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    居民持久收入水平對(duì)儲(chǔ)蓄率影響的實(shí)證研究

    2015-09-10 17:15:18陳艷艷
    消費(fèi)導(dǎo)刊 2015年5期
    關(guān)鍵詞:儲(chǔ)蓄率收入分配

    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(shuō)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(guò)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(shuō)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(wú)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(lái)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(méi)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(méi)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(shuō),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(lái)說(shuō)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(shuō)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(méi)有受到影響,因此d的變化必須滿足下式:Fd(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(guò)程很簡(jiǎn)單。總消費(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Fd為正時(shí)較在y很高且Fd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(guò)實(shí)證分析來(lái)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(guò)程中有兩個(gè)關(guān)鍵性問(wèn)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(wèn)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,inci是第i個(gè)家庭人均現(xiàn)期收入;provincei是代表第i個(gè)家庭所在省份的虛擬變量;sexi是表示第i個(gè)家庭戶主性別的虛擬變量;edui是代表第i個(gè)家庭戶主受教育程度的虛擬變量;parti是第i個(gè)家庭中就業(yè)人口占總?cè)丝诘谋壤籶artyi是代表第i個(gè)家庭戶主是否是黨員的虛擬變量;εi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(lái)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(lái)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(lái)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,SRai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,SRni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;classi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;εai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),εni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);Xi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classi的系數(shù)β1和α1的無(wú)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,Saji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,Snji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;uaji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),unji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);Yji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;Xji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Yji的系數(shù)b1和b2的無(wú)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(lái)源和變量設(shè)計(jì)

    (一)數(shù)據(jù)來(lái)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(lái)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(shī)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。考慮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(shuō)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(lái)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(wú)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(wú)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(wú)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(lái)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(shī)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?、孫科,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(lái)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(lái),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(lái)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(shuō)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(lái)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(lè)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(lái)高儲(chǔ)蓄率?國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)對(duì)這一問(wèn)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(méi)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(guò)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(lái),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(lái)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(lái)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。

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