中國(guó)家庭儲(chǔ)蓄率反生命周期之謎

于淼 高宇寧 胡鞍鋼

摘要：我國(guó)居民高水平的儲(chǔ)蓄率和快速的人口老齡化進(jìn)程都是當(dāng)前重要的基本國(guó)情，因此我國(guó)人口年齡轉(zhuǎn)變對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響是值得深入探討的重要命題。通過運(yùn)用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)我國(guó)城鎮(zhèn)地區(qū)戶主年齡同家庭儲(chǔ)蓄率表現(xiàn)出與現(xiàn)有文獻(xiàn)中發(fā)達(dá)國(guó)家不同的反生命周期現(xiàn)象，即隨著戶主年齡增加，家庭儲(chǔ)蓄率經(jīng)歷先下降后上升的過程，呈現(xiàn)“U型”曲線關(guān)系?；貧w結(jié)果表明，競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄行為提高了我國(guó)城鎮(zhèn)居民特別是老年城鎮(zhèn)居民家庭的儲(chǔ)蓄率。因此，競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄理論可以有效地解釋我國(guó)家庭儲(chǔ)蓄率的反生命周期現(xiàn)象。有成年未婚男性成員的家庭，會(huì)增加家庭儲(chǔ)蓄率，并且未婚男性成員年齡越大，家庭儲(chǔ)蓄率越高。然而有成年未婚女性成員的家庭并未表現(xiàn)出這一現(xiàn)象。相反，當(dāng)成年未婚女性成員年齡較小時(shí)，其家庭儲(chǔ)蓄率反而下降。為未婚家庭成員購(gòu)買婚房，是競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄行為的關(guān)鍵目標(biāo)。對(duì)于擁有兩套或多套住房的家庭，并不會(huì)表現(xiàn)出競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄行為;相反，對(duì)于只擁有一套房產(chǎn)或無房產(chǎn)的家庭則表現(xiàn)出了競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄行為。房屋價(jià)格是影響競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄行為的重要因素，房屋價(jià)格的升高會(huì)顯著提高老年家庭的儲(chǔ)蓄率。上述研究結(jié)論的政策含義：為緩解競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄壓力，促進(jìn)總體消費(fèi)水平提高，政府應(yīng)當(dāng)從購(gòu)買住房這一競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄的主要目標(biāo)入手解決，一方面繼續(xù)堅(jiān)決打擊囤積房源、惡意炒房等行為，另一方面采取加快多渠道住房供應(yīng)、完善城鎮(zhèn)住房保障體系等措施，抑制房?jī)r(jià)的過快上升。

關(guān)鍵詞：年齡結(jié)構(gòu);生命周期假說;家庭儲(chǔ)蓄率;競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄

中圖分類號(hào)F063.4;F061.3文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼A文章編號(hào)1002-2104（2021）03-0033-10DOI：10.12062/cpre.20201204

過去的近三十年里，我國(guó)居民的儲(chǔ)蓄率經(jīng)歷了大幅增長(zhǎng)，從1990年的15.0%增長(zhǎng)到2019年的29.9%，當(dāng)前已高居世界前列[1]。與此同時(shí)，我國(guó)人口經(jīng)歷了快速老齡化過程，65歲及以上老年人口占比從1990年的5.6%增長(zhǎng)到2019年的12.6%。并且老齡化程度著進(jìn)一步加深的趨勢(shì)，根據(jù)聯(lián)合國(guó)《世界人口展望》2019年版的預(yù)測(cè)，到2050年，我國(guó)老年人口將達(dá)到3.59億人，占總?cè)丝诘?6.3%。人口老齡化已經(jīng)成為我國(guó)當(dāng)前和今后一個(gè)時(shí)期的重要基本國(guó)情。人口老齡化程度的日益加深，不僅表現(xiàn)在人口結(jié)構(gòu)的改變上，而且已經(jīng)成為影響社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素?？焖侔l(fā)展的人口老齡化會(huì)如何影響居民的儲(chǔ)蓄行為，無疑將是一個(gè)至關(guān)重要的問題。這一問題受到學(xué)界的廣泛關(guān)注[2-3]，一直是人口學(xué)、經(jīng)濟(jì)學(xué)、社會(huì)學(xué)等各學(xué)科研究的重點(diǎn)[4-6]。

現(xiàn)有多數(shù)針對(duì)西方發(fā)達(dá)國(guó)家相關(guān)數(shù)據(jù)的研究表明，人口年齡結(jié)構(gòu)和儲(chǔ)蓄率呈現(xiàn)“駝峰形”的生命周期模式[7-8]。然而，部分針對(duì)我國(guó)的研究指出，與西方發(fā)達(dá)國(guó)家不同，我國(guó)居民年齡和儲(chǔ)蓄率呈現(xiàn)“U型”曲線關(guān)系，即我國(guó)年輕家庭和老年家庭的儲(chǔ)蓄率相對(duì)較高，戶主年齡為48歲的中年家庭儲(chǔ)蓄率最低[9-10]。這種與生命周期理論所不一致的現(xiàn)象，被稱為中國(guó)居民儲(chǔ)蓄率的“反生命周期之謎”[10]。針對(duì)這一現(xiàn)象，該研究旨在從競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄這一新的視角對(duì)這一現(xiàn)象的成因進(jìn)行解釋，從而形成探討針對(duì)人口年齡結(jié)構(gòu)與家庭儲(chǔ)蓄率關(guān)系的學(xué)理基礎(chǔ)。深入研究我國(guó)人口年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響，有助于更好理解內(nèi)需不足問題的成因，對(duì)于形成提升居民消費(fèi)、促進(jìn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的相關(guān)政策也具有重要意義。

1文獻(xiàn)綜述

生命周期假說探究了人口年齡結(jié)構(gòu)與居民儲(chǔ)蓄率之間的關(guān)系，該理論認(rèn)為一個(gè)理性預(yù)期的個(gè)體，在遇到可預(yù)測(cè)的收入變化時(shí)，如退休所導(dǎo)致的收入變化，能夠平滑消費(fèi)的邊際效用及消費(fèi)本身[11-12]。代表性消費(fèi)者將根據(jù)他所預(yù)期的一生平均消費(fèi)，把各時(shí)期的消費(fèi)安排在合理穩(wěn)定的數(shù)量上，即年輕時(shí)儲(chǔ)蓄，年老時(shí)依靠年輕時(shí)的儲(chǔ)蓄消費(fèi)[13]。因此，當(dāng)社會(huì)中老年人比重上升時(shí)，居民總消費(fèi)將趨于上升，一些經(jīng)驗(yàn)研究的結(jié)果支持了生命周期理論[7-8]。在養(yǎng)老保險(xiǎn)制度完善的前提下，人口老齡化促進(jìn)了社會(huì)的整體消費(fèi)水平，降低了儲(chǔ)蓄率[14-18]。Modigliani和Cao[2]用1953—2000年的我國(guó)總體數(shù)據(jù)對(duì)生命周期理論進(jìn)行了驗(yàn)證，認(rèn)為該理論適用于解釋我國(guó)居民儲(chǔ)蓄率上升的情況。不過，隨后一些學(xué)者的研究指出我國(guó)居民年齡和儲(chǔ)蓄率呈現(xiàn)“U型”曲線關(guān)系，即隨著年齡增加，儲(chǔ)蓄率呈現(xiàn)先下降后上升的趨勢(shì)，這同標(biāo)準(zhǔn)的生命周期理論存在矛盾[3，9，19-20]。與西方發(fā)達(dá)國(guó)家不同，相比較于勞動(dòng)年齡人口，我國(guó)老年人口的整體消費(fèi)水平更低[10，21]。一些研究關(guān)注了收入的不平等[22-23]，高房?jī)r(jià)[24-25]，預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)和流動(dòng)性約束[9，26]，住房、教育和衛(wèi)生方面的私人支出負(fù)擔(dān)持續(xù)增加[3]，收入的生命周期性變化以及我國(guó)不完善的養(yǎng)老金制度改革[27]，老年人為了抵消計(jì)劃生育政策帶來孩子數(shù)量減少對(duì)其養(yǎng)老保障的影響[10]，老年人已不再工作，與工作相關(guān)的消費(fèi)支出都會(huì)下降[28-31]等對(duì)老年人儲(chǔ)蓄率（消費(fèi)支出）的影響。雖然研究的視角是多種多樣的，但直接系統(tǒng)性地分析我國(guó)居民儲(chǔ)蓄率反生命周期現(xiàn)象的文章尚不多見。

競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄理論可以被用來解釋該現(xiàn)象。Wei和Zhang[32]首先提出了競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄理論，其核心思想是，家庭增加儲(chǔ)蓄率的動(dòng)機(jī)是為了提高本家庭未婚成員在婚姻市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。由于我國(guó)婚姻市場(chǎng)存在較嚴(yán)重的男多女少的性別比例失衡現(xiàn)象，這造成在婚姻市場(chǎng)中，過剩的未婚男性承受著更大的婚配角逐壓力，因此有男性未婚成員的家庭要增加儲(chǔ)蓄以提高其在婚姻市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)力。不過，在考慮到男性推遲結(jié)婚時(shí)間后，性別比例失衡導(dǎo)致的競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄壓力將會(huì)弱化，進(jìn)而減弱對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響[33]。蘇華山等[34]則指出即便在沒有婚姻市場(chǎng)性別比例失衡的情況下，競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)對(duì)于有未婚男性和未婚女性成員的家庭均是適用的。其采用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（ChinaFamilyPantlStudies，CFPS）面板數(shù)據(jù)，研究了家庭中未婚成員人數(shù)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響。研究表明16～30歲、31～40歲未婚男性和16～30歲未婚女性人數(shù)都對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率有正向影響。余麗甜和連洪泉[35]的研究驗(yàn)證了我國(guó)家庭存在為結(jié)婚而儲(chǔ)蓄的現(xiàn)象，并指出相對(duì)于已婚家庭，“婚姻效應(yīng)”顯著提高了城市和農(nóng)村兒子未婚家庭的儲(chǔ)蓄率。競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄理論正逐步成為一個(gè)重要的消費(fèi)理論，對(duì)解釋我國(guó)消費(fèi)和儲(chǔ)蓄行為發(fā)揮了重要作用。上述基于微觀層面的關(guān)于競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄理論的研究提供了良好的借鑒和啟發(fā)。競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄行為會(huì)推高家庭的儲(chǔ)蓄率，在一個(gè)家庭中，主要是由父母承擔(dān)為適婚年齡未婚子女提供婚姻市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)力支持。而這些父母的年齡通常處于準(zhǔn)老年或老年階段，因此競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄行為會(huì)推高我國(guó)準(zhǔn)老年人或老年人的儲(chǔ)蓄率。

2數(shù)據(jù)和變量說明

2.1數(shù)據(jù)

在數(shù)據(jù)方面，使用2010年、2012年和2014年的CFPS數(shù)據(jù)，其對(duì)全國(guó)人口具有95%的代表性[36]，包含個(gè)人收入，以及家庭支出、資產(chǎn)、消費(fèi)等豐富信息，適合于分析家庭儲(chǔ)蓄率問題。因?yàn)檗r(nóng)村地區(qū)養(yǎng)老保障制度不完善，農(nóng)村老年人口普遍缺乏穩(wěn)定的收入來源，所以只使用了城鎮(zhèn)居民樣本。在刪除了缺失值以及家庭消費(fèi)支出和房屋價(jià)值的極值后，最終樣本有7726個(gè)觀察值，其中2010年2950個(gè)觀察值，2012年2686個(gè)觀察值，2014年2090個(gè)觀察值。

2.2變量介紹

被解釋變量是家庭儲(chǔ)蓄率，家庭儲(chǔ)蓄率=log（家庭純收入/家庭總消費(fèi)支出），此定義不太容易受到極值的影響，并使誤差項(xiàng)更可能滿足正態(tài)性假設(shè)[32，37-38]。一個(gè)核心解釋變量是戶主年齡，即用戶主的年齡來代表家庭的整體年齡狀況[25，32]。其他的核心解釋變量為家庭中是否有成年未婚成員的虛擬變量，一共有6類：家庭是否有18歲及以上、25歲及以上、30歲及以上的未婚男性成員或女性成員，有記為1，無則記為0。

參照前人研究[25，39-40]，還控制了以下變量：①家庭純收入（元/a）（2010年可比價(jià)格）;②房屋價(jià)值（元），即現(xiàn)居住房子市場(chǎng)總價(jià)（2010年可比價(jià)格）;③家庭總?cè)藬?shù)（人）;④戶主受教育年限（a），其中“文盲/半文盲”記為0年，“小學(xué)”記為6a，“初中”記為9a，“高中/中專/技校”記為12a，“大專”記為15a，“大學(xué)本科”記為16a，“碩士”記為19a，“博士”記為22a;⑤住房條件，取值范圍為1～7，其中1代表最差，7代表最好。

表1為各變量的描述性統(tǒng)計(jì)。有18歲及以上、25歲及以上和30歲及以上未婚男性的家庭占總體家庭的比例分別為15.86%、6.07%和2.65%。有18歲及以上、25歲及以上和30歲及以上未婚女性的家庭占總體家庭的比例分別為10.78%、2.15%和0.49%。比較相同年齡段劃分的情況，有未婚男性家庭的占比要高于有未婚女性家庭的占比，表明在婚姻匹配中存在性別比例失衡。

3模型設(shè)定和實(shí)證分析

3.1模型設(shè)定

借鑒文獻(xiàn)[25]的計(jì)量模型設(shè)定，研究家庭戶主年齡、家庭成年未婚成員對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響，具體如下：

SRipt=β0+β1lnageipt+β2[lnage]ipt2+β2singlekipt+

Xiptγ+μp+νt+εipt（1）

其中，SRipt代表家庭儲(chǔ)蓄率，i代表第i個(gè)家庭，p代表第p省市，t代表第t年;lnageipt為家庭戶主年齡的對(duì)數(shù)，singlekipt為家庭中是否有成年未婚成員的情況，包括6種（k=1，2…，6）情況：有18歲及以上、25歲及以上、30歲及以上的未婚男性成員，有18歲及以上、25歲及以上、30歲及以上的未婚女性成員?？刂谱兞浚╔ipt）

包括：家庭純收入的對(duì)數(shù)、房屋價(jià)值的對(duì)數(shù)、家庭總?cè)藬?shù)、戶主受教育年限、住房條件。μp代表省份固定效應(yīng)，νt表示年份固定效應(yīng)，εipt是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

3.2實(shí)證分析

采用的實(shí)證分析策略是：先對(duì)全體樣本進(jìn)行混合面板回歸分析，得到基礎(chǔ)回歸結(jié)果;之后，為了確保主要結(jié)果不受模型特性和變量測(cè)量誤差的影響，運(yùn)用分位數(shù)回歸、分組回歸、變量替換進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

表2為基礎(chǔ)回歸的估計(jì)結(jié)果。（1）—（7）列中，戶主年齡的系數(shù)均在1%水平上顯著為負(fù)，其平方項(xiàng)的系數(shù)均在1%水平上顯著為正。這表明戶主年齡同家庭儲(chǔ)蓄率呈現(xiàn)“U型”曲線關(guān)系，即隨著戶主年齡增加，家庭儲(chǔ)蓄率經(jīng)歷先下降后上升的過程。這同Chamon和Prasad[3]的研究結(jié)果是一致的。18歲及以上未婚男性的系數(shù)為正，但并不顯著。25歲及以上未婚男性的系數(shù)在5%水平上顯著為正。30歲及以上未婚男性的系數(shù)在1%水平上顯著為正。這表明分別用25歲及以上、30歲及以上作為年齡界限，家庭中有成年未婚男性成員，會(huì)提高家庭儲(chǔ)蓄率。在婚姻市場(chǎng)，通常未婚男性的物質(zhì)條件高低被視作更為關(guān)鍵的競(jìng)爭(zhēng)力評(píng)價(jià)。因此有成年未婚男性成員的家庭會(huì)節(jié)制消費(fèi)增加儲(chǔ)蓄，以求改善家庭的物質(zhì)條件，來提高未婚男性成員的婚配競(jìng)爭(zhēng)力。比較表2（2）、（3）、（4）列的結(jié)果，可以看出隨著成年未婚男性年齡的增大，家庭中是否有未婚男性成員變量前的系數(shù)絕對(duì)值不斷增大，其顯著性水平也從以25歲作為年齡界限后變得更高。這意味著家庭中成年未婚男性年齡越大，家庭為其競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄的壓力就越大，提高了家庭的儲(chǔ)蓄率水平。

18歲及以上未婚女性前系數(shù)為負(fù)，且在1%水平上顯著。表2（6）、（7）列，家庭中是否有成年未婚女性虛擬變量的系數(shù)為負(fù)，但都不顯著。這表明有成年未婚女性成員的家庭并沒有表現(xiàn)出競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄行為。特別是在家庭中未婚女性年齡較小時(shí)，家庭不但不會(huì)為其進(jìn)行競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄，反而會(huì)提高家庭的消費(fèi)水平。這是因?yàn)?，在我?guó)婚姻市場(chǎng)存在男多女少的性別比例嚴(yán)重失衡情況，造成婚姻市場(chǎng)擠壓[41]。加上傳統(tǒng)觀念認(rèn)為男方家庭有義務(wù)主要承擔(dān)婚姻的物質(zhì)生活保障[42]。這導(dǎo)致有成年未婚女性成員的家庭在競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄方面的投入要弱化。對(duì)于成年未婚女性，一方面家庭可能為了提高其在婚姻市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)力，減小消費(fèi)以增強(qiáng)家庭的財(cái)富[43-44];另一方面，在未婚女性短缺的情況下，其具有選擇對(duì)象的優(yōu)先權(quán)[45]。由于城鎮(zhèn)未婚女性存在供給方面的稀缺性，不但導(dǎo)致其在婚配市場(chǎng)上處于更有利的位置，而且加劇了有成年未婚男性成員家庭的競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄。這讓未婚女性預(yù)期未來婚配的男性家庭會(huì)帶來更多的財(cái)富，反而可能會(huì)增加消費(fèi)，降低儲(chǔ)蓄率。

3.3穩(wěn)健性檢驗(yàn)

第一類穩(wěn)健性檢驗(yàn)是分位數(shù)回歸，結(jié)果見表3。分位數(shù)回歸可以比較競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄在不同儲(chǔ)蓄水平家庭間的異質(zhì)性影響，有助于克服回歸估計(jì)值易受到樣本極端值影響的缺點(diǎn)。除個(gè)別端點(diǎn)值統(tǒng)計(jì)上不顯著外，戶主年齡均顯著為負(fù)。戶主年齡平方項(xiàng)則均顯著為正。這表明對(duì)于不同儲(chǔ)蓄水平家庭，戶主年齡同家庭儲(chǔ)蓄率均呈現(xiàn)“U型”曲線關(guān)系。在0.25分位數(shù)上，25歲及以上未婚男性和30歲及以上未婚男性的系數(shù)為正，但均不顯著。在0.5和0.75分位數(shù)上，25歲及以上未婚男性和30歲及以上未婚男性的系數(shù)均在1%水平上顯著為正，且隨著分位數(shù)的提高而增大。這表明家庭有成年未婚男性成員，對(duì)于城鎮(zhèn)低儲(chǔ)蓄水平家庭的儲(chǔ)蓄率沒有影響，對(duì)于城鎮(zhèn)中、高儲(chǔ)蓄水平的家庭則顯著增加了其儲(chǔ)蓄率。在0.25、0.5和0.75分位數(shù)上，18歲及以上未婚女性的系數(shù)均顯著為負(fù)，其絕對(duì)值隨著分位數(shù)的增加而提高。這表明，對(duì)于低、中、高儲(chǔ)蓄水平的家庭，家庭有18歲及以上未婚女性成員均顯著降低了家庭的儲(chǔ)蓄率，且隨著家庭儲(chǔ)蓄水平的增加該影響程度增強(qiáng)。

第二類穩(wěn)健性檢驗(yàn)是將樣本按人均家庭收入水平分為高、中、低三組。同一年里，人均家庭收入最高的25%家庭為高收入組，最低的25%家庭為低收入組，其余為中等收入組。被解釋變量為家庭儲(chǔ)蓄率，采用混合面板回歸分析，估計(jì)結(jié)果見表4。除了（2）列，戶主年齡的系數(shù)均顯著為負(fù)。在（1）—（6）列中，戶主年齡平方項(xiàng)的系數(shù)均顯著為正。表明無論對(duì)于高、中、低收入組，戶主年齡同家庭儲(chǔ)蓄率均呈現(xiàn)“U型”曲線關(guān)系。對(duì)于低收入組，30歲及以上未婚男性的系數(shù)在10%水平上顯著為正，18歲及以上未婚女性系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)。對(duì)于中等收入組，30歲及以上未婚男性的系數(shù)在1%水平上顯著為正，18歲及以上未婚女性系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)。對(duì)于高收入組，30歲及以上未婚男性的系數(shù)、18歲及以上未婚女性的系數(shù)均不顯著。這表明，對(duì)于高收入組，并未表現(xiàn)出競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄行為。而對(duì)于低、中等收入組家庭，有成年未婚男性成員的家庭表現(xiàn)出了競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄行為，其儲(chǔ)蓄率將上升;有成年未婚女性成員的家庭儲(chǔ)蓄率將下降。

第三類穩(wěn)健性檢驗(yàn)是把被解釋變量替換為家庭總消費(fèi)支出，采用混合面板回歸分析結(jié)果表明基礎(chǔ)回歸的結(jié)論仍具有穩(wěn)健性：戶主年齡同家庭總消費(fèi)支出呈現(xiàn)倒“U型”曲線關(guān)系;家庭中有成年未婚男性成員，家庭總消費(fèi)支出下降，且隨著未婚男性成員年齡的增加，家庭總消費(fèi)支出下降越多;有成年未婚女性成員的家庭并沒有顯著降低家庭總消費(fèi)支出。

4競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄的作用機(jī)制及異質(zhì)性

購(gòu)買婚房是競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄的重要目標(biāo)之一。由于住房投資在婚姻市場(chǎng)上很適合成為傳遞男方能力、社會(huì)地位的信號(hào)載體[46-47]。男方家庭所擁有的房屋價(jià)值可能是決定他同其競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手相比對(duì)于異性有多大吸引力的關(guān)鍵因素[48]。特別是在近些年房?jī)r(jià)快速攀升的情況下，成年未婚男性青年人如果能夠擁有屬于自己的住房，可極大地提高其在婚姻市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)力[32，48]。已有研究表明我國(guó)存在為買房而儲(chǔ)蓄的現(xiàn)象[49]。家庭為了其成年未婚成員買房而增加儲(chǔ)蓄的行為，在本質(zhì)上屬于競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄。不過，當(dāng)一個(gè)家庭擁有兩套及以上房產(chǎn)時(shí)，可以將部分房產(chǎn)贈(zèng)與未婚成員，或者賣掉部分房產(chǎn)來買新的房產(chǎn)，導(dǎo)致其為購(gòu)買婚房而進(jìn)行競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄的動(dòng)機(jī)被弱化。

將樣本分為“一套或無房產(chǎn)”和“兩套及以上房產(chǎn)”兩組分別進(jìn)行回歸分析，估計(jì)結(jié)果見表5。對(duì)于“一套或無房產(chǎn)”樣本組，25歲及以上未婚男性、30歲及以上未婚男性的系數(shù)分別在5%和1%水平上顯著為正;18歲及以上未婚女性的系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)。這說明對(duì)于擁有一套或無房產(chǎn)的家庭表現(xiàn)出競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄行為。對(duì)于“兩套及以上房產(chǎn)”樣本組，有未婚家庭成員變量前的系數(shù)均不顯著。這說明對(duì)于擁有兩套及以上房產(chǎn)的家庭并不會(huì)表現(xiàn)出競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄行為。

青年人的購(gòu)房行為除依靠自身外，還依賴于父輩家庭的幫助，這導(dǎo)致父母不得不為子女買房而增加儲(chǔ)蓄，即競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄提高了老年家庭的儲(chǔ)蓄率。其具體表現(xiàn)可能在于，房屋價(jià)格對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響會(huì)隨著戶主年齡的不同而存在異質(zhì)性。由于存在潛在購(gòu)房需求，房屋價(jià)格升高會(huì)提高青年（30歲及以下）、準(zhǔn)老年（51～60歲）和老年（61歲及以上）的儲(chǔ)蓄率。而對(duì)于中青年（31～40歲）和中年（41～50歲），由于其子女年齡尚小，還不必開展旨在購(gòu)買住房的競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄，因此其家庭儲(chǔ)蓄率受房屋價(jià)格升高的影響應(yīng)當(dāng)不明顯。此外，依照前文分析，競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄行為會(huì)由于家庭中成年未婚子女性別的不同而存在異質(zhì)性。因此，房屋價(jià)格對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響也會(huì)隨著家庭中成年未婚子女性別的不同而存在異質(zhì)性。

參照陳斌開和楊汝岱[39]的研究，使用省級(jí)商品房平均銷售價(jià)格（數(shù)據(jù)來自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》）來控制家庭面對(duì)住房?jī)r(jià)格變化的情況。將歷年各省商品房平均銷售價(jià)格同CFPS數(shù)據(jù)相匹配。依戶主年齡分成5個(gè)年齡段：30歲及以下、31～40歲、41～50歲、51～60歲和61歲及以上年齡段。以41～50歲年齡段作為參照組，計(jì)量模型如下：

SRipt=β0+β1lnageipt+β2lnhppt+β3lnhppt×age1ipt+

β4lnhppt×age2ipt+β5lnhppt×age3ipt+β6lnhppt×

age4ipt+β7lnhppt×singlekipt+Xiptγ+νt+εipt（2）

其中，lnhppt為商品房平均銷售價(jià)格;age1ipt為30歲及以下年齡段虛擬變量、age2ipt為31～40歲年齡段虛擬變量、age3ipt為51～60歲年齡段虛擬變量、age4ipt為61歲及以上年齡段虛擬變量;其余變量的含義如前文所述。需要指出的是，由于采用的是省份宏觀房?jī)r(jià)匹配到微觀個(gè)體家庭，因此在計(jì)量模型中不再控制省份虛擬變量。

在表6的（1）—（4）列，當(dāng)年房?jī)r(jià)對(duì)數(shù)的系數(shù)均在1%水平上顯著為負(fù)，這主要是因?yàn)榉績(jī)r(jià)上漲會(huì)使住房財(cái)富增值，財(cái)富增值使得居民永久收入增加，從而會(huì)增加居民的消費(fèi)，降低家庭儲(chǔ)蓄率。這支持了Wang和Wen[24]的理論分析，與前人的實(shí)證研究結(jié)果具有一致性[25，50]。

當(dāng)年房?jī)r(jià)對(duì)數(shù)與年齡段虛擬變量交互項(xiàng)的回歸結(jié)果：①當(dāng)年房?jī)r(jià)對(duì)數(shù)和戶主年齡為30歲及以下的家庭交互項(xiàng)系數(shù)均在5%水平上顯著為正;②當(dāng)年房?jī)r(jià)對(duì)數(shù)和戶主年齡在31～40歲的家庭交互項(xiàng)系數(shù)均不顯著;③當(dāng)年房?jī)r(jià)對(duì)數(shù)和戶主年齡在51～60歲的家庭交互項(xiàng)系數(shù)均在5%水平上顯著為正;④當(dāng)年房?jī)r(jià)對(duì)數(shù)和戶主年齡在61歲及以上的家庭交互項(xiàng)系數(shù)均在10%水平上顯著為正。這表明房屋價(jià)格對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響會(huì)隨著戶主年齡的不同而存在異質(zhì)性。對(duì)于青年、準(zhǔn)老年和老年家庭，由于房?jī)r(jià)上漲產(chǎn)生的住房財(cái)富效應(yīng)所降低家庭儲(chǔ)蓄率的影響受到了弱化。這主要是由于青年家庭為了自身買房，準(zhǔn)老年家庭和老年家庭為了子女購(gòu)買住房的行為，分別提高了家庭儲(chǔ)蓄率。青年人為了自己買房以及準(zhǔn)老年人和老年人為了子女買房，核心目的都是為了提高青年人的物質(zhì)條件，增強(qiáng)其在婚姻市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)力。競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄行為對(duì)各年齡段人口儲(chǔ)蓄率的影響程度存在差異。通過回歸系數(shù)大小及顯著性的對(duì)比可以發(fā)現(xiàn)，相比較于中年人口，競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄行為對(duì)提高青年人口儲(chǔ)蓄率作用最大，其次為老年人口，再次為準(zhǔn)老年人口，但對(duì)中青年人口沒有顯著影響，這也解釋了為什么年齡同儲(chǔ)蓄率會(huì)呈現(xiàn)出“U型”曲線關(guān)系。

25歲及以上未婚男性成員的家庭和當(dāng)年房?jī)r(jià)對(duì)數(shù)交互項(xiàng)的系數(shù)在5%水平上顯著為正。30歲及以上未婚男性成員的家庭和當(dāng)年房?jī)r(jià)對(duì)數(shù)交互項(xiàng)的系數(shù)在1%水平上顯著為正。25歲及以上未婚女性成員的家庭和當(dāng)年房?jī)r(jià)對(duì)數(shù)交互項(xiàng)、30歲及以上未婚女性成員的家庭和當(dāng)年房?jī)r(jià)對(duì)數(shù)交互項(xiàng)的系數(shù)均為負(fù)，且都不顯著。這表明對(duì)于有成年未婚男性成員的家庭，由于房?jī)r(jià)上漲導(dǎo)致的住房財(cái)富效應(yīng)進(jìn)而降低儲(chǔ)蓄率的影響受到了弱化。也說明有成年未婚男性成員的家庭存在競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄。相反，有成年未婚女性成員的家庭則并未表現(xiàn)出競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄特征。

此外，還采用滯后一期的商品房平均銷售價(jià)格對(duì)數(shù)進(jìn)行變量替換的穩(wěn)健性檢驗(yàn)?；貧w結(jié)果表明競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄行為提高了準(zhǔn)老年人口和老年人口儲(chǔ)蓄率的結(jié)論是穩(wěn)健的。

5結(jié)論

以上分析結(jié)果表明競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄理論可以有效地解釋我國(guó)家庭儲(chǔ)蓄率的反生命周期之謎。我國(guó)婚姻市場(chǎng)性別比例的失衡，導(dǎo)致了競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄行為的出現(xiàn)，而近年來房屋價(jià)格快速攀升又大大加劇了競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄，最終導(dǎo)致我國(guó)家庭儲(chǔ)蓄率表現(xiàn)出反生命周期現(xiàn)象。與以往的研究相比，在以下五個(gè)方面進(jìn)行了探索：①?gòu)母?jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄的視角解釋了我國(guó)居民儲(chǔ)蓄率反生命周期的成因和機(jī)理。②利用CFPS數(shù)據(jù)，通過回歸分析驗(yàn)證了我國(guó)城鎮(zhèn)居民存在競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄行為，并且該行為提高了城鎮(zhèn)老年居民的儲(chǔ)蓄率。③發(fā)現(xiàn)競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄行為只發(fā)生在有成年未婚男性成員的家庭，而有成年未婚女性成員的家庭不但沒有表現(xiàn)出該行為，相反還會(huì)降低家庭的儲(chǔ)蓄率。④發(fā)現(xiàn)對(duì)于擁有兩套或多套住房的家庭，并不會(huì)表現(xiàn)出競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄行為。⑤房屋價(jià)格是影響競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄行為的重要因素，房屋價(jià)格的升高會(huì)顯著提高準(zhǔn)老年和老年家庭的儲(chǔ)蓄率。

需要指出的是，之所以基于2000年之前數(shù)據(jù)的研究得出我國(guó)家庭儲(chǔ)蓄率符合生命周期特征這一結(jié)論，主要是由于當(dāng)時(shí)我國(guó)的房?jī)r(jià)還沒有開始快速上漲。因此并不是顛覆了其研究結(jié)論，而是對(duì)其進(jìn)行了擴(kuò)展，在沒有激烈競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄行為的情況下，我國(guó)居民儲(chǔ)蓄率則會(huì)表現(xiàn)出生命周期特征。此外，分析只限于城鎮(zhèn)居民，在將結(jié)論外推至我國(guó)農(nóng)村居民時(shí)需要比較謹(jǐn)慎，未來我們會(huì)進(jìn)一步分析農(nóng)村居民的現(xiàn)實(shí)情況。

當(dāng)前，我國(guó)出生在1963—1972年生育高峰時(shí)期（粗出生率維持在29.77‰以上）的人口正逐步進(jìn)入老年階段，其子輩也正處于適婚年齡人口階段，并且存在著嚴(yán)重的性別比例失衡。競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄導(dǎo)致對(duì)老年人口消費(fèi)的抑制作用，會(huì)降低我國(guó)居民總體的消費(fèi)水平。短期內(nèi)，競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄導(dǎo)致我國(guó)高儲(chǔ)蓄率的情況還難以轉(zhuǎn)變。相關(guān)的政策含義在于，為了弱化競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄行為對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)的抑制作用，針對(duì)購(gòu)買住房這一競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄行為的關(guān)鍵目標(biāo)，政府應(yīng)當(dāng)堅(jiān)持“房住不炒”的定位。一方面堅(jiān)決打擊囤積房源、惡意炒房等行為;另一面采取加快多渠道住房供應(yīng)，完善城鎮(zhèn)住房保障體系等措施，抑制房?jī)r(jià)的過快上升。以此減弱競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄的壓力，來促進(jìn)我國(guó)居民消費(fèi)的增長(zhǎng)。

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Thepuzzleofcounterlife-cycleofChinesehouseholdsavingrate：

ananalysisbasedontheperspectiveofcompetitivesaving

YUMiaoGAOYuningHUAngang

（SchoolofPublicPolicy&Management，TsinghuaUniversity，Beijing100084，China）

AbstractThehighChinesehouseholdsavingrateandtherapidpopulationagingareimportantbasicnationalconditionsatpresent，thereforetheimpactofpopulationagetransitiononsavingrateinChinaisanimportanttopicworthyofin-depthdiscussion.UsingtheChinaFamilyPanelStudiessurveydata，wefindthattheageofhouseholdheadsandtheirsavingraterevealacounterlife-cyclerelationdifferentfromthephenomenonindevelopedcountries.Itmeansthatastheageofhouseholdheadsincreases，thehouseholdsavingrategoesthroughaprocessofdecreasingfirstandthenincreasing，whichshowsaU-shapedcurve.TheestimationresultsexplainthepuzzlebyindicatingthatcompetitivesavingincreasesChinesehouseholdsavingrate，especiallythesavingratesofelderlyhouseholds.Householdswithunmarriedadultmalememberstendtoincreasetheirsavingrates.Andtheoldertheunmarriedadultmalemembers，thegreaterthehouseholdsavingrates.However，householdswithunmarriedadultfemalemembersdonothavecompetitivesavingmotive.Onthecontrary，whenadultunmarriedfemalemembersareyounger，theirhouseholdsavingratesevendecline.Householdswithtwoormorepropertiesdonotshowcompetitivesavingbehavior，buthouseholdswithonlyonepropertyornopropertyshowcompetitivesavingbehavior.Housingpriceisanimportantfactorinfluencingcompetitivesavingbehavior，andhigherhousingpricescansignificantlyincreasethesavingratesofelderlyhouseholds.Theabovefindingshaveimportantpolicyimplications：inordertorelievethepressureoncompetitivesavingsandpromoteanincreaseintheoveralllevelofconsumption，thegovernmentshouldfirstaddresstheissuesconcerningthepurchaseofhousingwhichisthemainobjectiveofcompetitivesavings.Ontheonehand，thegovernmentshouldcontinuetoresolutelycombattheaccumulationofhousingstockandmaliciouspropertyspeculation;ontheotherhand，itshouldtakemeasurestospeedupthesupplyofmulti-channelhousingandimprovetheurbanhousingsecuritysystemtocurbtheexcessiveriseinhousingprices.Inthisway，thepressureonChineseresidentscompetitivesavingwillbereducedinordertopromoteanincreaseintheoveralllevelofconsumption.

Keywordsagestructure;lifecyclehypothesis;householdsavingrate;competitivesaving

（責(zé)任編輯：李琪）