婚姻推遲與儲(chǔ)蓄率上升
——一項(xiàng)基于婚姻儲(chǔ)蓄的解釋

江濤

（湖北經(jīng)濟(jì)學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與環(huán)境資源學(xué)院，武漢 430205）

婚姻推遲與儲(chǔ)蓄率上升
——一項(xiàng)基于婚姻儲(chǔ)蓄的解釋

江濤

（湖北經(jīng)濟(jì)學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與環(huán)境資源學(xué)院，武漢 430205）

未婚人口比例上升，意味著為結(jié)婚而儲(chǔ)蓄的家庭比例上升，從而提高家庭儲(chǔ)蓄率。通過分析與婚姻有關(guān)的變量與儲(chǔ)蓄率之間的關(guān)系，并使用1995—2013年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，用高校學(xué)生占所在省份人口比和城鎮(zhèn)化率作為未婚人口比例的工具變量，研究婚姻因素對家庭儲(chǔ)蓄率變動(dòng)的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)逐年上升的男女未婚人口比例對儲(chǔ)蓄率具有顯著正影響。這表明婚姻因素推動(dòng)了家庭儲(chǔ)蓄率的上升。

婚姻；未婚人口比例；家庭儲(chǔ)蓄率

一、引言

目前中國經(jīng)濟(jì)增長速度已經(jīng)從高速進(jìn)入中高速增長時(shí)期，同時(shí)出口與投資增長乏力，對未來中國經(jīng)濟(jì)增長的影響減弱。在此背景下需要進(jìn)一步發(fā)掘消費(fèi)方面的潛力。改革開放以來，我國平均儲(chǔ)蓄率不僅高于工業(yè)化國家同期水平，而且高于東亞傳統(tǒng)高儲(chǔ)蓄國家。從1993年到2013年，我國家庭儲(chǔ)蓄率從16.9%上升到29.6%，城鎮(zhèn)家庭儲(chǔ)蓄率從18.1%上升到33.1%，農(nóng)村家庭儲(chǔ)蓄率則從16.4%上升到25.5%。①這意味著我國消費(fèi)需求蘊(yùn)藏著巨大的增長空間。消費(fèi)的增長不僅能夠提升家庭生活質(zhì)量，更重要的是能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)長期穩(wěn)定增長。因此，分析和探討中國家庭儲(chǔ)蓄率逐年高漲的原因?qū)χ袊?jīng)濟(jì)長期穩(wěn)定增長和增長方式轉(zhuǎn)變具有重要的意義。

家庭為什么儲(chǔ)蓄呢？既有文獻(xiàn)從養(yǎng)老儲(chǔ)蓄[1]、預(yù)防性儲(chǔ)蓄[2]、遺贈(zèng)儲(chǔ)蓄、習(xí)慣儲(chǔ)蓄[3]和目標(biāo)性儲(chǔ)蓄[4]等視角，使用收入[5]、收入不平等[6]、社會(huì)保險(xiǎn)[7]、性別比[8]、人口年齡結(jié)構(gòu)[9～10]、出生率[11]和人口壽命[12]等因素，對我國高儲(chǔ)蓄率或儲(chǔ)蓄率不斷上升的現(xiàn)象進(jìn)行了廣泛而有益的探討和解釋，這為從人口角度理解我國儲(chǔ)蓄率逐年上升的現(xiàn)象提供了條件和基礎(chǔ)。文獻(xiàn)中關(guān)注了人口從出生、成長到死亡等各個(gè)階段對儲(chǔ)蓄率的影響。在這些階段中，婚姻的地位極其重要。

后續(xù)研究進(jìn)一步拓展和豐富了人口影響儲(chǔ)蓄率的文獻(xiàn)，他們發(fā)現(xiàn)婚姻對家庭儲(chǔ)蓄具有重大的影響。Wei和Zhang認(rèn)為，在性別比越高的地區(qū)，有兒子家庭將面臨更大的婚姻競爭，從而促使有兒子家庭為改善兒子在婚姻市場中的相對地位而進(jìn)行競爭性儲(chǔ)蓄，進(jìn)而提高家庭儲(chǔ)蓄率[8]。另外，婚姻還可以通過房價(jià)間接影響儲(chǔ)蓄率。如果能夠擁有一套自有住房，則有利于提高有兒子家庭在婚姻市場中的相對位置。Wei、Zhang和Liu認(rèn)為，一個(gè)地方性別比越高，其婚姻競爭越激烈，有兒子家庭對更大或更貴的房子需求則越高，進(jìn)而提高房價(jià)[13]。性別比越高的地區(qū)，房價(jià)也相應(yīng)越高。而住房價(jià)格上升將促使年輕家庭不得不提高儲(chǔ)蓄率來追趕高漲的房價(jià)[14]。這些文獻(xiàn)對本文從婚姻角度理解家庭儲(chǔ)蓄率變動(dòng)的原因具有啟發(fā)性作用。女性家庭不可避免地也在為結(jié)婚而儲(chǔ)蓄，而性別比變量難以涵蓋女性婚姻對儲(chǔ)蓄率的影響，因而本文需要進(jìn)一步估計(jì)男女婚姻對家庭儲(chǔ)蓄率的影響。鑒于此，本文使用男女未婚人口比例代表婚姻因素，考察它們對家庭儲(chǔ)蓄率變動(dòng)的影響。

本文工作可能與其他研究有兩點(diǎn)不同。1）大多文獻(xiàn)僅提到了“為結(jié)婚而儲(chǔ)蓄”的動(dòng)機(jī)，然而鮮有文獻(xiàn)估計(jì)男女婚姻對居民儲(chǔ)蓄率的影響。本文使用1995—2013年省級(jí)數(shù)據(jù)，估計(jì)婚姻對家庭儲(chǔ)蓄率的影響。2）從地區(qū)層面看，未婚因素對儲(chǔ)蓄率上升具有差異化的影響。本文剩余部分安排如下：第二部分是婚姻與家庭儲(chǔ)蓄率的描述性分析；第三部分是婚姻與儲(chǔ)蓄的邏輯分析、事實(shí)依據(jù)和假說；第四部分是未婚人口比例對儲(chǔ)蓄率的影響；第五部分是工具變量回歸檢驗(yàn)；第六部分是結(jié)語。

二、婚姻與家庭儲(chǔ)蓄率的描述性分析

與家庭儲(chǔ)蓄率逐年上升趨勢一致的現(xiàn)象是我國未婚人口比例和平均初婚婚齡也呈逐年上升的趨勢。在全國層面，20～29歲未婚人口比例從1993年的0.356上升到2013年的0.53（其與儲(chǔ)蓄率相關(guān)系數(shù)為0.82）②。

從地區(qū)層面看，從1995年到2013年，西部儲(chǔ)蓄率上升幅度最大 （接近14%），中部次之 （將近13%），東部最低（盡管東部儲(chǔ)蓄率最高）③。與全國層面的觀察一致，中西部地區(qū)各省儲(chǔ)蓄率與男女未婚人口比例正相關(guān)。從城鄉(xiāng)層面看，我國城鎮(zhèn)平均初婚年齡從1993年的23.55歲上升到25.28歲，而農(nóng)村平均初婚年齡則從22.73歲上升到23.73歲。農(nóng)村地區(qū)儲(chǔ)蓄率與平均初婚年齡仍為正相關(guān)關(guān)系④，見圖1。另一個(gè)值得關(guān)注的現(xiàn)象是城鄉(xiāng)儲(chǔ)蓄率差距的變化：20世紀(jì)90年代以來城鎮(zhèn)儲(chǔ)蓄率的逐年攀升和農(nóng)村儲(chǔ)蓄率相對緩慢的上升迅速縮小了城鄉(xiāng)儲(chǔ)蓄率差距。那么，城鎮(zhèn)儲(chǔ)蓄率相對農(nóng)村儲(chǔ)蓄率的快速上升是否與城鄉(xiāng)平均初婚年齡差距的變化一致呢？圖2顯示，在1990—2010年期間，城鄉(xiāng)平均儲(chǔ)蓄率之差與城鄉(xiāng)初婚年齡之差高度正相關(guān)。

圖1 農(nóng)村平均初婚年齡與儲(chǔ)蓄率

圖2 1999-2010年城鄉(xiāng)平均初婚年齡差距與儲(chǔ)蓄率差距

三、婚姻與儲(chǔ)蓄：邏輯分析、事實(shí)依據(jù)與假說

（一）未婚與儲(chǔ)蓄

未婚人口比例和平均初婚年齡的上升意味著未婚人口為擺脫未婚狀態(tài)所面臨的壓力和競爭程度在上升。提高儲(chǔ)蓄率是未婚人口家庭應(yīng)對未婚狀態(tài)的一種方式。逐年攀升的未婚人口比例說明地區(qū)“為結(jié)婚而儲(chǔ)蓄”的男女未婚人口數(shù)量（儲(chǔ)蓄主體）相對上升，這有助于提高儲(chǔ)蓄水平。社會(huì)平均初婚年齡的上升意味著他（她）們進(jìn)入婚姻的進(jìn)程被拉長，從而為婚姻而儲(chǔ)蓄的時(shí)間不得不延長——長存，進(jìn)而提高儲(chǔ)蓄率。進(jìn)一步看，未婚人口比例的上升和平均初婚年齡的提高導(dǎo)致家庭面臨的婚姻壓力和婚姻競爭⑤日益增加，這可能促使他（她）們提高儲(chǔ)蓄強(qiáng)度——多存。家庭儲(chǔ)蓄強(qiáng)度隨著結(jié)婚年份的臨近而提高。由于未婚人口比例越來越高和平均初婚年齡上升，為使孩子盡快脫離未婚狀態(tài)，家庭需要為孩子婚姻準(zhǔn)備的儲(chǔ)蓄數(shù)量也“水漲船高”。但是家庭年收入遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于婚姻支出，因而為結(jié)婚而儲(chǔ)蓄的動(dòng)機(jī)和行為可能在多年前就已經(jīng)形成，這將導(dǎo)致家庭在孩子年齡較小時(shí)進(jìn)行婚姻儲(chǔ)蓄——早存。源自未婚人口比例上升和平均初婚年齡上升的這些效應(yīng)共同促使家庭儲(chǔ)蓄率上升。因此，未婚人口比例和平均初婚年齡的上升可能通過婚姻儲(chǔ)蓄主體增加和“長存”、“多存”及“早存”等途徑推動(dòng)居民儲(chǔ)蓄率上升。

（二）結(jié)婚與儲(chǔ)蓄

隨著婚嫁費(fèi)用的不斷上升，家庭婚姻支出不斷提高。巨大的婚嫁費(fèi)用需要家庭在更長時(shí)期內(nèi)為結(jié)婚而儲(chǔ)蓄。那么，在家庭內(nèi)部，究竟是父母還是孩子在進(jìn)行婚姻儲(chǔ)蓄？婚姻是兩個(gè)家庭的聯(lián)合，究竟是男方家庭還是女方家庭對儲(chǔ)蓄率影響更大？結(jié)婚后，家庭儲(chǔ)蓄率怎么變化？

從家庭儲(chǔ)蓄主體看，婚姻儲(chǔ)蓄的主體應(yīng)該是父母，而非孩子——結(jié)婚者本人。根據(jù)第六次人口普查數(shù)據(jù)和生活觀察，我們假設(shè)平均初婚年齡為23歲左右，婚姻支出為30～50萬元，孩子20歲參加工作，年收入5萬。為結(jié)婚而需要準(zhǔn)備的時(shí)間為6～10年。以上假定可以推斷兩方面信息，一是婚姻儲(chǔ)蓄主體是父母，孩子難以在短期內(nèi)進(jìn)行和完成高水平的儲(chǔ)蓄；二是婚姻儲(chǔ)蓄的動(dòng)機(jī)和行為可能在家庭預(yù)期孩子結(jié)婚時(shí)間的6～10年前就已經(jīng)存在。

第二個(gè)問題是婚姻涉及兩個(gè)家庭，男女雙方均在為結(jié)婚而儲(chǔ)蓄，究竟是哪一方對儲(chǔ)蓄率變動(dòng)的影響更大呢？Wei和Zhang顯示男女雙方家庭平均儲(chǔ)蓄率在婚前兩年迅速上升。其中，新郎家庭平均儲(chǔ)蓄率在婚前迅速上升，超過50%；新娘家庭儲(chǔ)蓄率快速上升，為35%左右[8]。而婚后新郎新娘家庭平均儲(chǔ)蓄率均迅速下降。

第三個(gè)問題是家庭婚后平均儲(chǔ)蓄率怎么變化呢？這可以從全國層面構(gòu)建家庭在結(jié)婚后的儲(chǔ)蓄率變動(dòng)圖。第六次人口普查數(shù)據(jù)記錄了全國層面城市、鎮(zhèn)和鄉(xiāng)村的初婚人口年齡及其男女人數(shù)的信息（本文選擇計(jì)算初婚男女性別比），從而獲得初婚（可以理解為結(jié)婚后）數(shù)據(jù)。然后根據(jù)GDP支出法（城鄉(xiāng)居民消費(fèi)支出）計(jì)算城鄉(xiāng)儲(chǔ)蓄率數(shù)據(jù)，并將之與19～29歲初婚人口性別比數(shù)據(jù)作散點(diǎn)圖。由圖3可知，城鎮(zhèn)平均儲(chǔ)蓄率隨著19～29歲初婚人口性別比的上升而下降。農(nóng)村儲(chǔ)蓄率也呈相應(yīng)變化。隨著越來越多的男性結(jié)婚，家庭儲(chǔ)蓄率不斷下降。雖然男女雙方都在為結(jié)婚而儲(chǔ)蓄，但是男性婚姻對儲(chǔ)蓄率的影響高于女性婚姻。

圖3 城鎮(zhèn)儲(chǔ)蓄率與19～29歲初婚人口性別比

根據(jù)以上分析，婚姻因素很可能是導(dǎo)致儲(chǔ)蓄率逐年上升現(xiàn)象的重要影響因素之一。本文推測：儲(chǔ)蓄率隨著未婚人口比例的增加而上升。進(jìn)一步看，1）在全國層面，各省儲(chǔ)蓄率隨著未婚人口比例上升而上升。2）從地區(qū)層面看，由于中西部省份是人口凈流出省份，其婚姻競爭更為激烈，其儲(chǔ)蓄率隨著未婚人口比例的上升而上升,而東部省份是人口凈流入省份，其婚姻競爭的激烈程度遠(yuǎn)低于中西部,因此，在東部省份，婚姻對儲(chǔ)蓄率的影響可能弱于全國層面和中西部層面。

四、未婚人口比例對地區(qū)儲(chǔ)蓄率的影響

（一）模型設(shè)定和變量選擇

本文計(jì)量模型遵循Wei和Zhang[8]、汪偉[4]等線性模型的基本形式，通過引入其他控制變量如人口結(jié)構(gòu)因素、婚姻因素等等，分析和估計(jì)未婚人口比例對家庭儲(chǔ)蓄率的影響。本文計(jì)量模型設(shè)定為：

其中，Savings_ratei，t代表第i個(gè)省第t年的居民儲(chǔ)蓄率，Xi，t代表文中一系列第i省第t年的控制變量，unmarriaged_proportioni，t是第i省第t年的未婚人口比例，μi表示固定效應(yīng)（在第五部分中，μi則被替換為“ηi+λt”，ηi和λt分別表示地區(qū)效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)），εi，t表示擾動(dòng)項(xiàng)。

（二）面板數(shù)據(jù)回歸模型結(jié)果分析

由于各省存在觀測不到的固定因素可能影響儲(chǔ)蓄率，本文使用面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)未婚因素對儲(chǔ)蓄率的影響，估計(jì)結(jié)果見表1。豪斯曼檢驗(yàn)支持固定效應(yīng)模型。江濤表明城鄉(xiāng)人均收入差距影響女性未婚人口比例[16]，而城鄉(xiāng)人均收入差距又影響儲(chǔ)蓄率，因而控制城鄉(xiāng)人均收入差距。性別比上升推動(dòng)儲(chǔ)蓄率逐年上升，同時(shí)性別比上升影響男性未婚人口比例[17]，因而本文也控制了未婚性別比變量對儲(chǔ)蓄率的影響，但由于不顯著，結(jié)果未報(bào)告。由于出生率高低可以影響家庭儲(chǔ)蓄率的高低，而未婚人口比例又可能影響出生率，因此本文控制出生率變量。在控制15～64歲人口比例、人均收入增長率、撫養(yǎng)比、城鄉(xiāng)人均收入差距和平均房價(jià)（對數(shù)）等變量的條件下，回歸結(jié)果顯示未婚人口比例對儲(chǔ)蓄率的影響方向顯著為正。

由于人口從中西部地區(qū)向東部地區(qū)單向流動(dòng)，東部地區(qū)作為人口流入地區(qū)，其婚姻競爭程度弱于中西部地區(qū)。因此，本文將在全國、東部地區(qū)和中西部地區(qū)三個(gè)層次上進(jìn)行回歸分析。在全國層面，回歸結(jié)果顯示未婚人口比例對儲(chǔ)蓄率具有顯著為正的影響。進(jìn)一步看，分地區(qū)的回歸結(jié)果仍然顯示未婚人口比例對儲(chǔ)蓄率具有顯著為正的影響。

同時(shí)發(fā)現(xiàn)，撫養(yǎng)比、15～64歲年齡人口比例和城鄉(xiāng)人均收入差距分別對儲(chǔ)蓄率具有顯著為負(fù)的影響。房價(jià)對儲(chǔ)蓄率的影響在全國和中西部層面穩(wěn)定顯著為正。出生率對儲(chǔ)蓄率的影響不顯著。參加社會(huì)保障人口比變量在全國和地區(qū)層面基本沒有通過顯著性檢驗(yàn)。

表1 地區(qū)儲(chǔ)蓄率對未婚人口比例的省級(jí)面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

五、工具變量再估計(jì)

（一）內(nèi)生性分析和工具變量有效性分析

未婚人口比例上升可以通過延長和提前儲(chǔ)蓄時(shí)間、提高儲(chǔ)蓄個(gè)體數(shù)量來提高家庭儲(chǔ)蓄率。各個(gè)家庭在提高儲(chǔ)蓄率的同時(shí)也相應(yīng)提高了家庭進(jìn)入婚姻所需要的平均儲(chǔ)蓄水平。在更高的儲(chǔ)蓄水平下，將有更多的人口難以進(jìn)入婚姻，因而促使未婚人口比例上升。當(dāng)然，還可能存在遺漏變量導(dǎo)致的估計(jì)偏誤。地區(qū)女性經(jīng)濟(jì)獨(dú)立性提高和儲(chǔ)蓄率上升可能是一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的結(jié)果。另外，一個(gè)地區(qū)未婚人口比例上升和儲(chǔ)蓄率上升也可能是人均壽命上升的結(jié)果，故需要故引入死亡率變量。因此，本文通過控制一組人口結(jié)構(gòu)變量來控制這些問題。對于遺漏變量問題，本文盡量控制一組人口結(jié)構(gòu)變量和經(jīng)濟(jì)發(fā)展變量，但在理論上仍然可能存在未被觀察到的遺漏變量。鑒于未婚人口比例與儲(chǔ)蓄率的相互影響以及遺漏變量問題，本文通過尋找工具變量緩解內(nèi)生性估計(jì)偏誤。

根據(jù)表2第一階段回歸結(jié)果，由于回歸（1）、（2）和（5）的F值小于10而其余回歸F值均大于10，因而進(jìn)一步計(jì)算Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計(jì)量，發(fā)現(xiàn)其相應(yīng)統(tǒng)計(jì)量大于15%的臨界值，這表明回歸不存在弱工具變量問題⑥。隨后進(jìn)行工具變量過度識(shí)別的Sargan檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)過度識(shí)別檢驗(yàn)值的伴隨概率均大于0.1。這表明工具變量能夠通過有效性檢驗(yàn)⑦。

表2 未婚人口比例與儲(chǔ)蓄率：二階段最小二乘回歸第一階段回歸結(jié)果

（二）工具變量選擇

對PM2.5進(jìn)行組分分析，如圖3所示。結(jié)果表明，本站點(diǎn)環(huán)境PM2.5中，水溶性離子所占比重最大，且NO3->SO42->NH4+> Cl- > K+ > Na+ >Ca2+ > Mg2+，其中二次無機(jī)離子SNA共占總離子濃度的81.5%，這表明了大氣二次污染較為嚴(yán)重。

工具變量的基本思想是尋找一個(gè)僅通過內(nèi)生變量（未婚人口比例）進(jìn)而影響被解釋變量（儲(chǔ)蓄率）的外生變量。本文以在校高等學(xué)生占總?cè)丝诒群统擎?zhèn)化率作為工具變量。無論是在校高等學(xué)生人數(shù)占比還是城鎮(zhèn)化率，都代表著人口流動(dòng)，這很可能通過影響流入地和流出地的婚姻圈，進(jìn)而影響男女搜尋和匹配的概率和速率，從而推遲結(jié)婚年齡，最終影響男女未婚人口比例。這也獲得了相關(guān)研究的支持，如曾迪洋發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力遷移會(huì)對初婚年齡產(chǎn)生推遲效應(yīng)[18]。許琪表明婚前流動(dòng)顯著推遲了農(nóng)村男女的初婚年齡,而且這種推遲效應(yīng)對男性農(nóng)民工表現(xiàn)得更加明顯[19]。一個(gè)基于實(shí)際情況的分析是，中西部地區(qū)作為人口流出地，其未婚人口比例或者男性未婚人口比例將上升。此分析結(jié)果也與經(jīng)驗(yàn)觀察一致——中西部特別是山區(qū)經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)，終生未婚的“剩男”日益增多。而在東部地區(qū)，城鎮(zhèn)化率上升很可能使東部未婚人口比例下降，這是因?yàn)槠渌貐^(qū)女性人口的流入增加了東部地區(qū)女性供給，一個(gè)可以從側(cè)面提供支持的現(xiàn)象是東部地區(qū)大齡單身女性日益增多，婚姻競爭的激烈程度遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于中西部地區(qū)，故人口流動(dòng)對兩地區(qū)未婚人口比例的影響方向可能存在差異。接下來的實(shí)證分析佐證了這個(gè)判斷。在二階段回歸的第一階段回歸中，我們發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化率變量對未婚人口比例的影響具有地區(qū)差異，即在東部地區(qū)該影響顯著為負(fù)，而在中西部地區(qū)顯著為正。在校高等學(xué)生來源于全國各地，其所在家庭并不一定在高校所在省份，因而高等教育學(xué)生家庭的消費(fèi)儲(chǔ)蓄行為與高校所在省份的儲(chǔ)蓄率沒有直接聯(lián)系。但高等學(xué)生在校人數(shù)占當(dāng)?shù)厝丝诒瓤赡芡ㄟ^未被觀察到的因素影響儲(chǔ)蓄率。一個(gè)普遍性的認(rèn)識(shí)是房價(jià)上升提高了家庭儲(chǔ)蓄率，而這也獲得了經(jīng)驗(yàn)支持。如果在校高等學(xué)生數(shù)量上升促使房價(jià)上升，那么高等學(xué)校學(xué)生占比很可能通過房價(jià)影響家庭儲(chǔ)蓄率。張傳勇和劉學(xué)良研究表明，高校擴(kuò)招政策推動(dòng)了城市房價(jià)的上漲。[14]城市房價(jià)上升促使年輕家庭為了追趕房價(jià)不得不提高儲(chǔ)蓄率。鑒于此，本文在回歸中控制了商品住房平均價(jià)格，盡可能避免在校高等學(xué)生占比通過其他途徑影響儲(chǔ)蓄率。需要說明的是，由于在校高等學(xué)生人數(shù)占比構(gòu)成城鎮(zhèn)化率的一部分，鑒于共線性考慮，本文將同時(shí)報(bào)告以城鎮(zhèn)化率、城鎮(zhèn)化率與在校高等學(xué)生占當(dāng)?shù)厝丝诒确謩e作為未婚人口比例的工具變量回歸結(jié)果。

對于城鎮(zhèn)化變量作為工具變量，我們關(guān)鍵看城鎮(zhèn)化變量除了通過未婚人口比例影響儲(chǔ)蓄率的途徑外，是否仍存在其他未觀察到的途徑影響儲(chǔ)蓄率。從城鎮(zhèn)流動(dòng)人口的構(gòu)成看，可以分為省內(nèi)流動(dòng)和省際流動(dòng)。其中省內(nèi)流動(dòng)人口將收入寄回流出地所在家庭，這是本省平均儲(chǔ)蓄率的一部分。嚴(yán)超和常志霄表明對于省際勞動(dòng)力流動(dòng)，其打工收入是寄回流出地所在家庭[20]。這并不構(gòu)成流入地省份平均儲(chǔ)蓄率的一部分。另外，還存在城鎮(zhèn)化影響儲(chǔ)蓄率的兩條途徑：第一，城鎮(zhèn)化通過改善勞動(dòng)力的配置效率，促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展，從而提高當(dāng)?shù)丶彝ナ杖?，進(jìn)而提高當(dāng)?shù)貎?chǔ)蓄率；第二，城鎮(zhèn)化通過促使房地產(chǎn)價(jià)格上升，進(jìn)而提高家庭儲(chǔ)蓄率。鑒于這種考慮，我們在模型中控制了人均GDP增長率和商品房平均價(jià)格，這在較大程度上可以避免城鎮(zhèn)化率通過沒有觀察到的因素影響儲(chǔ)蓄率。

本文在表2中報(bào)告二階段最小二乘回歸中的第一階段結(jié)果。從表2第一列中可以看出，以城鎮(zhèn)化變量單獨(dú)作為未婚人口比例的工具變量，基于全國層面的回歸，城鎮(zhèn)化的系數(shù)顯著為正。且分地區(qū)的回歸均通過5%的顯著性檢驗(yàn)——城鎮(zhèn)化變量在東部地區(qū)顯著降低未婚人口比例，而在中西部地區(qū)則顯著提高未婚人口比例。這可能是因?yàn)槿丝趶闹形鞑肯驏|部單向流動(dòng)，對不同地區(qū)未婚人口比例存在相反方向的影響造成的。隨后，以城鎮(zhèn)化率和在校高等學(xué)生占比作為未婚人口比例的工具變量。在全國層面，城鎮(zhèn)化變量系數(shù)顯著為正。但在區(qū)分東部樣本和中西部樣本的回歸中，東部地區(qū)城鎮(zhèn)化率不顯著，在校高等學(xué)生占比卻顯著。出現(xiàn)這種情況的原因可能是東部地區(qū)是高校的聚集地區(qū)，因此較高的學(xué)生占比反映高素質(zhì)人口的流動(dòng)比例上升，東部地區(qū)對全國各地高校學(xué)生有較大的吸引力，他（她）們留在東部地區(qū)工作生活的可能性較高。因此，在東部地區(qū)，高校學(xué)生可能會(huì)較大程度沖擊高校所在地的婚姻圈，進(jìn)而影響高校所在地人口的婚姻進(jìn)程。而對于一般的流動(dòng)勞動(dòng)力人口，由于東部地區(qū)落戶門檻對于他們來講很高，因此他們對當(dāng)?shù)鼗橐鋈Φ挠绊懣赡苡邢?。而在中西部地區(qū)，在校高等學(xué)生占比和城鎮(zhèn)化率變量均顯著。中西部地區(qū)是人口的流出地，無論是高學(xué)歷人口還是一般勞動(dòng)力人口，其流出均會(huì)對當(dāng)?shù)鼗橐霎a(chǎn)生影響，因此它們對中西部地區(qū)的未婚人口比例均產(chǎn)生顯著為正的影響。

（三）工具變量回歸結(jié)果分析

在表3中報(bào)告了二階段最小二乘回歸的第二階段結(jié)果。首先，本文以未婚人口比例為內(nèi)生變量、城鎮(zhèn)人口比例為工具變量進(jìn)行回歸，在控制一組人口結(jié)構(gòu)變量及其他影響儲(chǔ)蓄率變量的條件下，發(fā)現(xiàn)未婚人口比例對家庭儲(chǔ)蓄率具有顯著的推動(dòng)作用。進(jìn)一步將全國分為東部樣本和中西部樣本，第二列和第三列回歸結(jié)果顯示，在東部地區(qū)，未婚人口比例的影響顯著為負(fù)。這也許是因?yàn)闁|部地區(qū)婚姻競爭程度相對低于中西部地區(qū)。但在中西部地區(qū)，未婚人口比例的上升顯著提高了儲(chǔ)蓄率。這可能是因?yàn)槿丝趶闹形鞑康貐^(qū)向東部地區(qū)單向流動(dòng)，造成中西部地區(qū)女性流出，而東部地區(qū)作為流入地，婚姻競爭程度低于中西部地區(qū)。

隨后，以城鎮(zhèn)化率和在校高等學(xué)生占比作為未婚人口比例的工具變量進(jìn)行回歸。我們發(fā)現(xiàn)在全國和中西部層面，城鎮(zhèn)化率對未婚人口比例具有顯著為正的影響，在東部地區(qū)系數(shù)為負(fù)但不顯著。在全國和中西部地區(qū)，未婚人口比例對儲(chǔ)蓄率具有顯著為正的影響，但在東部地區(qū)并不顯著。鑒于存在城鎮(zhèn)化率和在校高等學(xué)生占比可能通過提高地區(qū)GDP和平均房價(jià)來推動(dòng)儲(chǔ)蓄率上升的途徑，本文在全國、東部和中西部層面，控制了平均房價(jià)（對數(shù)）和人均GDP增長率變量，但回歸仍然表明未婚人口比例對儲(chǔ)蓄率具有顯著為正的影響。這意味著在全國和中西部地區(qū)，隨著未婚人口比例的上升，地區(qū)儲(chǔ)蓄率也將隨之上升。此外，在中西部地區(qū)，死亡率的系數(shù)顯著為負(fù)。這意味著地區(qū)儲(chǔ)蓄率隨著死亡率的下降而上升。

六、結(jié)語

20世紀(jì)90年代中期以來，我國家庭儲(chǔ)蓄率逐年上升。從城鄉(xiāng)看，我國城鎮(zhèn)儲(chǔ)蓄率迅速上升，城鄉(xiāng)儲(chǔ)蓄率差距迅速縮小。從地區(qū)來看，東部地區(qū)儲(chǔ)蓄率最高，西部儲(chǔ)蓄率上升最快，中部次之。在中國經(jīng)濟(jì)增速處于“換擋期”與經(jīng)濟(jì)長期增長更加需要依靠內(nèi)需的背景下，研究中國儲(chǔ)蓄率逐年上升的現(xiàn)象，顯得更加具有現(xiàn)實(shí)意義。本文發(fā)現(xiàn)婚姻因素促使儲(chǔ)蓄率迅速上升，并且在不同地區(qū)表現(xiàn)不同的變動(dòng)速度。

我國婚姻呈現(xiàn)出新特征——平均初婚年齡和未婚人口比例逐年上升，這與我國家庭儲(chǔ)蓄率逐年上升的變動(dòng)趨勢基本一致。在統(tǒng)計(jì)上，城鄉(xiāng)初婚年齡的差距與城鄉(xiāng)人均儲(chǔ)蓄率差距高度正相關(guān)，農(nóng)村平均婚齡與農(nóng)村平均儲(chǔ)蓄率高度正相關(guān)。而且隨著男性結(jié)婚人數(shù)（相對女性）的上升，家庭儲(chǔ)蓄率呈下降趨勢。

婚姻是人一生中最重要的事情之一。家庭“為結(jié)婚而儲(chǔ)蓄”是一個(gè)普遍存在的儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)。未婚人口比例上升，一方面表明未婚人群范圍正在擴(kuò)大，儲(chǔ)蓄個(gè)體數(shù)量不斷增長；另一方面表明家庭儲(chǔ)蓄時(shí)間繼續(xù)延遲。隨著男女婚姻不斷推遲，未婚家庭面臨結(jié)婚的壓力也在上升，進(jìn)而提高家庭儲(chǔ)蓄率。在全國層面，男女未婚人口比例對儲(chǔ)蓄率具有顯著為正的影響。在東部地區(qū)，可能是由于人口向東部的單向流入，此影響為負(fù)，但不穩(wěn)定。而在中西部地區(qū)，由于是人口流出地，其婚姻競爭程度遠(yuǎn)高于東部地區(qū)，也高于全國平均水平。在中西部地區(qū)，15歲及以上未婚人口比例對儲(chǔ)蓄率具有穩(wěn)定的、顯著為正的影響。這表明婚姻因素是推動(dòng)家庭儲(chǔ)蓄率上升的重要影響因素之一。

表3 二階段最小二乘回歸第二階段回歸結(jié)果

注 釋：

① 如無特殊說明，本文數(shù)據(jù)均由歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》測算而得。

② 本文（某年齡組）未婚人口比例等于（某年齡組）未婚人口除以（某年齡組）總?cè)丝凇Ｆ渲形椿槿丝谑侵肝唇Y(jié)婚的人口，并非單身人口（比如離異、喪偶人口并未統(tǒng)計(jì)在內(nèi)）。

③ 由于地區(qū)分年齡組的未婚人口比例數(shù)據(jù)難以獲得，我們不得不計(jì)算東部和中西部地區(qū)的15歲及15歲以上未婚人口比例，因此地區(qū)之間未婚人口比例的變化將變小，盡管如此，我們?nèi)钥砂l(fā)現(xiàn)在中西部儲(chǔ)蓄率與未婚人口比例正相關(guān)。東中西部儲(chǔ)蓄率是東部、中部和西部各省儲(chǔ)蓄率的算術(shù)平均值。

④ 城鎮(zhèn)儲(chǔ)蓄率與城鎮(zhèn)平均初婚年齡也呈一定的正相關(guān)性，但沒有農(nóng)村明顯。其原因可能是城鄉(xiāng)婚姻是對城鎮(zhèn)地區(qū)男性單向開放的。

⑤ 本文中的“婚姻競爭”意指未婚人口為擺脫未婚狀態(tài)的競爭。

⑥ Cragg-Donald Wald F statistic在回歸（1）中是9.719，大于8.96（15%）；在回歸（2）中是9.927，大于8.96（15%）；在回歸（5）中是 9.742，小于 11.59（15%）。因而，回歸（1）～（4）和回歸（6）不存在弱工具變量問題。

⑦ 在表2回歸（1）～（3）中，由于工具變量僅有一個(gè)，因而無法進(jìn)行過度識(shí)別檢驗(yàn)。在回歸（4）～（6）中，衡量工具變量過度識(shí)別的Sargan檢驗(yàn)值，過度識(shí)別檢驗(yàn)值的伴隨概率分別為0.12、0.11和0.101。

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（責(zé)任編輯：彭晶晶）

Delay in Marriage and Rising Saving Rates——An Explanation for the Rising from a Perspective of the Delay

JIANG Tao
(School of Economic and Environmental Resources,Hubei University of Economics,Wuhan 430205,China)

The rising of proportion of unmarried population who need save for marriage,which increases the saving rates.The paper analyzes the relationship between the variables related to marriage and the rates.Using the provincial panel data during 1995-2013 in China,with the ratio of the number of college students in the local population and urbanization rate as instrumental variable for the proportion,the paper explores the impact of marriage on the rates,which shows that the rising proportion has a significant effect on the rates,which also means that the factor of marriage promotes the rates.

marriage；proportion of unmarried population；saving rates of household

F063.4

A

1672-626X（2017）03-0052-08

2017-02-17

江濤（1982- ），男，湖北鄂州人，湖北經(jīng)濟(jì)學(xué)院講師，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，主要從事人口與經(jīng)濟(jì)問題研究。

10.3969/j.issn.1672-626x.2017.03.007