中国家庭储蓄率反生命周期之谜
于淼 高宇宁 胡鞍钢
摘要：我国居民高水平的储蓄率和快速的人口老龄化进程都是当前重要的基本国情，因此我国人口年龄转变对储蓄率的影响是值得深入探讨的重要命题。通过运用中国家庭追踪调查数据进行分析，发现我国城镇地区户主年龄同家庭储蓄率表现出与现有文献中发达国家不同的反生命周期现象，即随着户主年龄增加，家庭储蓄率经历先下降后上升的过程，呈现“U型”曲线关系。回归结果表明，竞争性储蓄行为提高了我国城镇居民特别是老年城镇居民家庭的储蓄率。因此，竞争性储蓄理论可以有效地解释我国家庭储蓄率的反生命周期现象。有成年未婚男性成员的家庭，会增加家庭储蓄率，并且未婚男性成员年龄越大，家庭储蓄率越高。然而有成年未婚女性成员的家庭并未表现出这一现象。相反，当成年未婚女性成员年龄较小时，其家庭储蓄率反而下降。为未婚家庭成员购买婚房，是竞争性储蓄行为的关键目标。对于拥有两套或多套住房的家庭，并不会表现出竞争性储蓄行为;相反，对于只拥有一套房产或无房产的家庭则表现出了竞争性储蓄行为。房屋价格是影响竞争性储蓄行为的重要因素，房屋价格的升高会显著提高老年家庭的储蓄率。上述研究结论的政策含义：为缓解竞争性储蓄压力，促进总体消费水平提高，政府应当从购买住房这一竞争性储蓄的主要目标入手解决，一方面继续坚决打击囤积房源、恶意炒房等行为，另一方面采取加快多渠道住房供应、完善城镇住房保障体系等措施，抑制房价的过快上升。
关键词：年龄结构;生命周期假说;家庭储蓄率;竞争性储蓄
中图分类号F063.4;F061.3文献标识码A文章编号1002-2104（2021）03-0033-10DOI：10.12062/cpre.20201204
过去的近三十年里，我国居民的储蓄率经历了大幅增长，从1990年的15.0%增长到2019年的29.9%，当前已高居世界前列[1]。与此同时，我国人口经历了快速老龄化过程，65岁及以上老年人口占比从1990年的5.6%增长到2019年的12.6%。并且老龄化程度着进一步加深的趋势，根据联合国《世界人口展望》2019年版的预测，到2050年，我国老年人口将达到3.59亿人，占总人口的26.3%。人口老龄化已经成为我国当前和今后一个时期的重要基本国情。人口老龄化程度的日益加深，不仅表现在人口结构的改变上，而且已经成为影响社会经济发展的重要因素。快速发展的人口老龄化会如何影响居民的储蓄行为，无疑将是一个至关重要的问题。这一问题受到学界的广泛关注[2-3]，一直是人口学、经济学、社会学等各学科研究的重点[4-6]。
现有多数针对西方发达国家相关数据的研究表明，人口年龄结构和储蓄率呈现“驼峰形”的生命周期模式[7-8]。然而，部分针对我国的研究指出，与西方发达国家不同，我国居民年龄和储蓄率呈现“U型”曲线关系，即我国年轻家庭和老年家庭的储蓄率相对较高，户主年龄为48岁的中年家庭储蓄率最低[9-10]。这种与生命周期理论所不一致的现象，被称为中国居民储蓄率的“反生命周期之谜”[10]。针对这一现象，该研究旨在从竞争性储蓄这一新的视角对这一现象的成因进行解释，从而形成探讨针对人口年龄结构与家庭储蓄率关系的学理基础。深入研究我国人口年龄结构变动对家庭储蓄率的影响，有助于更好理解内需不足问题的成因，对于形成提升居民消费、促进社会经济发展的相关政策也具有重要意义。
1文献综述
生命周期假说探究了人口年龄结构与居民储蓄率之间的关系，该理论认为一个理性预期的个体，在遇到可预测的收入变化时，如退休所导致的收入变化，能够平滑消费的边际效用及消费本身[11-12]。代表性消费者将根据他所预期的一生平均消费，把各时期的消费安排在合理稳定的数量上，即年轻时储蓄，年老时依靠年轻时的储蓄消费[13]。因此，当社会中老年人比重上升时，居民总消费将趋于上升，一些经验研究的结果支持了生命周期理论[7-8]。在养老保险制度完善的前提下，人口老齡化促进了社会的整体消费水平，降低了储蓄率[14-18]。Modigliani和Cao[2]用1953—2000年的我国总体数据对生命周期理论进行了验证，认为该理论适用于解释我国居民储蓄率上升的情况。不过，随后一些学者的研究指出我国居民年龄和储蓄率呈现“U型”曲线关系，即随着年龄增加，储蓄率呈现先下降后上升的趋势，这同标准的生命周期理论存在矛盾[3，9，19-20]。与西方发达国家不同，相比较于劳动年龄人口，我国老年人口的整体消费水平更低[10，21]。一些研究关注了收入的不平等[22-23]，高房价[24-25]，预防性储蓄动机和流动性约束[9，26]，住房、教育和卫生方面的私人支出负担持续增加[3]，收入的生命周期性变化以及我国不完善的养老金制度改革[27]，老年人为了抵消计划生育政策带来孩子数量减少对其养老保障的影响[10]，老年人已不再工作，与工作相关的消费支出都会下降[28-31]等对老年人储蓄率（消费支出）的影响。虽然研究的视角是多种多样的，但直接系统性地分析我国居民储蓄率反生命周期现象的文章尚不多见。
竞争性储蓄理论可以被用来解释该现象。Wei和Zhang[32]首先提出了竞争性储蓄理论，其核心思想是，家庭增加储蓄率的动机是为了提高本家庭未婚成员在婚姻市场上的竞争优势。由于我国婚姻市场存在较严重的男多女少的性别比例失衡现象，这造成在婚姻市场中，过剩的未婚男性承受着更大的婚配角逐压力，因此有男性未婚成员的家庭要增加储蓄以提高其在婚姻市场的竞争力。不过，在考虑到男性推迟结婚时间后，性别比例失衡导致的竞争性储蓄压力将会弱化，进而减弱对储蓄率的影响[33]。苏华山等[34]则指出即便在没有婚姻市场性别比例失衡的情况下，竞争性储蓄动机对于有未婚男性和未婚女性成员的家庭均是适用的。其采用中国家庭追踪调查（ChinaFamilyPantlStudies，CFPS）面板数据，研究了家庭中未婚成员人数对家庭储蓄率的影响。研究表明16～30岁、31～40岁未婚男性和16～30岁未婚女性人数都对家庭储蓄率有正向影响。余丽甜和连洪泉[35]的研究验证了我国家庭存在为结婚而储蓄的现象，并指出相对于已婚家庭，“婚姻效应”显著提高了城市和农村儿子未婚家庭的储蓄率。竞争性储蓄理论正逐步成为一个重要的消费理论，对解释我国消费和储蓄行为发挥了重要作用。上述基于微观层面的关于竞争性储蓄理论的研究提供了良好的借鉴和启发。竞争性储蓄行为会推高家庭的储蓄率，在一个家庭中，主要是由父母承担为适婚年龄未婚子女提供婚姻市场上的竞争力支持。而这些父母的年龄通常处于准老年或老年阶段，因此竞争性储蓄行为会推高我国准老年人或老年人的储蓄率。
2数据和变量说明
2.1数据
在数据方面，使用2010年、2012年和2014年的CFPS数据，其对全国人口具有95%的代表性[36]，包含个人收入，以及家庭支出、资产、消费等丰富信息，适合于分析家庭储蓄率问题。因为农村地区养老保障制度不完善，农村老年人口普遍缺乏稳定的收入来源，所以只使用了城镇居民样本。在删除了缺失值以及家庭消费支出和房屋价值的极值后，最终样本有7726个观察值，其中2010年2950个观察值，2012年2686个观察值，2014年2090个观察值。
2.2变量介绍
被解释变量是家庭储蓄率，家庭储蓄率=log（家庭纯收入/家庭总消费支出），此定义不太容易受到极值的影响，并使误差项更可能满足正态性假设[32，37-38]。一个核心解释变量是户主年龄，即用户主的年龄来代表家庭的整体年龄状况[25，32]。其他的核心解释变量为家庭中是否有成年未婚成员的虚拟变量，一共有6类：家庭是否有18岁及以上、25岁及以上、30岁及以上的未婚男性成员或女性成员，有记为1，无则记为0。
参照前人研究[25，39-40]，还控制了以下变量：①家庭纯收入（元/a）（2010年可比价格）;②房屋价值（元），即现居住房子市场总价（2010年可比价格）;③家庭总人数（人）;④户主受教育年限（a），其中“文盲/半文盲”记为0年，“小学”记为6a，“初中”记为9a，“高中/中专/技校”记为12a，“大专”记为15a，“大学本科”记为16a，“硕士”记为19a，“博士”记为22a;⑤住房条件，取值范围为1～7，其中1代表最差，7代表最好。
表1为各变量的描述性统计。有18岁及以上、25岁及以上和30岁及以上未婚男性的家庭占总体家庭的比例分别为15.86%、6.07%和2.65%。有18岁及以上、25岁及以上和30岁及以上未婚女性的家庭占总体家庭的比例分别为10.78%、2.15%和0.49%。比较相同年龄段划分的情况，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别比例失衡。
3模型设定和实证分析
3.1模型设定
借鉴文献[25]的计量模型设定，研究家庭户主年龄、家庭成年未婚成员对家庭储蓄率的影响，具体如下：
SRipt=β0+β1lnageipt+β2[lnage]ipt2+β2singlekipt+
Xiptγ+μp+νt+εipt（1）
其中，SRipt代表家庭储蓄率，i代表第i个家庭，p代表第p省市，t代表第t年;lnageipt为家庭户主年龄的对数，singlekipt为家庭中是否有成年未婚成员的情况，包括6种（k=1，2…，6）情况：有18岁及以上、25岁及以上、30岁及以上的未婚男性成员，有18岁及以上、25岁及以上、30岁及以上的未婚女性成员。控制变量（Xipt）
包括：家庭纯收入的对数、房屋价值的对数、家庭总人数、户主受教育年限、住房条件。μp代表省份固定效应，νt表示年份固定效应，εipt是随机扰动项。
3.2实证分析
采用的实证分析策略是：先对全体样本进行混合面板回归分析，得到基础回归结果;之后，为了确保主要结果不受模型特性和变量测量误差的影响，运用分位数回归、分组回归、变量替换进行稳健性检验。
表2为基础回归的估计结果。（1）—（7）列中，户主年龄的系数均在1%水平上显著为负，其平方项的系数均在1%水平上显著为正。这表明户主年龄同家庭储蓄率呈现“U型”曲线关系，即随着户主年龄增加，家庭储蓄率经历先下降后上升的过程。这同Chamon和Prasad[3]的研究结果是一致的。18岁及以上未婚男性的系数为正，但并不显著。25岁及以上未婚男性的系数在5%水平上显著为正。30岁及以上未婚男性的系数在1%水平上显著为正。这表明分别用25岁及以上、30歲及以上作为年龄界限，家庭中有成年未婚男性成员，会提高家庭储蓄率。在婚姻市场，通常未婚男性的物质条件高低被视作更为关键的竞争力评价。因此有成年未婚男性成员的家庭会节制消费增加储蓄，以求改善家庭的物质条件，来提高未婚男性成员的婚配竞争力。比较表2（2）、（3）、（4）列的结果，可以看出随着成年未婚男性年龄的增大，家庭中是否有未婚男性成员变量前的系数绝对值不断增大，其显著性水平也从以25岁作为年龄界限后变得更高。这意味着家庭中成年未婚男性年龄越大，家庭为其竞争性储蓄的压力就越大，提高了家庭的储蓄率水平。
18岁及以上未婚女性前系数为负，且在1%水平上显著。表2（6）、（7）列，家庭中是否有成年未婚女性虚拟变量的系数为负，但都不显著。这表明有成年未婚女性成员的家庭并没有表现出竞争性储蓄行为。特别是在家庭中未婚女性年龄较小时，家庭不但不会为其进行竞争性储蓄，反而会提高家庭的消费水平。这是因为，在我国婚姻市场存在男多女少的性别比例严重失衡情况，造成婚姻市场挤压[41]。加上传统观念认为男方家庭有义务主要承担婚姻的物质生活保障[42]。这导致有成年未婚女性成员的家庭在竞争性储蓄方面的投入要弱化。对于成年未婚女性，一方面家庭可能为了提高其在婚姻市场的竞争力，减小消费以增强家庭的财富[43-44];另一方面，在未婚女性短缺的情况下，其具有选择对象的优先权[45]。由于城镇未婚女性存在供给方面的稀缺性，不但导致其在婚配市场上处于更有利的位置，而且加剧了有成年未婚男性成员家庭的竞争性储蓄。这让未婚女性预期未来婚配的男性家庭会带来更多的财富，反而可能会增加消费，降低储蓄率。
3.3稳健性检验
第一类稳健性检验是分位数回归，结果见表3。分位数回归可以比较竞争性储蓄在不同储蓄水平家庭间的异质性影响，有助于克服回归估计值易受到样本极端值影响的缺点。除个别端点值统计上不显著外，户主年龄均显著为负。户主年龄平方项则均显著为正。这表明对于不同储蓄水平家庭，户主年龄同家庭储蓄率均呈现“U型”曲线关系。在0.25分位数上，25岁及以上未婚男性和30岁及以上未婚男性的系数为正，但均不显著。在0.5和0.75分位数上，25岁及以上未婚男性和30岁及以上未婚男性的系数均在1%水平上显著为正，且随着分位数的提高而增大。这表明家庭有成年未婚男性成员，对于城镇低储蓄水平家庭的储蓄率没有影响，对于城镇中、高储蓄水平的家庭则显著增加了其储蓄率。在0.25、0.5和0.75分位数上，18岁及以上未婚女性的系数均显著为负，其绝对值随着分位数的增加而提高。这表明，对于低、中、高储蓄水平的家庭，家庭有18岁及以上未婚女性成员均显著降低了家庭的储蓄率，且随着家庭储蓄水平的增加该影响程度增强。
第二类稳健性检验是将样本按人均家庭收入水平分为高、中、低三组。同一年里，人均家庭收入最高的25%家庭为高收入组，最低的25%家庭为低收入组，其余为中等收入组。被解释变量为家庭储蓄率，采用混合面板回归分析，估计结果见表4。除了（2）列，户主年龄的系数均显著为负。在（1）—（6）列中，户主年龄平方项的系数均显著为正。表明无论对于高、中、低收入组，户主年龄同家庭储蓄率均呈现“U型”曲线关系。对于低收入组，30岁及以上未婚男性的系数在10%水平上显著为正，18岁及以上未婚女性系数在1%水平上显著为负。对于中等收入组，30岁及以上未婚男性的系数在1%水平上显著为正，18岁及以上未婚女性系数在1%水平上显著为负。对于高收入组，30岁及以上未婚男性的系数、18岁及以上未婚女性的系数均不显著。这表明，对于高收入组，并未表现出竞争性储蓄行为。而对于低、中等收入组家庭，有成年未婚男性成员的家庭表现出了竞争性储蓄行为，其储蓄率将上升;有成年未婚女性成员的家庭储蓄率将下降。
第三类稳健性检验是把被解释变量替换为家庭总消费支出，采用混合面板回归分析结果表明基础回归的结论仍具有稳健性：户主年龄同家庭总消费支出呈现倒“U型”曲线关系;家庭中有成年未婚男性成员，家庭总消费支出下降，且随着未婚男性成员年龄的增加，家庭总消费支出下降越多;有成年未婚女性成员的家庭并没有显著降低家庭总消费支出。
4竞争性储蓄的作用机制及异质性
购买婚房是竞争性储蓄的重要目标之一。由于住房投资在婚姻市场上很适合成为传递男方能力、社会地位的信号载体[46-47]。男方家庭所拥有的房屋价值可能是决定他同其竞争对手相比对于异性有多大吸引力的关键因素[48]。特别是在近些年房价快速攀升的情况下，成年未婚男性青年人如果能够拥有属于自己的住房，可极大地提高其在婚姻市场上的竞争力[32，48]。已有研究表明我国存在为买房而储蓄的现象[49]。家庭为了其成年未婚成员买房而增加储蓄的行为，在本质上属于竞争性储蓄。不过，当一个家庭拥有两套及以上房产时，可以将部分房产赠与未婚成员，或者卖掉部分房产来买新的房产，导致其为购买婚房而进行竞争性储蓄的动机被弱化。
将样本分为“一套或无房产”和“两套及以上房产”两组分别进行回归分析，估计结果见表5。对于“一套或无房产”样本组，25岁及以上未婚男性、30岁及以上未婚男性的系数分别在5%和1%水平上显著为正;18岁及以上未婚女性的系数在1%水平上显著为负。这说明对于拥有一套或无房产的家庭表现出竞争性储蓄行为。对于“两套及以上房产”样本组，有未婚家庭成员变量前的系数均不显著。这说明对于拥有两套及以上房产的家庭并不会表现出竞争性储蓄行为。
青年人的购房行为除依靠自身外，还依赖于父辈家庭的帮助，这导致父母不得不为子女买房而增加储蓄，即竞争性储蓄提高了老年家庭的储蓄率。其具体表现可能在于，房屋价格对家庭储蓄率的影响会随着户主年龄的不同而存在异质性。由于存在潜在购房需求，房屋价格升高会提高青年（30岁及以下）、准老年（51～60岁）和老年（61岁及以上）的储蓄率。而对于中青年（31～40岁）和中年（41～50岁），由于其子女年龄尚小，还不必开展旨在购买住房的竞争性储蓄，因此其家庭储蓄率受房屋价格升高的影响应当不明显。此外，依照前文分析，竞争性储蓄行为会由于家庭中成年未婚子女性别的不同而存在异质性。因此，房屋价格对储蓄率的影响也会随着家庭中成年未婚子女性别的不同而存在异质性。
参照陈斌开和杨汝岱[39]的研究，使用省级商品房平均销售价格（数据来自《中国统计年鉴》）来控制家庭面对住房价格变化的情况。将历年各省商品房平均销售价格同CFPS数据相匹配。依户主年龄分成5个年龄段：30岁及以下、31～40岁、41～50岁、51～60岁和61岁及以上年龄段。以41～50岁年龄段作为参照组，计量模型如下：
SRipt=β0+β1lnageipt+β2lnhppt+β3lnhppt×age1ipt+
β4lnhppt×age2ipt+β5lnhppt×age3ipt+β6lnhppt×
age4ipt+β7lnhppt×singlekipt+Xiptγ+νt+εipt（2）
其中，lnhppt为商品房平均销售价格;age1ipt为30岁及以下年龄段虚拟变量、age2ipt为31～40岁年龄段虚拟变量、age3ipt为51～60岁年龄段虚拟变量、age4ipt为61岁及以上年龄段虚拟变量;其余变量的含义如前文所述。需要指出的是，由于采用的是省份宏观房价匹配到微观个体家庭，因此在计量模型中不再控制省份虚拟变量。
在表6的（1）—（4）列，當年房价对数的系数均在1%水平上显著为负，这主要是因为房价上涨会使住房财富增值，财富增值使得居民永久收入增加，从而会增加居民的消费，降低家庭储蓄率。这支持了Wang和Wen[24]的理论分析，与前人的实证研究结果具有一致性[25，50]。
当年房价对数与年龄段虚拟变量交互项的回归结果：①当年房价对数和户主年龄为30岁及以下的家庭交互项系数均在5%水平上显著为正;②当年房价对数和户主年龄在31～40岁的家庭交互项系数均不显著;③当年房价对数和户主年龄在51～60岁的家庭交互项系数均在5%水平上显著为正;④当年房价对数和户主年龄在61岁及以上的家庭交互项系数均在10%水平上显著为正。这表明房屋价格对家庭储蓄率的影响会随着户主年龄的不同而存在异质性。对于青年、准老年和老年家庭，由于房价上涨产生的住房财富效应所降低家庭储蓄率的影响受到了弱化。这主要是由于青年家庭为了自身买房，准老年家庭和老年家庭为了子女购买住房的行为，分别提高了家庭储蓄率。青年人为了自己买房以及准老年人和老年人为了子女买房，核心目的都是为了提高青年人的物质条件，增强其在婚姻市场上的竞争力。竞争性储蓄行为对各年龄段人口储蓄率的影响程度存在差异。通过回归系数大小及显著性的对比可以发现，相比较于中年人口，竞争性储蓄行为对提高青年人口储蓄率作用最大，其次为老年人口，再次为准老年人口，但对中青年人口没有显著影响，这也解释了为什么年龄同储蓄率会呈现出“U型”曲线关系。
25岁及以上未婚男性成员的家庭和当年房价对数交互项的系数在5%水平上显著为正。30岁及以上未婚男性成员的家庭和当年房价对数交互项的系数在1%水平上显著为正。25岁及以上未婚女性成员的家庭和当年房价对数交互项、30岁及以上未婚女性成员的家庭和当年房价对数交互项的系数均为负，且都不显著。这表明对于有成年未婚男性成员的家庭，由于房价上涨导致的住房财富效应进而降低储蓄率的影响受到了弱化。也说明有成年未婚男性成员的家庭存在竞争性储蓄。相反，有成年未婚女性成员的家庭则并未表现出竞争性储蓄特征。
此外，还采用滞后一期的商品房平均销售价格对数进行变量替换的稳健性检验。回归结果表明竞争性储蓄行为提高了准老年人口和老年人口储蓄率的结论是稳健的。
5结论
以上分析结果表明竞争性储蓄理论可以有效地解释我国家庭储蓄率的反生命周期之谜。我国婚姻市场性别比例的失衡，导致了竞争性储蓄行为的出现，而近年来房屋价格快速攀升又大大加剧了竞争性储蓄，最终导致我国家庭储蓄率表现出反生命周期现象。与以往的研究相比，在以下五个方面进行了探索：①从竞争性储蓄的视角解释了我国居民储蓄率反生命周期的成因和机理。②利用CFPS数据，通过回归分析验证了我国城镇居民存在竞争性储蓄行为，并且该行为提高了城镇老年居民的储蓄率。③发现竞争性储蓄行为只发生在有成年未婚男性成员的家庭，而有成年未婚女性成员的家庭不但没有表现出该行为，相反还会降低家庭的储蓄率。④发现对于拥有两套或多套住房的家庭，并不会表现出竞争性储蓄行为。⑤房屋价格是影响竞争性储蓄行为的重要因素，房屋价格的升高会显著提高准老年和老年家庭的储蓄率。
需要指出的是，之所以基于2000年之前数据的研究得出我国家庭储蓄率符合生命周期特征这一结论，主要是由于当时我国的房价还没有开始快速上涨。因此并不是颠覆了其研究结论，而是对其进行了扩展，在没有激烈竞争性储蓄行为的情况下，我国居民储蓄率则会表现出生命周期特征。此外，分析只限于城镇居民，在将结论外推至我国农村居民时需要比较谨慎，未来我们会进一步分析农村居民的现实情况。
当前，我国出生在1963—1972年生育高峰时期（粗出生率维持在29.77‰以上）的人口正逐步进入老年阶段，其子辈也正处于适婚年龄人口阶段，并且存在着严重的性别比例失衡。竞争性储蓄导致对老年人口消费的抑制作用，会降低我国居民总体的消费水平。短期内，竞争性储蓄导致我国高储蓄率的情況还难以转变。相关的政策含义在于，为了弱化竞争性储蓄行为对我国居民消费的抑制作用，针对购买住房这一竞争性储蓄行为的关键目标，政府应当坚持“房住不炒”的定位。一方面坚决打击囤积房源、恶意炒房等行为;另一面采取加快多渠道住房供应，完善城镇住房保障体系等措施，抑制房价的过快上升。以此减弱竞争性储蓄的压力，来促进我国居民消费的增长。
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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
（责任编辑：李琪）
