥有的财富量而影响消费储蓄水平,本文采用每年的居民消费指数(CPI),对储蓄量、国内生产总值、城镇居民人均可支配收入和农村居民人均纯收入等名义值进行调整,以更好的反映真实情况。由于数据的可获得性,选取从1978年至2014年的GDP、可支配收入、储蓄存款、少儿抚养比、老年抚养比、城镇人口比重的数据,数据均来源于国家统计局的统计年鉴,并经简单计算而来。
三.实证研究
数据变量的平稳性是传统的计量经济分析的基本要求之一。只有模型中的变量满足平稳性要求时,传统的计量经济分析方法才是有效的。检验发现CR为二阶单整序列,而S、CDR和aDI为一阶单整序列。所以将变量CR做一阶差分,定义为新的变量CR1。在对部分变量进行差分处理后,所有的变量均变为一阶单整序列。
根据前文的理论分析及前人的研究成果,将CDR和aDI以线性形式引入回归模型。本文将回归模型初步设为如下模型1形式:
本文采取EG两步法进行协整检验。对回归模型1进行协整检验,协整结果显示模型存在显著的协整关系,说明数据中存在着长期趋势,所以仍可以采用原变量进行回归,即模型确定为模型1。利用调整后的数据,得到的模型1回归结果。由于回归结果的DW=0.706
- Eviews回归结果如下:
注:*,**分别表示在5%,1%的显著性水平上显著
由计量结果不难看出,可决系数R2=0.971,说明储蓄率变动的97.1%可以被解释变量解释,这是一个较理想的解释程度。联合显著性检验的统计量F=261.94,远大于在1%的显著性水平下的临界值,这说明各解释变量对储蓄率变动的联合解释是很显著的。调整后的DW=1.671,du1.655
城镇人口比重的一阶差分与储蓄率也有一个负的且在统计上显著的系数,城镇人口比重的增长率每上升1个百分点,储蓄率将下降0.736个百分点。可能的解释是,一方面,城镇相对较高的消费水平和物价水平,使得城镇人口的储蓄相对较少。另一方面,城镇人口对于消费和储蓄的观念以及对自身未来预期收入的稳定性,都促使其不必要进行过高的预防性储蓄。所以城镇人口比重增长率的上升伴随着储蓄率的降低,这一回归结果符合预期。
人均可支配收入的上升也提高了储蓄率。人均可支配收入每增加1个单位,储蓄率亦将上升0.05个百分点。根据凯恩斯消费理论,在边际消费倾向不变的情况下,边际储蓄倾向也不会发生改变,所以在人均可支配收入上升的情况下,势必会引起储蓄率的上升。所以回归结果与预期以及经济学原理是相符的。
在回归模型中引入AR(1)模型,可以显著地消除残差项中存在的自相关,说明前一期储蓄率对当期储蓄率影响很大。这可能与我国居民文化、心理、对未来工资短视性预期以及高风险规避性等因素有关。
四.结论
从实证研究结果可知,我国居民储蓄率与人口结构有很显著的关系,尤其是本文研究的少儿抚养比以及城镇人口比重。但是人口结构受经济政治社会文化等方方面面的影响,同时其也影响着社会经济生活的方方面面,其趋势的形成具有的稳定的惯性,在短期内其趋势很难发生大的变化。我国人口老龄化趋势明显而且其影响不容小视,因此,人口生育政策适时调整是长远和整体的统筹规划。不能因为当前我国还在享受着人口红利而失去了长远的打算,而应立足于当前,从我国的实际情况出发,采取积极的应对方式,保持适度的居民储蓄率水平以促进经济增长。
参考文献
[1] 中国国民储蓄和居民储蓄的影响因素[J]. 经济研究,1999,05:5-12.
[2] 张春海,孙健.我国人口年龄结构、储蓄效应与经济增长[J]. 西北人口,2012(6):13-17.