人口老龄化与储蓄率的关系研究毕业论文(编辑修改稿)

人口老龄化与储蓄率的关系研究毕业论文(编辑修改稿)内容摘要：

3]1996 [YR1996]1999 [YR1999]2002 [YR2002]2005 [YR2005]2008 [YR2008]2011 [YR2011]老年人口百分比% 各个国家老龄化发展图 FranceGermanyItalyJapan6 图 2 图 3 问题二： 问题分析 图 2展示了中国 1990— 20xx 年间的省际储蓄率与老年抚养比的关系。 由二次拟合曲线可以看出，这种关系既不符合经典的生命周期储蓄理论所预言，也不是某些文献给出的简单正负关系，而是随着老年抚养比的提高具有逐渐减弱的上升特点，并显 出了拐点。 结合上一部分的理论分析，我们的初步判断是：在老龄化的初期阶段，随着人口转变的逐渐完成，中国老龄化的储蓄效应可能会呈现正向，而随着老龄化进程的深化，01980 1985 1990 1995 20xx 20xx 20xx 20xx中国老年抚养比 210123196019631966196919721975197819811984198719901993199619992002200520082011百分比% 各国人口增长率 FranceGermanyItalyJapan7 老龄化的储蓄效应又可能会发生反转。 为了验证这一假设，我们采用中国 1983— 20xx年 的分省面板数据进行计量分析和检验。 图 4 中国省际储蓄率与老年抚养比散 点图 问题二：符号说明 i 地区虚拟变量 t 时间 ui 观察不到的地区效应 εit 为随机扰动项 SRit 地区 i时期 t的国民储蓄率 git 真实人均 GDP的增长速度 cdrit 少抚养比的平方 odrit 老年抚养比的平方 urb 城 市 化 率 open 地区放度 zfgg 住房改革虚拟变量 表 1 8 问题二：模型建立 与求解 老年抚养比是代表老龄化程度的一个典型变量 ， 本研究中利用老年抚养比来代表老龄化程度。 与 生命周期储蓄相关的理论认为 ， 经济增长率 、 人口年龄结构是影响储蓄率的重要因素。 另外 ， 利率也应 该是一个影响储蓄率的重要变量 ， 因此 ， 我们的基本模型中包含了以上三个内容的变量。 为了反映老龄 化储蓄效应的阶段性特征 ， 还尝试加入了老年抚养 比的二次项。 基本模型设定为： 𝐒𝐑𝐢𝐭 = 𝛃𝟎 +𝛃𝟏𝐠𝐢𝐭 +𝛃𝟐𝐜𝐝𝐫𝐢𝐭 +𝛃𝟑𝐨𝐝𝐫𝐢𝐭 +𝛃𝟒𝐫𝐭 + 𝛃𝟓𝐨𝐝𝐫𝟐𝐢𝐭 +𝐮𝐢 + 𝛆𝐢𝐭 （ 1） 数据的描述性统计结果如表 2 所示 : 统计结果 变量 N mean sd min max sr 551 g 551 cdr 580 odr 580 r 580 odr2 580 open 580 urb 580 gov 580 zfgg 580 0 1 表 2 该模型回归结果如表 3 所示 模型回归结果 自变量 混合 OLS 固定效应 Ⅰ 随机效应 Ⅰ 固定效应 Ⅱ 随机效应 Ⅱ g *** *** *** *** *** cdr *** *** *** *** *** odr *** *** *** *** *** 9 odr2 *** *** *** *** *** r *** *** *** *** *** open ** *** urb *** *** gov *** *** zfgg ** *** cons *** *** *** *** 观测值 551 551 551 551 551 组内 R2 组间 R2 R2 Hausman 表 3 由回归结果可见， odr 项的系数为正，但是 odr2 的系数为负，与图 1 展示的结果相符，二者的统计结果也是高度显著。 也就是说，在老龄化的初期，老龄化的储蓄效应表现为正向，而当老龄化达到一定程度时，其对储蓄率的影响将会是负向的，初步验证了我们关于老龄化储蓄效应的假设特征。 为了进一步研究中国 储蓄率和老年抚养比之间的关 系，我们对中国 的时间序列数据进行建模分析。 选取的变量中，老年抚养比（ odr）、 少儿抚养比（ cdr）、 人均实际 GDP（ prgdp）、 利率（ r）、 支出法计算的国民储蓄率（ sr） 经检验均不平稳，但是经过一阶差分后变的平稳，说明都为一阶单整序列。 再对该五个变量进行协整检验，检验结果拒绝原假设（原假设为“不存在协整 关系”， p 值为 ）。 另外，人均实际 GDP 增长率（ grgdp） 经检验为平稳序列，各变量的具体情况如表 4 各变量的平稳性特征检验 原变量 t值 p 值 一阶差分后 t值 p值 备注 sr 不平稳 平稳 无截距项、无趋势项 odr 不平稳 平稳 含截距项10 和趋势项 cdr 不平稳 平稳 无截距项、。