陳艷艷

摘要：使用CGSS和CFPS微觀數(shù)據(jù)，在測(cè)算我國(guó)居民各階層持久收入的基礎(chǔ)上，考察居民持久收入水平與儲(chǔ)蓄率的關(guān)系，運(yùn)用中位數(shù)回歸得出計(jì)量結(jié)果。研究發(fā)現(xiàn)：（1）與持久收入.生命周期假說的預(yù)言不同，當(dāng)居民的持久收入上升時(shí)，平均儲(chǔ)蓄傾向和邊際儲(chǔ)蓄傾向均呈上升趨勢(shì)，即富人的儲(chǔ)蓄率高于窮人；（2）居民持久收入水平與儲(chǔ)蓄率之間不存在“馬鞍形”關(guān)系，與邊際消費(fèi)傾向之間也不存在倒U關(guān)系。上述結(jié)論意味著，中國(guó)居民持久收入不平等對(duì)居民儲(chǔ)蓄率具有負(fù)面影響，通過改善低收入者的人力資本和社會(huì)保障狀況以提高其持久收入，其擴(kuò)大居民消費(fèi)的效果優(yōu)于刺激中高收入者的政策。

關(guān)鍵詞：持久收入 儲(chǔ)蓄率 邊際消費(fèi)傾向 收入分配

一、引言

持久收入一生命周期假說認(rèn)為，消費(fèi)（或儲(chǔ)蓄）只與消費(fèi)者的年齡、壽命、利率、時(shí)間偏好率、消費(fèi)的邊際效用彈性有關(guān)，與收入水平無關(guān)（Friedman，1957）。然而，Dynan，Skinner和Zeldes（2004）發(fā)現(xiàn)，美國(guó)人的儲(chǔ)蓄率不僅與現(xiàn)期收入正相關(guān)，而且與持久收入正相關(guān)，“富人儲(chǔ)蓄得更多”。為解釋該結(jié)論，F(xiàn)an（2006）基于代際轉(zhuǎn)移視角解釋了收入分配對(duì)消費(fèi)需求的影響，他發(fā)現(xiàn)富人儲(chǔ)蓄得更多是因?yàn)閾?dān)心后代的稟賦較差，因此增強(qiáng)了遺贈(zèng)儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)。Carroll（1998）則認(rèn)為，企業(yè)家動(dòng)機(jī)和報(bào)酬風(fēng)險(xiǎn)的差別，導(dǎo)致持久收入越高的階層儲(chǔ)蓄越多。顯然，如果上述學(xué)者的觀點(diǎn)成立，則高持久收入將帶來高儲(chǔ)蓄率。

同時(shí)，我國(guó)學(xué)者朱國(guó)林（2002）研究發(fā)現(xiàn)居民收入水平與儲(chǔ)蓄率呈“馬鞍形”關(guān)系，其理論依據(jù)是農(nóng)民和城鎮(zhèn)低收入者預(yù)防性儲(chǔ)蓄傾向高，消費(fèi)率低；城鎮(zhèn)中等收入者預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)和遺贈(zèng)儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)均不強(qiáng)，消費(fèi)率高；城鎮(zhèn)高收入者遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)強(qiáng)，消費(fèi)率低。楊汝岱（2007）利用現(xiàn)期收入數(shù)據(jù)檢驗(yàn)該理論，發(fā)現(xiàn)中等收入階層的邊際消費(fèi)傾向最高，即居民收入水平與邊際消費(fèi)傾向呈倒U關(guān)系。然而，朱國(guó)林只強(qiáng)調(diào)了低收入家庭面臨的收入風(fēng)險(xiǎn)，沒有考慮該模型中抵消低收入家庭預(yù)防性儲(chǔ)蓄的因素，也沒有采用實(shí)證分析檢驗(yàn)其結(jié)論。楊汝岱的實(shí)證分析基于現(xiàn)期收入數(shù)據(jù)，用現(xiàn)期收入數(shù)據(jù)研究居民收入與儲(chǔ)蓄傾向或消費(fèi)傾向的關(guān)系，不足以否定持久收入-生命周期假說，如果采用持久收入數(shù)據(jù)代替現(xiàn)期收入數(shù)據(jù)，是否也會(huì)發(fā)現(xiàn)富人儲(chǔ)蓄更多？同樣，基于持久收入數(shù)據(jù)，中國(guó)是否存在與西方發(fā)達(dá)國(guó)家不同的消費(fèi)現(xiàn)象，如前述居民收入水平與儲(chǔ)蓄率之間的“馬鞍形”關(guān)系？本文利用消費(fèi)理論模型和CGSS、CFPS微觀數(shù)據(jù)，計(jì)算中國(guó)居民各階層的持久收入，并計(jì)算各階層持久收入與居民平均儲(chǔ)蓄傾向（即儲(chǔ)蓄率）、邊際儲(chǔ)蓄傾向的關(guān)系。第二，本文主要運(yùn)用適合于偏態(tài)分布的中位數(shù)回歸方法得出所有計(jì)量結(jié)果，與國(guó)內(nèi)許多運(yùn)用基于正態(tài)分布的最小二乘回歸的研究相比，我們的方法更加符合中國(guó)實(shí)際情況。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）理論框架

對(duì)消費(fèi)者而言，邊際消費(fèi)傾向與邊際儲(chǔ)蓄傾向之和為1，因此邊際消費(fèi)傾向同樣可衡量居民的儲(chǔ)蓄狀況，筆者從邊際消費(fèi)傾向入手來說明再分配對(duì)總消費(fèi)的影響，進(jìn)而得出再分配對(duì)總儲(chǔ)蓄的影響。筆者要證明以下命題：

命題1：當(dāng)收入再分配是從富人向窮人轉(zhuǎn)移收入時(shí)，邊際消費(fèi)傾向隨持久收入遞減的情況下也會(huì)提高社會(huì)總消費(fèi)水平。

下面對(duì)Blinder（1975）的模型進(jìn)行擴(kuò)展，證明上述命題。

假定居民將持久收入的一部分用于儲(chǔ)蓄。定義y為持久收入，消費(fèi)行為模型為c=c（y），1>c'（y）>0當(dāng)δ≤β時(shí)c"（y）≥0，當(dāng)δ≤β時(shí)c"（y）≤0。持久收入分配用密度函數(shù)f（y，d）表示，其中，d是說明不平等性的一般化指示因子；同時(shí)使用F（y，d）作為對(duì)應(yīng)的積累分布函數(shù)；最后，用μ、a、b分別定義人群中的平均、最低和最高持久收入。容易建立下式：

其中，參數(shù)d代表Rothschild and Stigliz（1970）提出的“平均保留延展”。即d上升表示收入再分配是從窮人向富人轉(zhuǎn)移（“逆向轉(zhuǎn)移”），d下降表示收入再分配是從富人向窮人轉(zhuǎn)移。為了方便，進(jìn)一步假定收入再分配是溫和的，居民收入的均值、最大值和最小值沒有受到影響，因此d的變化必須滿足下式：F_d（y，d）在區(qū)間a≤y≤b上連續(xù)

（2b）

在區(qū)間（a，b）上存在若干y^*。滿足下式：

最后一個(gè)條件是d的轉(zhuǎn)變不使平均值改變，這與（1）式相承接。在前述準(zhǔn)備條件已經(jīng)建立的情況下，證明過程很簡(jiǎn)單?？傁M(fèi)被定義為：

因此不平等性的增加對(duì)總消費(fèi)的影響為：對(duì)上式分部積分可得：

首先考慮（3）式的兩種情況中較真實(shí)的——c'（y）下降的情況。這意味著邊際消費(fèi)傾向MPC隨持久收入遞減。在（2）式中，F(xiàn)_d是一個(gè)連續(xù)函數(shù)，當(dāng)y較低時(shí)為正，y較高時(shí)為負(fù)，且在全部范圍內(nèi)的積分為0。對(duì)（3）式積分的值在y很低且F_d為正時(shí)較在y很高且F_d為負(fù)值時(shí)高。因此為使積分為正，ac/ad必須為負(fù)。這意味著，當(dāng)MPC隨持久收入遞減時(shí)，從富人向窮人的收入再分配將導(dǎo)致全社會(huì)總消費(fèi)上升，總儲(chǔ)蓄下降，命題1得證。

（二）儲(chǔ)蓄和持久收入的計(jì)算

本文將通過實(shí)證分析來檢驗(yàn)中國(guó)的高收入者是否具有高儲(chǔ)蓄率。設(shè)計(jì)檢驗(yàn)過程中有兩個(gè)關(guān)鍵性問題：首先是如何定義儲(chǔ)蓄，我們同時(shí)考察包括資本收益的度量方法和不包括資本收益的度量方法。第二個(gè)問題是如何區(qū)分高持久收入家庭和高暫時(shí)收入的家庭。我們借鑒Khan.etal（1992）的方法，利用戶主特征和家庭的人口結(jié)構(gòu)構(gòu)造收入方程，并將方程的預(yù)測(cè)值和殘差分別作為家庭的持久收入和暫時(shí)收入。具體地，收入方程構(gòu)造如下：將城鎮(zhèn)家庭人均現(xiàn)期收入作為因變量，以戶主的客觀特征、家庭就業(yè)人口比例、家庭所在省份等作為自變量。對(duì)方程進(jìn)行OLS回歸，得到的預(yù)測(cè)值為家庭人均持久收入，殘差為家庭人均暫時(shí)收入。OLS回歸的模型設(shè)置如下：

其中，inc_i是第i個(gè)家庭人均現(xiàn)期收入；province_i是代表第i個(gè)家庭所在省份的虛擬變量；sex_i是表示第i個(gè)家庭戶主性別的虛擬變量；edu_i是代表第i個(gè)家庭戶主受教育程度的虛擬變量；part_i是第i個(gè)家庭中就業(yè)人口占總?cè)丝诘谋壤?；party_i是代表第i個(gè)家庭戶主是否是黨員的虛擬變量；ε_i是殘差。

我們對(duì)儲(chǔ)蓄率與持久收入關(guān)系的研究基于儲(chǔ)蓄和回歸得出的家庭人均持久收入展開。首先，根據(jù)家庭預(yù)期人均持久收入的高低，將樣本中所有家庭按照回歸得出的持久收入由低到高排列，每五分之一樣本家庭為一個(gè)收入等級(jí)，設(shè)置了class1、class2、class3、class4和class5五個(gè)表現(xiàn)家庭人均持久收入高低的虛擬變量，分別代表低收入戶、中低收入戶、中等收入戶、中高收入戶和高收入戶。對(duì)于代表某個(gè)收入階層的虛擬變量，屬于該收入組的樣本的虛擬變量值記為1，否則記為0。其次，將儲(chǔ)蓄率作為因變量，把預(yù)期持久收入的五等分組虛擬變量作為自變量，進(jìn)行中位數(shù)回歸。

（三）中位數(shù)回歸

我們主要用中位數(shù)回歸來得到各持久收入分組與儲(chǔ)蓄傾向間的關(guān)系。國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)在研究各收入階層的儲(chǔ)蓄傾向時(shí)，多采用OLS回歸，其隱含地假定了居民收入是正態(tài)分布的。然而國(guó)家統(tǒng)計(jì)局明確指出，中國(guó)居民的收入分布是偏態(tài)分布而不是正態(tài)分布。因此，相比OLS回歸只能描述自變量X對(duì)因變量Y局部變化的影響而言，中位數(shù)回歸可以更精確地描述自變量X對(duì)因變量Y的變化范圍以及條件分布形狀的影響。更重要的是，用算術(shù)平均數(shù)來計(jì)算各組的收入指標(biāo)，容易掩蓋組內(nèi)不同人群間存在的差距；而用中位數(shù)來計(jì)算各組的收入指標(biāo)，可以更全面地反映各組的收入狀況。我們共設(shè)置四個(gè)中位數(shù)回歸模型，（5）式和（6）式是針對(duì)居民的儲(chǔ)蓄率和持久收入之間的關(guān)系，（7）式和（8）式是針對(duì)居民的邊際儲(chǔ)蓄傾向和持久收入之間的關(guān)系。在對(duì)居民的儲(chǔ)蓄率中位數(shù)與持久收入關(guān)系的研究中，（5）式是用包含資本收益的儲(chǔ)蓄率作為因變量的回歸模型，（6）式是使用不包含資本收益的“積極”儲(chǔ)蓄率作為因變量的回歸模型。

其中，SR^a_i是以不包含資本收益的“積極”儲(chǔ)蓄計(jì)算的第i個(gè)家庭的儲(chǔ)蓄率，SRⁿ_i是用包含資本收益的儲(chǔ)蓄計(jì)算的第i個(gè)家庭的儲(chǔ)蓄率；class_i是按照擬合持久收入所劃分的第i個(gè)家庭的收入等級(jí)虛擬變量；ε^a_i是對(duì)第i個(gè)家庭用包含資產(chǎn)收益的“積極”儲(chǔ)蓄計(jì)算儲(chǔ)蓄率時(shí)中位數(shù)回歸方程的誤差項(xiàng)，εⁿ_i是對(duì)第i個(gè)家庭用不含資產(chǎn)收益的儲(chǔ)蓄計(jì)算儲(chǔ)蓄率時(shí)中位數(shù)回歸方程的誤差項(xiàng)；X_i是所有的控制變量組成的向量，包含第i個(gè)家庭的戶主性別、戶主年齡、戶主是否是黨員、戶主受教育年限、18歲以下人口占家庭總?cè)丝诘谋壤?、家庭人均自有住房建筑面積（對(duì)數(shù)值）、家庭人均現(xiàn)期收入、家庭規(guī)模等家庭特征變量。（5）式和（6）式的目的是估計(jì)各持久收入階層儲(chǔ)蓄率的中位數(shù)，各收入組儲(chǔ)蓄率的中位數(shù)估計(jì)值就是代表持久收入階層的虛擬自變量class_i的系數(shù)β₁和α₁的無偏估計(jì)值。

在對(duì)居民邊際儲(chǔ)蓄傾向和持久收入關(guān)系的研究中，（7）式是用包含資本收益的儲(chǔ)蓄率作為因變量的回歸模型，（8）式是使用不包含資本收益的“積極”儲(chǔ)蓄率作為因變量的回歸模型。其中，S^aj_i是以居民的不包含資本收益的“積極”儲(chǔ)蓄計(jì)算的第j個(gè)收入階層組中第i個(gè)家庭的人均儲(chǔ)蓄，S^nj_i是用包含資本收益的儲(chǔ)蓄計(jì)算的第j個(gè)收入階層組中第i個(gè)家庭的人均儲(chǔ)蓄；u^aj_i是對(duì)第j個(gè)收入階層組中i個(gè)家庭用包含資產(chǎn)收益的“積極”儲(chǔ)蓄計(jì)算儲(chǔ)蓄率時(shí)中位數(shù)回歸方程的誤差項(xiàng)，u^nj_i是對(duì)第j個(gè)收入階層組中第i個(gè)家庭用不含資產(chǎn)收益的儲(chǔ)蓄計(jì)算儲(chǔ)蓄率時(shí)中位數(shù)回歸方程的誤差項(xiàng)；Y^j_i是第j個(gè)收入階層組中第i個(gè)家庭的人均持久收入，是用上文所述OLS模型回歸出的結(jié)果；X^j_i是所有的控制變量組成的向量，包含第j個(gè)收入階層組中第i個(gè)家庭的戶主性別、年齡等客觀特征，以及18歲以下人口占家庭總?cè)丝诘谋壤?、家庭人均自有住房建筑面積（對(duì)數(shù)值）、家庭人均現(xiàn)期收入、家庭規(guī)模等家庭特征變量。為了求出各個(gè)收入階層的邊際儲(chǔ)蓄傾向，我們這里需要求出中位數(shù)回歸模型（7）和（8）中第j個(gè)收入階層組中第i個(gè)家庭人均持久收入Y^j_i的系數(shù)b₁和b₂的無偏估計(jì)值，這兩個(gè)系數(shù)的估計(jì)值就是分別用兩種方式計(jì)算的居民的邊際儲(chǔ)蓄傾向。

三、數(shù)據(jù)來源和變量設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

為增強(qiáng)計(jì)量結(jié)果的穩(wěn)健性，筆者使用的數(shù)據(jù)來源于兩個(gè)不同機(jī)構(gòu)獨(dú)立調(diào)查的微觀數(shù)據(jù)庫(kù)，即中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（CGSS）和中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）微觀數(shù)據(jù)庫(kù)。本研究使用的是CGSS2010年的截面數(shù)據(jù)和CFPS2012年的截面數(shù)據(jù)。與楊汝岱和朱詩娥（2007）相似，將城鎮(zhèn)樣本和農(nóng)村樣本合并為全國(guó)樣本。

1.消費(fèi)支出調(diào)查。CGSS2010和CFPS2012數(shù)據(jù)庫(kù)都同時(shí)提供了居民家庭生活費(fèi)支出、資產(chǎn)收益和居民醫(yī)療教育等支出數(shù)據(jù)，因此我們?cè)谑褂眠@兩個(gè)數(shù)據(jù)庫(kù)時(shí)，把消費(fèi)區(qū)分為只包含居民基本生活費(fèi)的狹義消費(fèi)和同時(shí)包含基本生活費(fèi)與教育醫(yī)療支出的廣義消費(fèi)。CGSS2010提供了家庭各種消費(fèi)支出的數(shù)據(jù)，將各項(xiàng)支出數(shù)據(jù)加總得到家庭年均消費(fèi)支出，再除以家庭人口數(shù)量可得家庭該年的人均消費(fèi)支出。而CFPS數(shù)據(jù)庫(kù)則直接提供了家庭年消費(fèi)支出、人均年消費(fèi)支出、家庭醫(yī)療支出和教育支出，將非人均項(xiàng)目除以家庭人口規(guī)模得到人均值，然后直接使用。

2.消費(fèi)者財(cái)務(wù)狀況和家庭特征調(diào)查。CGSS和CFPS數(shù)據(jù)庫(kù)均提供了家庭財(cái)務(wù)狀況以及其他特征的數(shù)據(jù)。家庭財(cái)務(wù)狀況是指除了收入外其他反映家庭經(jīng)濟(jì)狀況的指標(biāo)，本文主要考察家庭住房面積，用人均家庭住房面積的對(duì)數(shù)值作為代理變量。家庭其他特征包括戶主的性別、戶主的受教育程度、戶主的出生年份、戶主的政治面貌、家庭承擔(dān)經(jīng)濟(jì)支出的人口數(shù)量、家庭18歲以下的人口數(shù)量、受訪家庭所在的省份等等。這些指標(biāo)也作為自變量出現(xiàn)在對(duì)持久收入預(yù)測(cè)的OLS回歸方程中，或可以作為控制變量出現(xiàn)在對(duì)儲(chǔ)蓄率的中位數(shù)回歸方程中。

3.收入調(diào)查。CGSS2010和CFPS2012數(shù)據(jù)庫(kù)都提供了家庭現(xiàn)期收入和資本收益數(shù)據(jù)，因此可同時(shí)計(jì)算包含資本收益的儲(chǔ)蓄和不含資本收益的“積極儲(chǔ)蓄?？紤]到通貨膨脹等因素會(huì)對(duì)消費(fèi)率和儲(chǔ)蓄率產(chǎn)生影響，我們使用2012年未經(jīng)調(diào)整的家庭人均純收入。本文對(duì)CGSS和CFPS數(shù)據(jù)庫(kù)中收入階層劃分及對(duì)應(yīng)的收入范圍和樣本量如下（表1）。

（二）變量描述性統(tǒng)計(jì)

表2是本文所使用的CGSS數(shù)據(jù)庫(kù)中主要變量的定義、賦值和描述性統(tǒng)計(jì)的情況。其中per是根據(jù)上文設(shè)置的OLS模型回歸出的人均年持久收入；part是用家庭承擔(dān)支出的人口數(shù)除以家庭總?cè)丝跀?shù)計(jì)算出的家庭就業(yè)人口比例；house是家庭自由住房的建筑面積除以家庭人口數(shù)后再取對(duì)數(shù)值；sr1是收入中包含資產(chǎn)收益同時(shí)支出中包含醫(yī)療教育支出的儲(chǔ)蓄率，記為儲(chǔ)蓄率1；sr2是收入中剔除了資產(chǎn)收益同時(shí)支出中包含醫(yī)療教育支出的“積極”儲(chǔ)蓄率，記為儲(chǔ)蓄率2；sr3是收入中包含資產(chǎn)收益但支出中剔除了醫(yī)療教育支出的儲(chǔ)蓄率，記為儲(chǔ)蓄率3；sr4是收入中剔除了資產(chǎn)收益同時(shí)支出中剔除了醫(yī)療教育支出的儲(chǔ)蓄率，記為儲(chǔ)蓄率4。我們可以發(fā)現(xiàn)，儲(chǔ)蓄率1-4的標(biāo)準(zhǔn)差都較大，這在一定程度上說明中國(guó)居民之間存在較大的儲(chǔ)蓄率差距。此外，我們將表征戶主客觀特征的解釋變量全部用虛擬變量組來處理，在計(jì)量分析時(shí)省略的變量為“女性”、“非黨員”、“小學(xué)及以下”、“低收入戶”、“40歲到60歲”、“已婚”、“黨政機(jī)關(guān)”。

表3是CFPS數(shù)據(jù)庫(kù)中主要變量的定義、賦值和描述性統(tǒng)計(jì)的情況。從表2中儲(chǔ)蓄率的標(biāo)準(zhǔn)差可看出，儲(chǔ)蓄率在不同家庭間的差距也很大。同CGSS數(shù)據(jù)庫(kù)相仿，sr1是收入中包含資產(chǎn)收益同時(shí)支出中包含醫(yī)療和教育支出的儲(chǔ)蓄率，記為儲(chǔ)蓄率1；sr2是收入中剔除了資產(chǎn)收益同時(shí)支出中包含醫(yī)療和教育支出的“積極”的儲(chǔ)蓄率，記為儲(chǔ)蓄率2；sr3是收入中包含資產(chǎn)收益但支出中剔除醫(yī)療和教育支出的儲(chǔ)蓄率，記為儲(chǔ)蓄率3；sr4是收入中剔除了資產(chǎn)收益同時(shí)支出中剔除了醫(yī)療教育支出的儲(chǔ)蓄率，記為儲(chǔ)蓄率4。

四、實(shí)證分析

（一）各階層儲(chǔ)蓄率的中位數(shù)回歸結(jié)果

我們利用（5）式和（6）式建立的中位數(shù)回歸模型，估計(jì)出了五個(gè)持久收入家庭組的儲(chǔ)蓄率中位數(shù)。表4和表5分別報(bào)告了CGSS和CFPS數(shù)據(jù)庫(kù)的估計(jì)結(jié)果，為簡(jiǎn)潔起見，省略了其他控制變量的估計(jì)結(jié)果。

表4 CGSS儲(chǔ)蓄率的計(jì)量回歸結(jié)果

表5 CFPS儲(chǔ)蓄率的計(jì)量回歸結(jié)果

表5中，class1、class2、class3、class4、class5分別代表低收入戶、中低收入戶、中等收入戶、中高收入戶和高收入戶。從表4和表5的估計(jì)結(jié)果可看出，無論以何種方式衡量?jī)?chǔ)蓄率，儲(chǔ)蓄率中位數(shù)均隨持久收入水平的增加而增加。

（二）各階層邊際儲(chǔ)蓄傾向的中位數(shù)回歸結(jié)果

利用（7）式和（8）式的中位數(shù)回歸模型，我們估計(jì)出了各持久收入階層的邊際儲(chǔ)蓄傾向。表6和表7的回歸結(jié)果顯示，無論采用CGSS數(shù)據(jù)還是在CFPS數(shù)據(jù)，邊際儲(chǔ)蓄傾向均隨家庭持久收入的提高呈現(xiàn)出遞增的趨勢(shì)。

表6 CGSS邊際儲(chǔ)蓄傾向的計(jì)量回歸結(jié)果

表7 CFPS邊際儲(chǔ)蓄傾向的計(jì)量回歸結(jié)果

上述實(shí)證結(jié)果表明：無論以何種方式衡量?jī)?chǔ)蓄率，儲(chǔ)蓄率的中位數(shù)與家庭持久收入均存在明顯的正相關(guān)關(guān)系，邊際儲(chǔ)蓄傾向與家庭持久收入也存在明顯的正相關(guān)關(guān)系。即中國(guó)低收入階層儲(chǔ)蓄傾向和邊際儲(chǔ)蓄傾向較低，由于數(shù)據(jù)來源于兩個(gè)數(shù)據(jù)庫(kù)，因此計(jì)量結(jié)果是穩(wěn)健的。這意味著，儲(chǔ)蓄率（或平均儲(chǔ)蓄傾向）與居民持久收入不存在“馬鞍形”關(guān)系，而邊際消費(fèi)傾向與居民持久收入也不存在“倒U型”關(guān)系，與朱國(guó)林等（2002）和楊汝岱、朱詩娥（2007）的研究結(jié)論不同，低收入者的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)受諸多因素的影響：

1.低收入階層更不愿推遲消費(fèi)。原因在于高收入階層有更多的激勵(lì)投資于教育或其他形式的人力資本，或者有更好的投資機(jī)會(huì)向資本市場(chǎng)、養(yǎng)老金、住房和企業(yè)投資。而低收入階層缺乏這些投資激勵(lì)和機(jī)會(huì)。梁運(yùn)文等（2010）的研究表明，2005年和2007年中國(guó)城鄉(xiāng)居民的財(cái)產(chǎn)分布與收入分布表現(xiàn)出明顯的正相關(guān)關(guān)系，其中財(cái)產(chǎn)包括金融資產(chǎn)、住房和生產(chǎn)性資產(chǎn)，這意味著收入越高的居民投資機(jī)會(huì)也越多。上述研究證明，中國(guó)的低收入階層很可能因缺乏投資激勵(lì)和投資機(jī)會(huì)而儲(chǔ)蓄率較低。

2.社會(huì)保障水平的提高。社會(huì)保障可能會(huì)減少低收入家庭為退休而儲(chǔ)蓄的需要，也可能會(huì)抵消為醫(yī)療支出而進(jìn)行預(yù)防性儲(chǔ)蓄的動(dòng)機(jī)。因此，社會(huì)保障水平上升將導(dǎo)致低收入家庭的儲(chǔ)蓄率和邊際儲(chǔ)蓄傾向下降。目前，我國(guó)城鎮(zhèn)低收入階層和農(nóng)民的社會(huì)保障支出逐年增加，如提高城鎮(zhèn)最低工資水平、建立新農(nóng)合和新農(nóng)保，轉(zhuǎn)移性收入的城鄉(xiāng)差距逐年縮?。愊砉狻O科，2006）。

3.最低生活水平的剛性消費(fèi)提高。最低生活水平的上升，既提高了低收入家庭儲(chǔ)蓄的成本，使儲(chǔ)蓄越來越成為奢侈品，又降低了低收入家庭消費(fèi)的跨期替代彈性，從而降低了他們的儲(chǔ)蓄率和邊際儲(chǔ)蓄傾向。近年來，許多生活必需品如房租、食品、交通等的價(jià)格一直上漲，城鎮(zhèn)政府制定的最低生活標(biāo)準(zhǔn)不斷提高，大大提高了最低生活水平的剛性消費(fèi)。以食品價(jià)格為例，2004-2009年間的食品價(jià)格上漲給中國(guó)城鎮(zhèn)最低收入家庭和低收入家庭帶來了32.53%和33.29%的福利損失（楊天宇、張品一，2013），這意味著上述家庭要保持食品漲價(jià)前的生活水平，必須分別多支出32.53%和33.29%的貨幣。這實(shí)際上是“倒逼”低收入者多消費(fèi)少儲(chǔ)蓄。

4.遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)較弱。已有研究表明，如果將弗里德曼的持久收入假說能有效地適用于代際之間，則一個(gè)高持久收入家庭將儲(chǔ)蓄其持久收入的更大部分，以便給后代留下較大的遺產(chǎn)。而低收入家庭更多地預(yù)期自己的孩子收入高于自己，因此將把他們的所有收入全部消費(fèi)掉，這使得低收入家庭儲(chǔ)蓄率較低，中國(guó)的情況符合這一推斷。陳琳、袁志剛（2012）的實(shí)證研究證明，1988-2005年間，全國(guó)樣本的高收入階層代際收入彈性一直穩(wěn)步上升并保持高位，而低收入階層的代際收入彈性自1988年以來大幅度下降，至2005年仍保持低位。這個(gè)結(jié)果足以表明低收入階層對(duì)下一代的預(yù)期較高收入階層樂觀，由此將導(dǎo)致低遺贈(zèng)儲(chǔ)蓄和低儲(chǔ)蓄率。

五、結(jié)論

高收入能否帶來高儲(chǔ)蓄率？國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)對(duì)這一問題尚未有明確答案，而這種分歧將影響政府?dāng)U大居民消費(fèi)的政策選擇。本文基于持久收入，采用OLS回歸計(jì)算各階層的持久收入，采用中位數(shù)回歸估測(cè)各階層的儲(chǔ)蓄率和邊際儲(chǔ)蓄傾向，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，儲(chǔ)蓄率和邊際儲(chǔ)蓄傾向均與居民持久收入水平呈正相關(guān)關(guān)系，即低收入階層的儲(chǔ)蓄率和邊際儲(chǔ)蓄傾向應(yīng)低于中等收入階層，這意味著上述四因素降低低收入者儲(chǔ)蓄率的作用大于預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)提高低收入者儲(chǔ)蓄率的作用。雖然低收入者預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)較強(qiáng)，但目前有足夠的力量抵消其作用。這意味著若增加低收入者的收入，即使沒有增加到中等收入者的水平，也可以大幅度擴(kuò)張消費(fèi)（因?yàn)樵撾A層的儲(chǔ)蓄率和邊際儲(chǔ)蓄傾向最高）。因此，政府應(yīng)通過各種政策增加低收入者的收入，如直接補(bǔ)貼、轉(zhuǎn)移支付、技能教育和培訓(xùn)、加大對(duì)低收入者的基礎(chǔ)教育投入、提高最高工資標(biāo)準(zhǔn)、加大社會(huì)保障覆蓋面、統(tǒng)一城鄉(xiāng)社會(huì)保障制度等，這些政策可能會(huì)比刺激中等收入者的政策更大程度地?cái)U(kuò)大居民消費(fèi)。尤其是對(duì)后幾項(xiàng)政策的投入應(yīng)該更大。因?yàn)橹苯友a(bǔ)貼只能提高低收入者的暫時(shí)收入，而暫時(shí)收入的提高有可能會(huì)被低收入者儲(chǔ)蓄起來，以平滑消費(fèi)而不是提高現(xiàn)期消費(fèi)水平；而改善低收入者的人力資本和最低工資、社會(huì)保障等措施，將會(huì)改善低收入者對(duì)未來收入的預(yù)期，從而增加了他們的持久收入。根據(jù)本文的計(jì)量結(jié)果，這將會(huì)更加穩(wěn)定地刺激低收入者的消費(fèi)。而某些政策，如減少儲(chǔ)蓄征稅（取消利息稅），雖然也可以擴(kuò)大居民消費(fèi)，但效果可能不如上述政策。因?yàn)槌擎?zhèn)居民儲(chǔ)蓄更有可能來自中高收入者，而他們較低的儲(chǔ)蓄率和邊際儲(chǔ)蓄傾向可能會(huì)降低這類政策對(duì)消費(fèi)的刺激作用。