浅谈中国城镇居民储蓄率的影响因素研究.docx
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浅谈中国城镇居民储蓄率的影响因素研究
浅谈中国城镇居民储蓄率的影响因素研究
内容提要
本文使用2006年中国综合社会调查（CGSS2006）的微观数据，在综合考虑生命周期一持久收入假说（LC—PIH）和预防性储蓄理论的基础上，对城镇居民储蓄率的影响因素进行了实证研究。
主要得出以下结论：
（1）持久收入、收入的不确定性与城镇居民储蓄率之间存在着显着的正相关关系，并且收入差距的上升将会导致城镇居民总体储蓄率的上升；
（2）与LC—PIH不同，中国城镇居民储蓄率显示出u型的生命周期特征，在考虑了家庭的教育、医疗支出以后，这一特征表现得更加显着；（3）家庭的人口年龄构成对于储蓄率产生了显着的影响；（4）城镇居民的住房财富水平与其储蓄率之间基本没有显着关系，但户主的政治面貌、受教育程度、性别对城镇居民储蓄率存在一定的影响。
关键词城镇居民储蓄率影响因素中国综合社会调查
一、引言
近年来，中国的居民储蓄率明显高于世界上其他主要经济体（Horioka、Wan，2007）。
“高储蓄”现象一方面导致经济增长过于依赖投资需求和净出口的拉动作用，进而增加了经济运行的内在不稳定性。
而在另一方面，高储蓄也意味着居民的当期消费水平没有得到有效提高，并直接限制了居民福利水平的改善。
因此，中国居民的高储蓄现象及其影响因素一直是社会各界共同关注的热点问题。
考虑到我国城乡居民所面临的社会、经济环境存在明显差异，并且大部分居民储蓄由城镇家庭所持有，近年来有许多文献针对城镇居民的储蓄行为进行了研究。
其巾Kraay（2000）使用1978-1995年的数据，发现收入以及收入的增长与城镇居民储蓄率之间存在显着的正相关关系；Hori—oka和Wan（2006）的研究认为少儿抚养比、习惯形成和经济增长对城镇居民的高储蓄产生了重要影响。
汪伟（2008）使用1995-2005年的省际动态而板数据综合考察了各种因素对城镇居民储蓄率的影响。
鉴于各种不确定性随着经济的转型而逐渐增加的客观事实，宋铮（1999）、龙志和与周浩明（2000）认为预防性储蓄是城镇居民储蓄上升的重要原因，施建淮等人（2004）的研究却表明预防性储蓄动机并没有人们想象的那么强；而邓翔、李锴（2009）则认为城镇居民对于预防性储蓄中不确定性的偏好是逐渐变化的。
需要指出的是，以上研究都是使用全国或省级层面的宏观数据进行的，而Deaton（1992）认为，宏观数据在汇总的过程中可能会损失大量的有价值信息，并且利用宏观数据检验微观的储蓄和消费理论需要施加一些不切实际的假定，因此主流经济学从上世纪80年代开始就强调使用微观数据研究居民的储蓄行为（Browning、Lusardi，1996）。
但由于数据的缺乏，国内的相关研究一直较少。
其中Chamon和Prasad（2008）使用国家统计局的调查数据，发现收入水平、健康风险、住房状况对城镇居民储蓄率具有重要影响；周绍杰等人（2009）通过几乎同样的数据来源，运用组群方法的实证研究显示，无论年轻组群还是年老组群，其储蓄率均随着家庭收入的增长而提高，并且养老金收入的增长对年老组群保持较高的储蓄率发挥了重要作用。
此外，孟昕（2001）、何立新等（2008）、杨汝岱、陈斌开（2009）使用CHIP数据分别讨论了失业、养老金制度和高等教育制度改革对城镇居民储蓄的影响。
从目前的情况来看，使用微观数据和微观计量方法研究中国城镇居民储蓄行为的研究相对较少。
而存使用微观数据的研究中，多数文献都是以预防性储蓄理论为中心，从某一方面的不确定性（例如失业）出发探讨城镇居民储蓄的影响因素，很少有研究从生命周期（LifeCycleHypothesis，LCH）和持久收入理论（PmwaanentIncomeHypothesis，PIH）出发探讨家庭的户主特征、人口年龄结构、财富水平和持久收入水平等因素对储蓄率的影响。
而Modi—gliani和Cao（2004）却认为生命周期假说更加适合中同的情况，Honoka和Wan（2006）也认为中国的居民储蓄行为基本符合LC—PIH模型。
因此，本文将使用中国人民大学和香港科技大学组织的2006年中国综合社会调查数据（CGSS2006），将生命周期一持久收入模型与预防性储蓄理论相结合，综合考察相关因素对城镇居民储蓄率的影响，希望能够更加全面地认识中国城镇居民的储蓄行为。
二、模型设定
一般认为，生命周期和持久收入假说（LC—PIH）是对居民储蓄行为进行分析的理论起点和基本框架（Browning、Lusardi，1996），尽管两者并不完全相同，但基本思想是一致的。
它们都认为：
在信息完全、不存在流动性约束、没有遗赠动机等确定性前提下，代表性当事人的决策可以简单地表示为以下最优化问题：
式3的含义在于：
理性的当事人在生命周期中各期的消费将产生相等的边际效用。
也就是说，尽管收入水平可能会出现较大的波动，但消费者总是试图保持消费水平的平稳，因此居民的消费水平取决于他的终身收入（或持久收入）和财富水平，而不是当期实际收入。
此外，由于人们在青少年阶段没有收入，因此进行负储蓄；在进人青壮年以后，随着收入的增加，为了退休以后能够保持较为稳定的消费，他们的储蓄水平也逐渐增加；而在退休之后，由于收入的降低，储蓄也开始下降。
因此消费水平在整个生命周期内保持稳定，但储蓄率则呈现出先上升、后下降的倒u形状。
在很长的一段时期内，LC—PIH都是研究居民消费、储蓄问题的主要框架。
但是该模型的主要结论是在确定性条件下得出的，而相关条件在现实生活中并不能完全得到满足。
Leland（1968）首次从理论上证明了收入的不确定性对消费存在影响，并指出在消费者的边际效用为凸函数，即i阶导数大于0的条件下，未来收入的不确定性将提高未来边际效用的预期值（式4），为了继续保证式3成立，当事人将降低当期消费，并进行更多的储蓄，以便平滑终身消费，这个额外增加的储蓄就是预防性储蓄（Dynan，1993）。
在此基础上，本文综合考虑生命周期一持久收入假说以及预防性储蓄理论，设定如下计量模型：
三、数据来源与变量界定
本文所使用的微观数据来源于中国人民大学和香港科技大学2006年联合组织的中国综合社会调查（ChinaGeneralSocialSurvey，CGSS2006），”本次调查在中国大陆除了青海、宁夏和西藏以外的28个省、自治区和直辖市进行，问卷内容涉及社会、经济、政治和文化等多个方面，一共调查了10151个家庭，包括城镇居民5200户，其中家庭的收入和主要消费信息完整的样本4478户，我们以此作为本文的研究对象。
由
于还要排除一些在家庭特征、财富水平等方面数据缺失的样本，因此在具体的研究过程中，样本的数量还会出现一定变化。
本文对计量方程5中主要变量的具体界定情况
1，储蓄率。
根据定义，我们一般使用家庭一段时期内（通常是一年）的可支配收入减去消费，从而得到储蓄，储蓄与可支配收入之比即为储蓄率。
但是消费的度量存在多种标准，其中最窄的口径仅包括家庭的食品支出，而常见的标准是指家庭的基本生活支出，比较宽泛的口径还包括对耐用品的消费。
综合以上各种情况，并借鉴国内同类文献的处理方法（何立新等，2008），本文采取两种标准对消费加以界定，其中狭义的消费是指城镇家庭的基本生活费支出。
此外，考虑到人们对教育与健康问题越来越关注，尤其上世纪90年代中期教育、医疗体制改革以来，教育和医疗支出占中国家庭总支出的份额越来越高，本文在狭义消费的基础上加上家庭的教育、医疗支出，并将其定义为广义消费。
相应的，我们得到储蓄率1（Sill）和储蓄率2（SR2）。
2，持久收入和暂时收入。
在使用横截面数据的情况下，考虑到家庭成员（尤其是户主）的个人特征和人力资本因素往往和持久收入之间存在稳定关系，相关文献一般使用户主特征（年龄、受教育程度、就业等）和家庭的人口结构构造收入方程，并将方程的预测值和残差分别做为家庭的持久收入和暂时收入（Dynanet）。
本文也按照以上思路构造收入方程：
以城镇家庭的人均实际收入作为因变量，选择家庭成员的平均年龄、平均受教育程度、户主的性别和政治面貌、家庭中的就业人口比例以及所住省份等作为自变量进行OLS回归，并使用该方程的预测值和残差作为家庭的人均持久收入和暂时收入，其中暂时性收入由于不能被家庭成员的个体特征和人力资本因素所解释，因此可以被用来衡量收入的不确定性（Wang，1995）。
3，户主特征。
本文主要从年龄、受教育程度、政治面貌和性别等方面对户主特征进行界定：
我们使用户主年龄作为家庭年龄的代理变量，并将户主年龄的平方项也纳入计量方程，以考察城镇居民储蓄率的生命周期特征。
而在中国劳动力市场化进程逐步深入的情况下，受教育程度越高的户主，其收入水平也越高，因此家庭的储蓄率可能也会相应提高，但如果家庭的户主为女性，那么家庭收入水平可能相对较低，进而储蓄率也相应降低，并且传统上中国家庭的户主一般为男性，因此女性户主的家庭可能是一些不完整家庭（例如单亲家庭），而这将导致家庭的收入水平、储蓄能力都相对较弱。
最后，在中国目前的现实背景下，党员更容易在政府机关、事业单位或国有企业等国有部门就业，因此工作和收入的稳定性都较高，从不确定性和预防性储蓄的角度来看，这将降低家庭的储蓄率。
并且除了年龄以外，本文将户主的受教育程度、政治面貌和性别都设置为虚拟变量。
4，家庭的人口年龄结构。
一般认为，家庭中的青少年和老年人口为被抚养人口。
在其他条件相同的情况下，这部分人口的比例越高，家庭的支出尤其是教育、医疗支出也相应越高，从而储蓄率越低。
与使用宏观数据的研究中统一将O～14岁划分为少儿人口不同，本文将青少年人口划分为0～5岁、6～11岁、12～14岁、15～17岁以及18～21岁等五个年龄段，分别与学龄前、小学、初中、高中（包括技校、中专等，下同）和大学等不同教育层次的适龄人口相对应，并分别计算以上各年龄段人口占家庭总人口的比例，这样不仅可以更加细致地研究各年龄段青少年人口与家庭储蓄之间的关系，而且还可以探讨相关教育支出对城镇居民储蓄率的影响。
按照国际通行标准，本文也将65岁及以上人口界定为老年人口，并将其占家庭总人口的比例作为老龄化的指标纳入计量方程。
5，财富水平。
财富水平的度量并没有一个统一的标准，但根据罗楚亮等人（2009）的研究：
2002年房产净值占城镇居民总财产净值的比重就已经达到％，并且近年来仍然保持进一步上升的趋势，而李剑阁（2007）的研究也显示：
房产财富大约占城镇家庭财富总量的三分之二。
因此本文使用房产价值作为城镇家庭财富水平的代理变量。
CGSS2006虽然也调查了家庭自评的住房市场价值，但考虑到住房财富在不同地区之间的可比性，本文最终使用人均自有住房的建筑面积来衡量城镇家庭的财富水平。
显然，人均住房面积越大，说明该家庭的财富水平相对较高，而对于没有自有住房的家庭（如租房者），则记为0。
表1显示了以上主要变量的定义、赋值和描述性统计情况。
总的来看：
城镇居民的SR1、SR2分别为和，总体储蓄水平较高；并且SRl和SR2的标准差都比较大，这在一定程度上说明城镇居民之间存在着较大的储蓄差距。
而SRl和SR2之间的差异也反映出教育、医疗支出对城镇居民的储蓄、消费水平产生了重要的影响。
四、计量检验结果
在对个体储蓄行为进行估计的过程中，面临的最主要困难来自于异方差的影响（Wooldridge，2002；万广华，2003）。
我们首先使用OLS对计量方程5进行了估计，但怀特检验的结果显示存在确实显着的异方差现象。
本文主要通过以下两种方法对此进行处理：
一是在OLS估计之后使用异方差稳健标准误（HeteroskedasticityRobustStand—ardErrm）；二是使用可行的广义最小二乘法（FeasibleGeneralizedLeastSquares，FGLS）。
具体的估计结果详见表2，从中可以看出：
两种方法的估计结果之间尽管存在一些差别，但主要结论是大体一致的。
考虑到在有效性方面的优势，以下的分析以FGLS为主展开。
（一）持久收入、收入不确定性与城镇居民储蓄率
在表2的四个模型当中，城镇居民储蓄率与持久收入和收入不确定性（暂时收入）之间均存在显着的正相关关系。
以模型2和模型4为例：
在其他条件不变的情况下，如果城镇家庭的持久收入和暂时收入分别上升10％，SR1将分别增加和；而SR2则分别增加、，显然SR2对居民收入的变化更加敏感。
此外，无论对于SR1还是SR2而言，OLS和FGLS的回归结果均显示，暂时收入的系数估计值大约是持久收入的～倍，这说明城镇居民储蓄率对收入的不确定性非常敏感，城镇居民往往将更大比例的暂时收入转化为储蓄，而不是用于提高家庭的消费水平。
因此从扩大居民消费，降低储蓄率的角度出发，相关的宏观调控政策应该侧重于提高城镇居民的持久收入，一些临时性收入增加政策的效果可能并不好。
例如在2008年下半年到2009年初，为了刺激消费应对国际金融危机，部分地方政府向当地居民发放了一定数额的现金补贴和临时减免了一些税费支出。
但根
据以上研究，这些暂时性收入中的很大一部分将转化为储蓄，提振消费的效果并不明显。
由于储蓄率与居民收入之间存在着显着的正相关关系，我们初步认为高收入家庭的储蓄率高于低收入家庭，因此收入分配的格局可能会对城镇居民储蓄产生重要影响。
为了进一步考察这种影响，本文根据人均实际收入的高低将城镇家庭分为低收入（P11）、中低收入（P12）、中等收入（P13）、中高收入（P14）和高收入（P15）等五组，并分别设置为虚拟变量（是=1；否=0），然后使用以上虚拟变量替代持久收入和暂时收入，并重新对方程5进行了估计（表3）。
在表3中：
以中等收人家庭（P13）为参照组，模型5中的中低收入、中高收入组家庭的储蓄率与其没有显着差异，但低收入组和高收入组家庭的储蓄率分别显着地低于或高于中等收入家庭；在模型6～8中，SRl、SR2随着收入分组的上升呈现出依次增加的趋势，并且均是统计显着的。
以上结果进一步说明高收入家庭的储蓄率相对较高，也是城镇居民储蓄的主要拥有者，因此收入差距的扩大将会导致城镇居民总体储蓄率上升。
（二）户主年龄与城镇居民储蓄率
在表2的模型1～4中，户主年龄及其平方项的系数分别显着小于0和大于0。
因此我们初步认为，中国城镇居民储蓄率具有u型的生命周期特征，即随着户主年龄的增加，储蓄率先下降、后上升。
这一特点和建立在西方社会、经济条件下的倒u型特征存在明显差异，但和万广华等人（2003）对中国农村居民的相关研究是一致的。
为了进一步考察城镇居民储蓄的生命周期特征，我们将户主年龄分成十组并分别设置为虚拟变量（是=l；否=0），然后用分组年龄变量替代方程5中的headage和headage2，并重新进行了计量检验（表4）。
表4显示：
储蓄率在四个模型中均表现出u型的生命周期特征，并且户主年龄在45～49岁的时候达到整个生命周期的最低点。
南于储蓄等于收入与消费之差，而随着年龄的增长，收入一般呈现出先上升，后下降（由于年老所导致的劳动能力下降以及退休年龄的到来）的生命周期特征。
对于SR1而言，南于仅考虑了基本生活费支出，因此在户主年龄在30岁以下的年轻家庭中，尽管收入水平可能并不高，但子女一般处于幼年甚至还没有子女，家庭的生活费支出也较少，从而SIR1较高。
但随着子女的成长，生活费支出也逐渐增加，其增幅往往超过家庭收入的增幅，从而导致SR1开始下降，随着子女的成长并逐步离开家庭，家庭生活费支出的降幅将超过收入的降幅，因此SR1又呈现出上升的趋势，其中户主年龄在65岁以上的家庭SR1甚至显着高于30岁以下的年轻家庭。
而在考虑了教育和医疗支出以后，SR2表现出更加明显的u型生命周期特征，对应的u型曲线的底部比SR1更宽、更深，这主要是因为家庭在教育方面的大量支出所导致的。
并且由于医疗支出的存在，70岁以上老年家庭的SR2与户主年龄在30岁以下的年轻家庭之间没有表现出显着的差异。
（三）家庭人口年龄结构与城镇居民储蓄率
在表2中，家庭O～5岁人口的比例（rchildl）与SR1、SR2之间表现出显着的正相关关系，这主要是学龄前儿童的基本生活费、教育支出都相对较低，从而导致家庭的储蓄水平较高。
尽管6～11岁、12～14岁子女的生活费和教育支出可能会出现一定程度的上升，但由于仍处于义务教育阶段，rchild2对SR1和SR2没有产生显着影响，rchild3对SR1没有显着影响，但与SR2之间存在一定的负相关关系（模型4），这说明初巾阶段的教育支出已经逐渐开始影响城镇家庭的储蓄行为了。
随着子女年龄的进一步增加，基本生活费和教育支出也开始出现了较为明显的上升，并且由于高中阶段（包括中专、技校等）不属于义务教育，rchild4与SR2之间表现出显着的负相关关系，并且对SR2的影响程度明显超过对SR1的影响，其中城镇家庭在15～17岁人口教育方面的支出显然是造成以上现象的主要原因。
家庭中18～21岁人口的影响较为复杂：
南于已经结束义务教育甚至完成相关的职业教育，因此部分18～21岁人口已经进入劳动力市场，这将会提高家庭的收入水平、降低抚养比，进而提高家庭的储蓄率；但由于近年来中国高等教育的迅速扩展，也有很大比例的18～21岁人口选择进入大学继续学习，这又将给家庭带来沉重的教育支出负担，从而对储蓄率尤其是SR2产生负面影响。
表2的结果与我们以上的分析基本一致：
rchild5与SR1之间甚至存在一定的正相关关系（模型3）。
但在考虑了教育支出以后，rchild5与SR2之间却表现出显着的负相关关系。
以普通的城镇三口之家为例，如果有一个18～21岁的子女（即rchild5等于三分之一），将导致家庭的SR2下降或，降幅相当于平均储蓄率的30-40％。
此外，65岁以上老年人口的比例（rold）与SR1、SR2之间均表现出显着的负相关关系，这与我们的直观认识基本是一致的：
老年人的收入水平相对较低，并且面临着较高的医疗费用支出，因此赡养老人的负担越重，家庭的储蓄率也相应越低。
（四）财富水平、户主特征与城镇居民储蓄率
根据LC—PIH模型，财富水平与储蓄率之间一般存在负相关关系。
本文选择人均自有住房的建筑面积作为财富水平的代理变量，但实证研究的结果却与以上结论并不一致。
在表2中：
随着人均自有住房的建筑面积的增加，城镇居民的储蓄率没有发生显着变化，甚至还表现出一定的上升趋势。
针对以上结论，本文认为需要结合我国住房制度改革的现实背景，对住房状况与居民储蓄之间的关系进行更加细致的研究。
例如，对拥有自有产权住房的城镇家庭，不同的产权获取的不同方式（市场购买或继承等）可能会对储蓄率产生不同的影响；即使是同样的产权获取方式，对于不同年龄家庭的影响方式和影响程度可能也是完全不同的。
由于篇幅所限，本文未对以上问题进行深入的研究，但可以作为以后进一步研究的方向。
从表2的结果来看，户主的性别、政治面貌以及受教育程度对居民储蓄的影响与前文的分析基本上是一致的：
户主为男性、受教育程度较高的家庭，其储蓄率也相对较高；而户主为中共党员的家庭储蓄率则相对较低。
五、主要结论
本文使用CGSS2006的微观调查数据，在综合考虑生命周期一持久收入假说以及预防性储蓄理论的基础上，对中国城镇居民储蓄率的影响因素进行了实证研究，主要得出以下结论：
首先，持久收入、收入的不确定性与城镇居民储蓄率之间存在着显着的正相关关系，并且收入差距的上升将会导致城镇居民总体储蓄率的上升。
因此，降低城镇居民收入的不确定性以及合理的收入再分配措施都是提高居民消费、降低储蓄等宏观经济政策的重要出发点。
其次，本文基于截面数据的实证研究显示：
与建立在西方国家社会、经济现实基础上所得到的倒u型曲线不同，中国城镇居民的储蓄率显示出u型的生命周期特征，其中户主年龄在45～49岁之间的中年家庭的储蓄率处于整个生命周期的最低点，而在考虑了家庭的教育、医疗支出以后，这一特征表现得更加显着。
第三，与户主年龄对储蓄率的影响相对应，家庭的人口年龄构成对于储蓄率也产生了显着的影响，而产生以上影响的内在机理在于不同年龄人口所对应的教育、医疗支出存在着较大的差异。
在中国目前的教育和医疗体制下，这种差异直接影响了家庭的储蓄和消费行为。
第四，城镇居民的住房财富水平与其储蓄率之间基本没有显着关系。
但户主的政治面貌、受教育程度、性别对城镇居民储蓄率产生了一定的影响。
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