**省口抚养储蓄率关系研究
摘
1988年改革开放中国济迅速腾飞均储蓄断升高**省口结构发生巨变化鉴口结构变量文口年龄结构变化方面展开述探求作消费者少老年口储蓄产生着样影响现19982013年**省抚养均储蓄率数通协整检验发现省**储蓄率抚养存协整关系利元线性回模型进行实证分析出结结果显示老年抚养居民储蓄率呈正相关升促居民储蓄率升重原少年抚养居民储蓄率存负关系储蓄率影响太老年抚养居民储蓄率影响较文ARAMA模型老年抚养进行预测
关键词：抚养储蓄率ARAMA模型
Hebei province population study on relationship of dependency ratios and saving rates
ABSTRACT
Abstract Since 1988 the reform and opening up China's economic grows rapidly personal savings is gradually rising having huge changes in the population structure of Hebei provincegiven that a lot of demographic variables this paper's discussion is primarily from the change in the age structure Search as consumers of children and old peopel for savings produced with how of effect now using 19982013 years data about Hebei province dependency ratio and per capita savings ratio By Cointegration tests and found that Hebei province and raising savings rates and the Cointegration relationship does not exist using multiple linear return model for empirical analysis obtained conclusion that results showed old dependency ratio and residents savings rate is are related it of rose is one of important reasons for prompting residents savings rate youth dependency ratio and the household savings rate was negative relationshipit on savings rate of effect does not too big Because of the oldage dependency ratio greater impact on household savings rate so with the ARAMA model to forecast the elderly dependency ratio
Key words dependency ratiosavings ratesARAMA model
目 录
１ 前言…………………………………………………………1
11 选题背景目现实意义…………………………………1
12 国外研究现状………………………………………………1
121 国研究现状………………………………………………1
122 国外现状研究……………………………………………1
13 研究容研究方法创新点………………………………2
131 研究容 …………………………………………………2
132 研究方法……………………………………………………2
133 创新点………………………………………………………2
２ **省口结构特点………………………………………3
21 抚养概念…………………………………………………3
22 **省口发展现状………………………………………3
23 **省口老龄化发展状况………………………………3
3 **省均储蓄状况分析…………………………………4
31 居民储蓄率定义……………………………………………4
32 储蓄率影响素……………………………………4
321 口抚养…………………………………………………4
322 居民消费…………………………………………………4
323 利率素…………………………………………………4
324 居民收入水……………………………………………4
33 相关理………………………………………………………4
331 生命周期消费理………………………………………4
332 绝收入理………………………………………………4
333 预防性储蓄理……………………………………………5
4 **省口抚养均储蓄关系实证分析…………6
41 数源指标选择…………………………………………6
42 实证步骤………………………………………………………6
421 稳性检验…………………………………………………6
422 单位根检验…………………………………………………6
423 协整检验……………………………………………………8
43 老年抚养预测……………………………………………11
431 模型识…………………………………………………11
432 模型估计…………………………………………………12
433 模型检验……………………………………………………14
434 模型预测…………………………………………………15
5 结相关建议………………………………………17
51 结……………………………………………………………17
52 针口老龄化相关意见…………………………………17
参考文献…………………………………………………………18
致谢………………………………………………………………19
附录………………………………………………………………20
１ 前言
11 选题背景目现实意义
111 选题背景
新中国成立**省济快速复苏口结构分布发生变动1982年9月十二确定实行计划生育国项基国策**省独生子女占重越越家庭少抚养系数逐渐降低老年口占重逐渐增加着革开放热潮国济体制发生变化新兴市场济**省济腾飞储蓄率断升高高储蓄率口抚养着密切关系出抚养已仅仅关系口学更关系济口老龄化引发出系列社会效果值家关注省份甚国家济产生着重影响
112 选题目
文写作目利**省十五年数进行实证分析研究变量间函数关系出老年少年抚养储蓄率具体关系便提出**省省情利意见政策促进**省济发展
113 现实意义
20世纪70年代计划生育政策力推行引起**省口年龄结构分布发生改变65 岁老年口逐渐增加少逐渐减少预示着口老龄化问题正走文深入钻研老年抚养储蓄率间关系出具体老年口增加**省济社会产生着样影响便省针性实施口发展政策避免省济发展改革中出现错误项研究省发展意义重
12 国外研究现状
121 国研究现状
田雪原老年抚养做研究出老年抚养储蓄率存相关关系老年抚养储蓄率升高升高国老年口重升1会带动储蓄率升037蔡防王德文张学辉利模型进行回分析研究数省份横截面时间序列数出结国家少抚养幅降时家庭负担会减轻少项支出会减少教育支出衣食住行支出便会增加储蓄 陆铭刘永通相关数模拟方法国老年口进行分析发现口老龄化程度提高会引起储蓄率降见口结构变动储蓄率影响研究
122 国外现状研究
美国济学家F·莫迪利安尼R·布伦贝格A·安东两提出生命周期假说理该理认果口年龄结构没产生重变化长期边际储蓄倾稳定果社会口年龄结构分布发生变化会引起储蓄变化带边际储蓄倾改变少老年口增会减少储蓄劳动口年轻增会增加储蓄日济学家wanHoriaoka通生命周期模型做研究1995年2004年国口年龄构成分布居民储蓄数进行剖析出断少抚养居民储蓄
率呈负相关老年抚养居民储蓄率呈正相关Nathaniel leff通整理国家数材料分析出老年抚养少年抚养居民储蓄率定影响中老年抚养居民储蓄率呈负关系
13 研究容研究方法创新点
131 研究容
第部分介绍**省口结构口老龄化情况
第二部分**省储蓄状况进行介绍总结影响储蓄素
第三部分**省居民储蓄率口抚养进行实证分析中国统计年鉴**济年鉴选取19952013年居民储蓄率老年抚养少年抚养口然增长率数通稳性检验协整检验探究间否存长期短暂均衡关系通元线性回修正出间具体关系运ARAMA模型**省未口抚养做出预测
第四部分根分析出结果口抚养逐年升趋势**省目前口老龄化提出想相关意见
132 研究方法
文通实证分析运计量济学相关软件少抚养老年抚养居民储蓄率三组数建立元线性回模型出间系数关系协整分析判断间否具协整关系
133 创新点
年省储蓄率升高趋势带动省GDP升高研究省国家储蓄率必储蓄率受素影响居民消费水利率投资量等研究口储蓄影响文口研究象余变量作控制变量建立模型探求间关系口抚养**省储蓄率影响水文应ARAMA模型老年抚养进行预测未抚养变化趋势助省应口老龄化趋势作出举措
2 **省口结构特点
21 抚养概念
口抚养阐明100名劳动口抵担负少名非劳动口值非劳动年龄口数劳动年龄口数常百分表示现通常15岁64岁年龄段口定义劳动作业口65岁14岁定义非劳动作业口老年口少口省非劳动口里研究老年抚养少年抚养老年抚养指非劳动年龄口中老年口数劳动年龄口数表示100名劳动年龄口担负少名老年口老年抚养计算公式：ODC ( 65岁口数 1564岁口数 ) *100少抚养指非劳动年龄口中少年口数劳动年龄口数表示100名劳动年龄口担负少名少年口少抚养计算公式：CDR(014岁少年童口数 ∕ 劳动年龄口数)*100
22 **省口发展现状
**省第五次口普查数出65 岁老年口数量约总口数量69说明**省已逐步入口老龄化时代全省口状况十年**省总口6674 万增加 7240万净增长 566 万**省总口全国总口占重较约54计划生育少年出生数量急剧较少基维持较稳口出生率
23 **省口老龄化发展状况
整体角度1949年建国**省老年口规模逐渐扩第二三四次口普查时老年口增长缓慢21世纪第五次口普查显示口数量超400万65岁老年口占总口重五普686升六普864老年口系数**省已进入口老龄化时期**省区老龄化程度表21
表21**省11市常住口第五六次口普查老龄化率数
年份
石家庄
秦皇岛
邢台
张家口
保定
廊坊
沧州
衡水
唐山
承德
邯郸
2000
665
783
64
784
715
694
694
732
819
718
608
2010
813
946
72
1034
811
775
827
857
919
859
705
年均增长率
372
262
178
307
183
247
239
192
179
214
23
数源：中国统计信息网
表中分析2000年2010年石家庄口老龄化年均增长率高老龄化程度加速快邢台相较低整体**省城市老龄化率均幅度涨幅足见口老龄化应引起省重视
3 **省均储蓄状况分析
31 居民储蓄率定义
介绍储蓄率首先说储蓄储蓄包含狭义国储蓄国际收支常账户差外汇储备储蓄率居民储蓄居民支配收入值种计算方式利研究居民储蓄消费间选择行目前数国家计算储蓄率种方法种方法具国际性文计算**省居民储蓄率采种计算方式
32 储蓄率影响素
321 口年龄结构
许研究者传统生命周期理作研究探求储蓄率影响认储蓄率变动存着先降升趋口年龄结构分布素会中国居民储蓄产生影响现代社会居民储蓄家庭支出教育支出养老支出家庭女增会导致居民较少储蓄老年口增会导致储蓄升高储蓄率高低定程度受口年龄结构影响然总体难判断影响程度界学者直进行研究
322居民消费
居民消费储蓄产生着定影响收入定条件居民增加消费支出必然会导致储蓄减少储蓄消费存着消彼长关系
333 利率素
凯恩斯古典学派认投资储蓄利率相关储蓄利率升高升高投资利率减少减少利率提高会引起投资减少价证券价格会降居民投机性需求会减少时居民愿意持货币增值保值形成高储蓄率
334 居民收入水
居民储蓄意愿收入差距决定出社会收入分配均高收入群体形成较储蓄储蓄倾较高居民储蓄率会升高低收入群体形成储蓄较少储蓄倾较低居民储蓄率越低
33 相关理
331 生命周期消费理
美国著名济学家弗朗科莫迪利安尼理认般说年轻家庭收入偏低时消费支出会超越收入着逐渐进入中年时代收入会渐渐增加收入便会消费收入养老等老年退休支出逐渐增加超越收入形成负储蓄状态
332 绝收入理
凯恩斯代表作业利息货币通中提决定消费现期收入观念凯恩斯绝收入假说认短期收入消费存相关关系种关系称消费倾收入某种程度决定着消费着收入增加消费增加收入增加幅度高消费收入增量中消费增量占重降常说边际消费倾递减法储蓄着收入增加增加增幅越越总体说凯恩斯绝收入假说消费函数理做出贡献绝收入假说存定局限性该理没考虑社会素储蓄消费影响果居民储蓄变化孤立起二该理支持体收入跨期估算果短期储蓄变动反映长期动态状况
333 预防性储蓄理
利兰德预防性储蓄进行初次钻研预防性储蓄定义根未收入确定认消费者财富分配生部分预防未确定事件进行储蓄生命周期假设认储蓄目标维持退休养老生存研究表明储蓄余动机例辈留遗产未雨稠谋应突发事件预防性储蓄理认消费者面收入确定性越时候越遵心心欲支出时更思考期收入少进行支出风险预期越预期消费边际效越会更进行预防性储蓄确定情况假收入减少预防性储蓄会增加相反收入增预防性储蓄会减少
4 **省口抚养均储蓄关系实证分析
41 数源指标选择
研讨**省储蓄率口抚养关系篇文选取储蓄率作变量老年抚养少抚养变量时选取口增长率控制变量y代表变量**省储蓄率x1代表变量**省老年抚养x2代表变量**省少抚养x3代表口然增长率文选取19952013年口抚养储蓄率相关指标数表41
表41 **省口抚养储蓄率相关指标
年份
储蓄率
老年抚养
少抚养
口然增长率
1995
4303
997
4368
761
1996
4483
928
3913
73
1997
465
98
3763
629
1998
477
973
3517
683
1999
4767
954
3495
673
2000
4454
976
3245
509
2001
4216
1076
3725
498
2002
4038
1072
2974
528
2003
4133
1032
2621
516
2004
4317
1071
234
579
2005
4722
1103
2384
609
2006
4781
1133
2219
623
2007
4932
1191
2252
655
2008
517
1162
2136
655
2009
5375
1187
2212
65
2010
541
11
2246
681
2011
567
11
2372
65
2012
574
1246
246
647
2013
579
1255
2437
617
数源：19962013 中国统计年鉴**济年鉴 2013中国统计出版社
42 实证步骤
421 稳性检验
**省口抚养储蓄率间相关关系需二者建立模型进行回分析直接时间序列进行回会形成虚假回现象需进行系列检验
422 单位根检验
判断时间序列稳性够通图形进行直观判图形判断够准确通统计量进行统计检验样统计检验会更精确文采单位检验单位根检验包含DF检验ADF检验面运Eviews8软件时间序列进行稳性检验（ADF检验）ADF检
验通三模型实现
模型（1）Δytδyt1+j1pλjΔytj+ut
模型（2）Δytα+δyt1+j1pλjΔytj+ut
模型（3）Δytα+βt+δyt1+j1pλjΔytj+ut
ADF检验结果表42
表42ADF检验结果
T统计量
P值
ADF值
07259
08143
显著性水
1显著性水
38868
5显著性水
30522
10显著性水
26666
T统计量
P值
ADF值
23585
01662
显著性水
1显著性水
38574
5显著性水
30403
10显著性水
26606
T统计量
P值
ADF值
06744
08292
显著性水
1显著性水
38574
5显著性水
30404
10显著性水
26606
表检验结果出储蓄率少抚养老年抚养均稳时间序列时间序列进行差分处理变稳时间序列结果表43
表43差分处理结果
T统计量
P值
ADF值
44732
00035
显著性水
1显著性水
39204
5显著性水
30656
10显著性水
26735
T统计量
P值
ADF值
52929
00009
显著性水
1显著性水
39591
5显著性水
3081
10显著性水
26813
T统计量
P值
ADF值
86509
00000
显著性水
1显著性水
39204
5显著性水
30656
10显著性水
26735
表中结果出**省储蓄率老年抚养少年抚养p值均005拒绝原假设说明通二阶差分均变稳时间序列然均二阶单整时间序列变量间存协整
423 协整检验
协整理具重意义首先协整检验够避免回现象伪回模型高R2值t值参数估计毫意义变量间协整关系进行检验建立正确计量模型条件协整检验参数二估计量具超致性面利协整定义进行检验做y关x1x2x3协整方程：
ｙb0 +b1x1+b2x2+b3x3+ut
通二法进行回估计结果表44
表44二估记结果
变量：Y
方法：二法
样区间：19972013
变量
置信度
标准差
T值
P值
C
1312168
1920674
0683181
05065
x1(2)
2102108
1413615
1487045
01609
x2(2)
0416348
015985
260462
00218
x3(2)
4087238
0899341
4544701
00006
R2
0814571
变量均值
4878529
调整R2
0771779
变量标准差
5658699
回标准差
2703298
AIC值
5029146
残差方
9500167
DW值
1222
F值
1903588
P(F统计量)
0000049
结果出x2x3P值005说明均通检验系数未通
检验影响协整判断接相应残差项进行检验判断稳性残差检验结果表45
表45残差稳性检验
T统计量
P值
ADF值
26693
01007
显著性水
1显著性水
39204
5显著性水
30656
10显著性水
26735
表中出残差序列非稳储蓄率老年抚养少年抚养间存长期均衡间会存什关系？通二估计结果探讨储蓄率口抚养系数关系现出元线性回方程进行分析改进表DW统计量1225显著性水存相关R2够高模型
拟合现方程进行异方差检验通怀特检验出表46
表46怀特检验结果
怀特检验
F值
09025
P值
05675
nR2
91308
P值
04253
输出结果p值出该元线性回存异方差消异方差采取加权二法原模型进行回原模型残差绝值倒数方权数进行加权回结果表47
表47二回结果
变量：Y
方法：二法
样区间：19972013
权重：W2
变量
置信度
标准差
T值
P值
C
4590666
2876509
1595916
01345
x1(2)
2860564
0261031
1095871
0
x2(2)
0335395
0031061
1079797
0
x3(2)
3688049
0146532
2516888
0
R2
098897
变量均值
4558517
调整R2
0986425
变量标准差
6586201
回标准差
0745847
AIC值
2453731
残差方
7231733
DW值
1774345
F值
3885393
加权均
4417571
P(F统计量)
0
该图显示R2较高说明模型拟合较常数项系数P值均005通
检验5显著性水DW值177〉1543落入相关区域说明存相关
回模型改进回方程
y01345 +286x 1 034x2+369x3
回结果表明**省储蓄率老年抚养存正相关少抚养存负相关回系数知老年抚养升高1居民储蓄率升高286少抚养降低1居民储蓄率降低034老年抚养出省老龄化程度较严重老年抚养做出预测省济发展重意义接省老年抚养做出预测
43老年抚养预测
431模型识
检验老年抚养序列稳性运eviews8绘制序列时序图图41
图41x1时序图
时序图够出年抚养数非稳判够精确需进步统计办法验证绘制序列相关图图42
图42x1序列相关图
相关图克出抚养数相关系数未迅速衰减0该序列稳序列原数进行阶差分相关图图43
图43x1阶差分图
该相关图相关系数迅速衰减0说明序列稳列白噪声检验Q统计量相应产生概率说明序列存相关性序列稳白噪声序列图出相关系数k2处明显0尝试拟合MA(2)偏相关系数k2处截尾尝试拟合AR（2）时考虑ARMA（22）
432 模型估计
（1）尝试AR模型通模型识确定阶数首先建立AR (2)选择二估计（LS）窗口处输入口令ls x1ar(1) ar(2) 表48
表48AR(2)估计结果
变量：x2
方法：二法
样区间：19972013
变量
置信度
标准差
T值
P值
AR(1)
0860654
02376
3622281
00025
AR(2)
0158511
0241024
0657657
05207
R2
0673497
变量均值
1094765
调整R2
065173
变量标准差
0934455
回标准差
0551463
AIC值
1757647
残差方
456167
DW值
2019661
方程够出AR(2)系数显著决定系数较低AIC值较高尝试模型拟合ma(2) 窗口处输入口令ls x ma(1) ma(2) 表49
表49MA(2)估计结果
变量：x2
方法：二法
样区间：19952013
变量
置信度
标准差
T值
P值
MA(1)
1524934
0116542
1308488
0
MA(2)
0846551
0089083
9502996
0
R2
112156
变量均值
1080842
调整R2
1193417
变量标准差
0981491
回标准差
3529845
AIC值
5459686
残差方
2118167
DW值
0314196
定显著性水005查DW表dL0946dU1543判断序列知误差序列存阶正相关
（3）尝试ARMA（22） 窗口输入口令ls x ar(1) ar(2) ma(2) 表410
表410 ARMA（22）估计结果
变量：x2
方法：二法
样区间19972013
变量
置信度
标准差
T值
P值
AR(1)
0571337
0004783
1194441
0
AR(2)
0446398
000419
1065266
0
MA(2)
3262442
09909
3292404
00053
R2
097424
变量均值
1094765
调整R2
0970559
变量标准差
0934455
回标准差
0160336
AIC值
0664304
残差方
0359907
DW值
1754024
综见稳时间序列建立合适模型较AICSC值综合思考余统计量DW统计量决定系数系数显著水等模型简约准ARMA（22）模型较优抉择
433 模型检验
通参数估计**省抚养拟合模型进行检验模型残差序列进行白噪声检验否重信息没提取出残差进行机性检测残差序列否白噪声果需重新设定模型生成残差序列做相关图图413残差相关模型拟合图图44
图44残差相关图
图45残差拟合图
图显示残差序列白噪声序列实际值拟合值基重合说明模型拟合效
444 模型预测
拟合效模型进行短期预测通Dynamic forecast表411
表411未老年抚养预测
年份
老年抚养
2014
1245313
2015
1260588
2016
1276125
2017
1291821
2018
1307724
2019
1323817
2020
1340111
5 相关建议结
51 结语
文通**省现数计量济模型**省口结构分布储蓄率进行剖析出结长期说间均衡发展说明存协整回结果显示老年抚养储蓄率关系较明显影响较呈正相关少抚养储蓄率关系太明显影响较呈负相关通老年抚养预测出老年抚养继续升趋势**省应作出缓解口老龄化措施
52 针口老龄化相关意见
521 政府方面
口老龄化短期势挡态势发展许步入老年群仅12子女样条件抚养问题仅仅子女问题政府急需关注基目前情况中国正发展居家服务网络社区建设社会化服务体系老年开展社会化服务目前已少区开始试点省加财政投入力度进行居家养老效力服务减轻养老家庭重担
521 家庭方面
五中全会公报提口衡发展坚持计划生育基国策完善口发展基策略全面实行夫妻生育两孩子政策积极采取应口老龄化措施现国家已放开二胎政策鼓励优生口发展中重意义调整战略应积极踊跃支持国家政策仅助济发展缓解口老龄化现状省产生深远影响
参考文献
[1] 梅秀花 中国口结构变化储蓄影响[D] 辽宁学 2011
[2] 杜芳芳口老龄化储蓄影响研究海工程技术学硕士学位文2013
[3] 丁思宁口老龄化国居民储蓄影晌研究东北财学2013
[4] 许清中国口年龄结构变化居民储蓄率影响19782012华南理工学 2014
[5] 高明李学清19952006年国口抚养时空分析[J]西安财学院学报2008
[6] 孙欢**省口老龄化济发展影响研究**农业学2014
[7] 孙敬水计量济学第二版北京清华学出版社2009
[8] 高鸿业西方济学北京中国民学出版社2011
[9] 杨菊华口转变老年贫困北京中国民学出版社2011
[10] **省统计网站httpwwwhetjgovcn
[11] **省济年鉴(19852015)httpnianjianxiazecominfohebeijingjinianjianhtml
致 谢
科生涯结束时帮助老师学表达衷感谢祝福
特感谢指导老师顾教授文开始前指导思路选题时提供方面意见写作程中遇问题总耐心教导利完成文写作
次感谢课老师帮助课堂私讲解知识具更知识积累文写作起帮助
感谢学3年予帮助支持
陪走学生生涯老师学朋友表示感谢谢谢家
附 录
附录1 DW检验表
α005
n
K2
dL
dU
15
108
136
16
110
137
17
113
138
18
116
139
19
118
140
20
120
141
21
122
142
22
124
143
23
126
144
24
127
145
25
129
145
26
130
146
27
132
147
28
133
148
29
134
148
30
135
149
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摘
1988年改革开放中国济迅速腾飞均储蓄断升高**省口结构发生巨变化鉴口结构变量文口年龄结构变化方面展开述探求作消费者少老年口储蓄产生着样影响现19982013年**省抚养均储蓄率数通协整检验发现省**储蓄率抚养存协整关系利元线性回模型进行实证分析出结结果显示老年抚养居民储蓄率呈正相关升促居民储蓄率升重原少年抚养居民储蓄率存负关系储蓄率影响太老年抚养居民储蓄率影响较文ARAMA模型老年抚养进行预测
关键词：抚养储蓄率ARAMA模型
Hebei province population study on relationship of dependency ratios and saving rates
ABSTRACT
Abstract Since 1988 the reform and opening up China's economic grows rapidly personal savings is gradually rising having huge changes in the population structure of Hebei provincegiven that a lot of demographic variables this paper's discussion is primarily from the change in the age structure Search as consumers of children and old peopel for savings produced with how of effect now using 19982013 years data about Hebei province dependency ratio and per capita savings ratio By Cointegration tests and found that Hebei province and raising savings rates and the Cointegration relationship does not exist using multiple linear return model for empirical analysis obtained conclusion that results showed old dependency ratio and residents savings rate is are related it of rose is one of important reasons for prompting residents savings rate youth dependency ratio and the household savings rate was negative relationshipit on savings rate of effect does not too big Because of the oldage dependency ratio greater impact on household savings rate so with the ARAMA model to forecast the elderly dependency ratio
Key words dependency ratiosavings ratesARAMA model
目 录
１ 前言…………………………………………………………1
11 选题背景目现实意义…………………………………1
12 国外研究现状………………………………………………1
121 国研究现状………………………………………………1
122 国外现状研究……………………………………………1
13 研究容研究方法创新点………………………………2
131 研究容 …………………………………………………2
132 研究方法……………………………………………………2
133 创新点………………………………………………………2
２ **省口结构特点………………………………………3
21 抚养概念…………………………………………………3
22 **省口发展现状………………………………………3
23 **省口老龄化发展状况………………………………3
3 **省均储蓄状况分析…………………………………4
31 居民储蓄率定义……………………………………………4
32 储蓄率影响素……………………………………4
321 口抚养…………………………………………………4
322 居民消费…………………………………………………4
323 利率素…………………………………………………4
324 居民收入水……………………………………………4
33 相关理………………………………………………………4
331 生命周期消费理………………………………………4
332 绝收入理………………………………………………4
333 预防性储蓄理……………………………………………5
4 **省口抚养均储蓄关系实证分析…………6
41 数源指标选择…………………………………………6
42 实证步骤………………………………………………………6
421 稳性检验…………………………………………………6
422 单位根检验…………………………………………………6
423 协整检验……………………………………………………8
43 老年抚养预测……………………………………………11
431 模型识…………………………………………………11
432 模型估计…………………………………………………12
433 模型检验……………………………………………………14
434 模型预测…………………………………………………15
5 结相关建议………………………………………17
51 结……………………………………………………………17
52 针口老龄化相关意见…………………………………17
参考文献…………………………………………………………18
致谢………………………………………………………………19
附录………………………………………………………………20
１ 前言
11 选题背景目现实意义
111 选题背景
新中国成立**省济快速复苏口结构分布发生变动1982年9月十二确定实行计划生育国项基国策**省独生子女占重越越家庭少抚养系数逐渐降低老年口占重逐渐增加着革开放热潮国济体制发生变化新兴市场济**省济腾飞储蓄率断升高高储蓄率口抚养着密切关系出抚养已仅仅关系口学更关系济口老龄化引发出系列社会效果值家关注省份甚国家济产生着重影响
112 选题目
文写作目利**省十五年数进行实证分析研究变量间函数关系出老年少年抚养储蓄率具体关系便提出**省省情利意见政策促进**省济发展
113 现实意义
20世纪70年代计划生育政策力推行引起**省口年龄结构分布发生改变65 岁老年口逐渐增加少逐渐减少预示着口老龄化问题正走文深入钻研老年抚养储蓄率间关系出具体老年口增加**省济社会产生着样影响便省针性实施口发展政策避免省济发展改革中出现错误项研究省发展意义重
12 国外研究现状
121 国研究现状
田雪原老年抚养做研究出老年抚养储蓄率存相关关系老年抚养储蓄率升高升高国老年口重升1会带动储蓄率升037蔡防王德文张学辉利模型进行回分析研究数省份横截面时间序列数出结国家少抚养幅降时家庭负担会减轻少项支出会减少教育支出衣食住行支出便会增加储蓄 陆铭刘永通相关数模拟方法国老年口进行分析发现口老龄化程度提高会引起储蓄率降见口结构变动储蓄率影响研究
122 国外现状研究
美国济学家F·莫迪利安尼R·布伦贝格A·安东两提出生命周期假说理该理认果口年龄结构没产生重变化长期边际储蓄倾稳定果社会口年龄结构分布发生变化会引起储蓄变化带边际储蓄倾改变少老年口增会减少储蓄劳动口年轻增会增加储蓄日济学家wanHoriaoka通生命周期模型做研究1995年2004年国口年龄构成分布居民储蓄数进行剖析出断少抚养居民储蓄
率呈负相关老年抚养居民储蓄率呈正相关Nathaniel leff通整理国家数材料分析出老年抚养少年抚养居民储蓄率定影响中老年抚养居民储蓄率呈负关系
13 研究容研究方法创新点
131 研究容
第部分介绍**省口结构口老龄化情况
第二部分**省储蓄状况进行介绍总结影响储蓄素
第三部分**省居民储蓄率口抚养进行实证分析中国统计年鉴**济年鉴选取19952013年居民储蓄率老年抚养少年抚养口然增长率数通稳性检验协整检验探究间否存长期短暂均衡关系通元线性回修正出间具体关系运ARAMA模型**省未口抚养做出预测
第四部分根分析出结果口抚养逐年升趋势**省目前口老龄化提出想相关意见
132 研究方法
文通实证分析运计量济学相关软件少抚养老年抚养居民储蓄率三组数建立元线性回模型出间系数关系协整分析判断间否具协整关系
133 创新点
年省储蓄率升高趋势带动省GDP升高研究省国家储蓄率必储蓄率受素影响居民消费水利率投资量等研究口储蓄影响文口研究象余变量作控制变量建立模型探求间关系口抚养**省储蓄率影响水文应ARAMA模型老年抚养进行预测未抚养变化趋势助省应口老龄化趋势作出举措
2 **省口结构特点
21 抚养概念
口抚养阐明100名劳动口抵担负少名非劳动口值非劳动年龄口数劳动年龄口数常百分表示现通常15岁64岁年龄段口定义劳动作业口65岁14岁定义非劳动作业口老年口少口省非劳动口里研究老年抚养少年抚养老年抚养指非劳动年龄口中老年口数劳动年龄口数表示100名劳动年龄口担负少名老年口老年抚养计算公式：ODC ( 65岁口数 1564岁口数 ) *100少抚养指非劳动年龄口中少年口数劳动年龄口数表示100名劳动年龄口担负少名少年口少抚养计算公式：CDR(014岁少年童口数 ∕ 劳动年龄口数)*100
22 **省口发展现状
**省第五次口普查数出65 岁老年口数量约总口数量69说明**省已逐步入口老龄化时代全省口状况十年**省总口6674 万增加 7240万净增长 566 万**省总口全国总口占重较约54计划生育少年出生数量急剧较少基维持较稳口出生率
23 **省口老龄化发展状况
整体角度1949年建国**省老年口规模逐渐扩第二三四次口普查时老年口增长缓慢21世纪第五次口普查显示口数量超400万65岁老年口占总口重五普686升六普864老年口系数**省已进入口老龄化时期**省区老龄化程度表21
表21**省11市常住口第五六次口普查老龄化率数
年份
石家庄
秦皇岛
邢台
张家口
保定
廊坊
沧州
衡水
唐山
承德
邯郸
2000
665
783
64
784
715
694
694
732
819
718
608
2010
813
946
72
1034
811
775
827
857
919
859
705
年均增长率
372
262
178
307
183
247
239
192
179
214
23
数源：中国统计信息网
表中分析2000年2010年石家庄口老龄化年均增长率高老龄化程度加速快邢台相较低整体**省城市老龄化率均幅度涨幅足见口老龄化应引起省重视
3 **省均储蓄状况分析
31 居民储蓄率定义
介绍储蓄率首先说储蓄储蓄包含狭义国储蓄国际收支常账户差外汇储备储蓄率居民储蓄居民支配收入值种计算方式利研究居民储蓄消费间选择行目前数国家计算储蓄率种方法种方法具国际性文计算**省居民储蓄率采种计算方式
32 储蓄率影响素
321 口年龄结构
许研究者传统生命周期理作研究探求储蓄率影响认储蓄率变动存着先降升趋口年龄结构分布素会中国居民储蓄产生影响现代社会居民储蓄家庭支出教育支出养老支出家庭女增会导致居民较少储蓄老年口增会导致储蓄升高储蓄率高低定程度受口年龄结构影响然总体难判断影响程度界学者直进行研究
322居民消费
居民消费储蓄产生着定影响收入定条件居民增加消费支出必然会导致储蓄减少储蓄消费存着消彼长关系
333 利率素
凯恩斯古典学派认投资储蓄利率相关储蓄利率升高升高投资利率减少减少利率提高会引起投资减少价证券价格会降居民投机性需求会减少时居民愿意持货币增值保值形成高储蓄率
334 居民收入水
居民储蓄意愿收入差距决定出社会收入分配均高收入群体形成较储蓄储蓄倾较高居民储蓄率会升高低收入群体形成储蓄较少储蓄倾较低居民储蓄率越低
33 相关理
331 生命周期消费理
美国著名济学家弗朗科莫迪利安尼理认般说年轻家庭收入偏低时消费支出会超越收入着逐渐进入中年时代收入会渐渐增加收入便会消费收入养老等老年退休支出逐渐增加超越收入形成负储蓄状态
332 绝收入理
凯恩斯代表作业利息货币通中提决定消费现期收入观念凯恩斯绝收入假说认短期收入消费存相关关系种关系称消费倾收入某种程度决定着消费着收入增加消费增加收入增加幅度高消费收入增量中消费增量占重降常说边际消费倾递减法储蓄着收入增加增加增幅越越总体说凯恩斯绝收入假说消费函数理做出贡献绝收入假说存定局限性该理没考虑社会素储蓄消费影响果居民储蓄变化孤立起二该理支持体收入跨期估算果短期储蓄变动反映长期动态状况
333 预防性储蓄理
利兰德预防性储蓄进行初次钻研预防性储蓄定义根未收入确定认消费者财富分配生部分预防未确定事件进行储蓄生命周期假设认储蓄目标维持退休养老生存研究表明储蓄余动机例辈留遗产未雨稠谋应突发事件预防性储蓄理认消费者面收入确定性越时候越遵心心欲支出时更思考期收入少进行支出风险预期越预期消费边际效越会更进行预防性储蓄确定情况假收入减少预防性储蓄会增加相反收入增预防性储蓄会减少
4 **省口抚养均储蓄关系实证分析
41 数源指标选择
研讨**省储蓄率口抚养关系篇文选取储蓄率作变量老年抚养少抚养变量时选取口增长率控制变量y代表变量**省储蓄率x1代表变量**省老年抚养x2代表变量**省少抚养x3代表口然增长率文选取19952013年口抚养储蓄率相关指标数表41
表41 **省口抚养储蓄率相关指标
年份
储蓄率
老年抚养
少抚养
口然增长率
1995
4303
997
4368
761
1996
4483
928
3913
73
1997
465
98
3763
629
1998
477
973
3517
683
1999
4767
954
3495
673
2000
4454
976
3245
509
2001
4216
1076
3725
498
2002
4038
1072
2974
528
2003
4133
1032
2621
516
2004
4317
1071
234
579
2005
4722
1103
2384
609
2006
4781
1133
2219
623
2007
4932
1191
2252
655
2008
517
1162
2136
655
2009
5375
1187
2212
65
2010
541
11
2246
681
2011
567
11
2372
65
2012
574
1246
246
647
2013
579
1255
2437
617
数源：19962013 中国统计年鉴**济年鉴 2013中国统计出版社
42 实证步骤
421 稳性检验
**省口抚养储蓄率间相关关系需二者建立模型进行回分析直接时间序列进行回会形成虚假回现象需进行系列检验
422 单位根检验
判断时间序列稳性够通图形进行直观判图形判断够准确通统计量进行统计检验样统计检验会更精确文采单位检验单位根检验包含DF检验ADF检验面运Eviews8软件时间序列进行稳性检验（ADF检验）ADF检
验通三模型实现
模型（1）Δytδyt1+j1pλjΔytj+ut
模型（2）Δytα+δyt1+j1pλjΔytj+ut
模型（3）Δytα+βt+δyt1+j1pλjΔytj+ut
ADF检验结果表42
表42ADF检验结果
T统计量
P值
ADF值
07259
08143
显著性水
1显著性水
38868
5显著性水
30522
10显著性水
26666
T统计量
P值
ADF值
23585
01662
显著性水
1显著性水
38574
5显著性水
30403
10显著性水
26606
T统计量
P值
ADF值
06744
08292
显著性水
1显著性水
38574
5显著性水
30404
10显著性水
26606
表检验结果出储蓄率少抚养老年抚养均稳时间序列时间序列进行差分处理变稳时间序列结果表43
表43差分处理结果
T统计量
P值
ADF值
44732
00035
显著性水
1显著性水
39204
5显著性水
30656
10显著性水
26735
T统计量
P值
ADF值
52929
00009
显著性水
1显著性水
39591
5显著性水
3081
10显著性水
26813
T统计量
P值
ADF值
86509
00000
显著性水
1显著性水
39204
5显著性水
30656
10显著性水
26735
表中结果出**省储蓄率老年抚养少年抚养p值均005拒绝原假设说明通二阶差分均变稳时间序列然均二阶单整时间序列变量间存协整
423 协整检验
协整理具重意义首先协整检验够避免回现象伪回模型高R2值t值参数估计毫意义变量间协整关系进行检验建立正确计量模型条件协整检验参数二估计量具超致性面利协整定义进行检验做y关x1x2x3协整方程：
ｙb0 +b1x1+b2x2+b3x3+ut
通二法进行回估计结果表44
表44二估记结果
变量：Y
方法：二法
样区间：19972013
变量
置信度
标准差
T值
P值
C
1312168
1920674
0683181
05065
x1(2)
2102108
1413615
1487045
01609
x2(2)
0416348
015985
260462
00218
x3(2)
4087238
0899341
4544701
00006
R2
0814571
变量均值
4878529
调整R2
0771779
变量标准差
5658699
回标准差
2703298
AIC值
5029146
残差方
9500167
DW值
1222
F值
1903588
P(F统计量)
0000049
结果出x2x3P值005说明均通检验系数未通
检验影响协整判断接相应残差项进行检验判断稳性残差检验结果表45
表45残差稳性检验
T统计量
P值
ADF值
26693
01007
显著性水
1显著性水
39204
5显著性水
30656
10显著性水
26735
表中出残差序列非稳储蓄率老年抚养少年抚养间存长期均衡间会存什关系？通二估计结果探讨储蓄率口抚养系数关系现出元线性回方程进行分析改进表DW统计量1225显著性水存相关R2够高模型
拟合现方程进行异方差检验通怀特检验出表46
表46怀特检验结果
怀特检验
F值
09025
P值
05675
nR2
91308
P值
04253
输出结果p值出该元线性回存异方差消异方差采取加权二法原模型进行回原模型残差绝值倒数方权数进行加权回结果表47
表47二回结果
变量：Y
方法：二法
样区间：19972013
权重：W2
变量
置信度
标准差
T值
P值
C
4590666
2876509
1595916
01345
x1(2)
2860564
0261031
1095871
0
x2(2)
0335395
0031061
1079797
0
x3(2)
3688049
0146532
2516888
0
R2
098897
变量均值
4558517
调整R2
0986425
变量标准差
6586201
回标准差
0745847
AIC值
2453731
残差方
7231733
DW值
1774345
F值
3885393
加权均
4417571
P(F统计量)
0
该图显示R2较高说明模型拟合较常数项系数P值均005通
检验5显著性水DW值177〉1543落入相关区域说明存相关
回模型改进回方程
y01345 +286x 1 034x2+369x3
回结果表明**省储蓄率老年抚养存正相关少抚养存负相关回系数知老年抚养升高1居民储蓄率升高286少抚养降低1居民储蓄率降低034老年抚养出省老龄化程度较严重老年抚养做出预测省济发展重意义接省老年抚养做出预测
43老年抚养预测
431模型识
检验老年抚养序列稳性运eviews8绘制序列时序图图41
图41x1时序图
时序图够出年抚养数非稳判够精确需进步统计办法验证绘制序列相关图图42
图42x1序列相关图
相关图克出抚养数相关系数未迅速衰减0该序列稳序列原数进行阶差分相关图图43
图43x1阶差分图
该相关图相关系数迅速衰减0说明序列稳列白噪声检验Q统计量相应产生概率说明序列存相关性序列稳白噪声序列图出相关系数k2处明显0尝试拟合MA(2)偏相关系数k2处截尾尝试拟合AR（2）时考虑ARMA（22）
432 模型估计
（1）尝试AR模型通模型识确定阶数首先建立AR (2)选择二估计（LS）窗口处输入口令ls x1ar(1) ar(2) 表48
表48AR(2)估计结果
变量：x2
方法：二法
样区间：19972013
变量
置信度
标准差
T值
P值
AR(1)
0860654
02376
3622281
00025
AR(2)
0158511
0241024
0657657
05207
R2
0673497
变量均值
1094765
调整R2
065173
变量标准差
0934455
回标准差
0551463
AIC值
1757647
残差方
456167
DW值
2019661
方程够出AR(2)系数显著决定系数较低AIC值较高尝试模型拟合ma(2) 窗口处输入口令ls x ma(1) ma(2) 表49
表49MA(2)估计结果
变量：x2
方法：二法
样区间：19952013
变量
置信度
标准差
T值
P值
MA(1)
1524934
0116542
1308488
0
MA(2)
0846551
0089083
9502996
0
R2
112156
变量均值
1080842
调整R2
1193417
变量标准差
0981491
回标准差
3529845
AIC值
5459686
残差方
2118167
DW值
0314196
定显著性水005查DW表dL0946dU1543判断序列知误差序列存阶正相关
（3）尝试ARMA（22） 窗口输入口令ls x ar(1) ar(2) ma(2) 表410
表410 ARMA（22）估计结果
变量：x2
方法：二法
样区间19972013
变量
置信度
标准差
T值
P值
AR(1)
0571337
0004783
1194441
0
AR(2)
0446398
000419
1065266
0
MA(2)
3262442
09909
3292404
00053
R2
097424
变量均值
1094765
调整R2
0970559
变量标准差
0934455
回标准差
0160336
AIC值
0664304
残差方
0359907
DW值
1754024
综见稳时间序列建立合适模型较AICSC值综合思考余统计量DW统计量决定系数系数显著水等模型简约准ARMA（22）模型较优抉择
433 模型检验
通参数估计**省抚养拟合模型进行检验模型残差序列进行白噪声检验否重信息没提取出残差进行机性检测残差序列否白噪声果需重新设定模型生成残差序列做相关图图413残差相关模型拟合图图44
图44残差相关图
图45残差拟合图
图显示残差序列白噪声序列实际值拟合值基重合说明模型拟合效
444 模型预测
拟合效模型进行短期预测通Dynamic forecast表411
表411未老年抚养预测
年份
老年抚养
2014
1245313
2015
1260588
2016
1276125
2017
1291821
2018
1307724
2019
1323817
2020
1340111
5 相关建议结
51 结语
文通**省现数计量济模型**省口结构分布储蓄率进行剖析出结长期说间均衡发展说明存协整回结果显示老年抚养储蓄率关系较明显影响较呈正相关少抚养储蓄率关系太明显影响较呈负相关通老年抚养预测出老年抚养继续升趋势**省应作出缓解口老龄化措施
52 针口老龄化相关意见
521 政府方面
口老龄化短期势挡态势发展许步入老年群仅12子女样条件抚养问题仅仅子女问题政府急需关注基目前情况中国正发展居家服务网络社区建设社会化服务体系老年开展社会化服务目前已少区开始试点省加财政投入力度进行居家养老效力服务减轻养老家庭重担
521 家庭方面
五中全会公报提口衡发展坚持计划生育基国策完善口发展基策略全面实行夫妻生育两孩子政策积极采取应口老龄化措施现国家已放开二胎政策鼓励优生口发展中重意义调整战略应积极踊跃支持国家政策仅助济发展缓解口老龄化现状省产生深远影响
参考文献
[1] 梅秀花 中国口结构变化储蓄影响[D] 辽宁学 2011
[2] 杜芳芳口老龄化储蓄影响研究海工程技术学硕士学位文2013
[3] 丁思宁口老龄化国居民储蓄影晌研究东北财学2013
[4] 许清中国口年龄结构变化居民储蓄率影响19782012华南理工学 2014
[5] 高明李学清19952006年国口抚养时空分析[J]西安财学院学报2008
[6] 孙欢**省口老龄化济发展影响研究**农业学2014
[7] 孙敬水计量济学第二版北京清华学出版社2009
[8] 高鸿业西方济学北京中国民学出版社2011
[9] 杨菊华口转变老年贫困北京中国民学出版社2011
[10] **省统计网站httpwwwhetjgovcn
[11] **省济年鉴(19852015)httpnianjianxiazecominfohebeijingjinianjianhtml
致 谢
科生涯结束时帮助老师学表达衷感谢祝福
特感谢指导老师顾教授文开始前指导思路选题时提供方面意见写作程中遇问题总耐心教导利完成文写作
次感谢课老师帮助课堂私讲解知识具更知识积累文写作起帮助
感谢学3年予帮助支持
陪走学生生涯老师学朋友表示感谢谢谢家
附 录
附录1 DW检验表
α005
n
K2
dL
dU
15
108
136
16
110
137
17
113
138
18
116
139
19
118
140
20
120
141
21
122
142
22
124
143
23
126
144
24
127
145
25
129
145
26
130
146
27
132
147
28
133
148
29
134
148
30
135
149
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