車 放

（西南大學(xué) 馬克思主義學(xué)院，重慶 400715）

0 引言

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)一直保持高速增長，在改革的過程中我國打破了舊的收入分配模式，實(shí)行“一部分人先富起來”的政策，帶動(dòng)了居民的總體人均收入水平的大幅提高。但是在我國經(jīng)濟(jì)改革和發(fā)展的過程中，居民收入差距一直呈現(xiàn)擴(kuò)大的趨勢，而且隨著經(jīng)濟(jì)體制改革的不斷深入和居民總體收入水平的不斷增長，居民收入差距還在不斷擴(kuò)大。

王沫凝（2016）利用1990—2014年中國30個(gè)省的面板數(shù)據(jù)使用系統(tǒng)GMM的方法進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。實(shí)證結(jié)果表明,老年撫養(yǎng)比與居民儲(chǔ)蓄率顯著負(fù)相關(guān),人力資本提升會(huì)通過增加收入提高居民儲(chǔ)蓄率,但一期滯后會(huì)因?yàn)榻档臀磥硎杖氩淮_定性而降低居民儲(chǔ)蓄率。李婷（2015）從生命周期假說出發(fā),考察居民儲(chǔ)蓄率變化的影響因素,通過對我國31省2003—2014年面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸估計(jì),發(fā)現(xiàn)人口結(jié)構(gòu)、房地產(chǎn)相對價(jià)格和地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長水平都顯著影響居民儲(chǔ)蓄率的變化。王鋒等（2016）采用2009—2013年我國內(nèi)地省域數(shù)據(jù),綜合運(yùn)用空間統(tǒng)計(jì)與空間計(jì)量方法研究我國居民儲(chǔ)蓄率的空間效應(yīng),在此基礎(chǔ)上分析人口因素對居民儲(chǔ)蓄率的影響。

當(dāng)前居民收入分配問題是否對儲(chǔ)蓄意愿造成影響呢？本文將從實(shí)證角度來解釋，以期能夠在調(diào)節(jié)收入分配、提高居民消費(fèi)意愿方面作出理論和實(shí)踐指導(dǎo)。

1 變量選取和數(shù)據(jù)來源

1.1 變量選取

（1）居民收入分配差距與儲(chǔ)蓄傾向

計(jì)算邊際儲(chǔ)蓄傾向時(shí)，采用儲(chǔ)蓄增量除以收入增量計(jì)算出來的邊際儲(chǔ)蓄傾向波動(dòng)較大；使用跨年度方法計(jì)算邊際儲(chǔ)蓄傾向又無法避免計(jì)算結(jié)果容易受所選時(shí)間段影響。因此目前學(xué)界公認(rèn)的較為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)姆椒ㄊ峭ㄟ^儲(chǔ)蓄對可支配收入Y作S=a+bY線性回歸，計(jì)算這個(gè)回歸方程中的系數(shù)b來得到城鄉(xiāng)居民的邊際儲(chǔ)蓄傾向。

為估計(jì)城鎮(zhèn)居民按收入等級(jí)劃分組中邊際儲(chǔ)蓄傾向的系數(shù)，根據(jù)下面劃分的五等份組來建立五個(gè)模型，其中模型一、二、三、四、五分別代表低收入組、中等偏下收入組、中等收入組、中等偏上收入組和高收入組。估計(jì)方程依然采用：

S=a+bY

其中，Y表示居民可支配收入，b為居民儲(chǔ)蓄意愿，S為儲(chǔ)蓄額，a為儲(chǔ)蓄存量。

用Eviews對五個(gè)組的數(shù)據(jù)作OLS回歸時(shí)發(fā)現(xiàn)方程存在嚴(yán)重的自相關(guān)現(xiàn)象，為了修正方程的自相關(guān)現(xiàn)象，采用一階自回歸的方法對原估計(jì)方程進(jìn)行修正，估計(jì)結(jié)果如表1所示。

表1 2001—2016年城鎮(zhèn)居民按收入等級(jí)劃分的估計(jì)邊際儲(chǔ)蓄傾向的一階自回歸統(tǒng)計(jì)

由表1可以看出，低收入組、中等偏下收入組、中等收入組、中等偏上收入組和高收入組的邊際儲(chǔ)蓄傾向分別為0.183、0.197、0.249、0.279和0.338，邊際儲(chǔ)蓄傾向隨著收入等級(jí)的升高而升高。根據(jù)邊際儲(chǔ)蓄傾向的定義可知，邊際儲(chǔ)蓄傾向表示收入改變量一定的情況下儲(chǔ)蓄改變量的大小，因此一定的收入分配給不同收入等級(jí)的居民，該組居民用于儲(chǔ)蓄的份額會(huì)有所差別。假定有1000元的收入分別分配給低收入組、中等偏下收入組、中等收入組、中等偏上收入組和高收入組的居民，其用于儲(chǔ)蓄的份額分別為183元、197元、249元、279元和338元。因此收入分配的不公平必然會(huì)導(dǎo)致居民儲(chǔ)蓄率一定量的增長。

一般來說，居民儲(chǔ)蓄率由下列一些基本的經(jīng)濟(jì)變量決定：

（2）利率水平

利率作為消費(fèi)的機(jī)會(huì)成本也對儲(chǔ)蓄產(chǎn)生一定的影響。從理論上說,利率水平越高，消費(fèi)的機(jī)會(huì)成本越大，居民就會(huì)壓縮當(dāng)前消費(fèi)，增加儲(chǔ)蓄；反之，利率水平越低，消費(fèi)的機(jī)會(huì)成本越小，當(dāng)前消費(fèi)就會(huì)增加，儲(chǔ)蓄就會(huì)減少。

（3）物價(jià)水平

物價(jià)水平也可以影響消費(fèi)和儲(chǔ)蓄。物價(jià)水平越高,相同消費(fèi)水平所需支出的貨幣越多，在貨幣收入一定的情況下，能供儲(chǔ)蓄的貨幣就越少。同時(shí)，物價(jià)水平也決定了實(shí)際利率：在既定的名義利率下，物價(jià)水平與實(shí)際利率負(fù)相關(guān)，即物價(jià)水平越高，實(shí)際利率越低；物價(jià)水平越低,實(shí)際利率越高。

（4）人口的年齡結(jié)構(gòu)

根據(jù)生命周期的儲(chǔ)蓄理論，個(gè)人在幼年和老年時(shí)負(fù)儲(chǔ)蓄，儲(chǔ)蓄量隨著年齡的增長呈現(xiàn)駝峰狀，因此如果社會(huì)中適合工作的人口比率增大，就會(huì)提高儲(chǔ)蓄率。本文以15～64歲人口占總?cè)丝诘谋嚷首鳛槿丝谀挲g結(jié)構(gòu)的指標(biāo)。

（5）收入差距指標(biāo)

居民收入差距擴(kuò)大對居民儲(chǔ)蓄有正向的影響，而衡量收入差距的最好指標(biāo)為基尼系數(shù)，但是統(tǒng)計(jì)年鑒中沒有公布中國歷年的基尼系數(shù)，因此本文選取有代表性學(xué)者周文興、陳少華對基尼系數(shù)的統(tǒng)計(jì)結(jié)果作為收入差距的指標(biāo)。另外把城鄉(xiāng)收入比也作為一個(gè)指標(biāo)，中國居民收入差距的形成很大部分是由于城鄉(xiāng)居民收入差距引起的，根據(jù)郭建南的估算，城鄉(xiāng)基尼系數(shù)分解得出農(nóng)村內(nèi)部、城鎮(zhèn)內(nèi)部、城鄉(xiāng)之間對基尼系數(shù)貢獻(xiàn)率依次為25%、12%和63%。

因此構(gòu)建如下居民儲(chǔ)蓄率函數(shù)：

其中si為第i個(gè)因變量，依次為居民銀行儲(chǔ)蓄率、居民貨幣儲(chǔ)蓄率、居民金融儲(chǔ)蓄率、居民實(shí)物儲(chǔ)蓄率和居民總儲(chǔ)蓄率，r表示利率水平，p為通貨膨脹率，yj為第j個(gè)收入差距指標(biāo)依次為基尼系數(shù)（陳）、基尼系數(shù)（周）、城鄉(xiāng)收入比；d為勞動(dòng)人口率，表示勞動(dòng)人口占總?cè)丝诘谋戎亍?/p>

當(dāng)選取一個(gè)因變量時(shí)，本文依次選取三個(gè)收入差距的指標(biāo)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，因此一個(gè)因變量對應(yīng)三個(gè)模型，分別為模型一、模型二、模型三。

1.2 數(shù)據(jù)來源

居民儲(chǔ)蓄和居民消費(fèi)兩者之和估算為居民收入，其中儲(chǔ)蓄率為相應(yīng)的儲(chǔ)蓄量/居民收入算得。居民消費(fèi)的數(shù)據(jù)直接來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

通貨膨脹率根據(jù)中國統(tǒng)計(jì)年鑒中商品零售價(jià)格指數(shù)算得，其中計(jì)算公式為：

本年通貨膨脹率=（本年商品零售價(jià)格指數(shù)-上年商品零售價(jià)格指數(shù)）/上年商品零售價(jià)格指數(shù)*100

利率為一年期定期存款利率①在個(gè)別年份，一年中利率經(jīng)過多次調(diào)整，以當(dāng)年最后一次調(diào)整的利率為準(zhǔn)。。城鄉(xiāng)收入比為中國統(tǒng)計(jì)年鑒中城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入/農(nóng)村居民家庭人均純收入算得，以此和基尼系數(shù)一起作為衡量中國收入分配均等程度的一個(gè)指標(biāo)。

勞動(dòng)人口率，表示15～64歲人口數(shù)占總?cè)丝诘陌俜直取?/p>

2 實(shí)證分析

2.1 以銀行儲(chǔ)蓄率為因變量的回歸分析

（1）模型的構(gòu)建

本文首先以式（1）構(gòu)建的模型對居民銀行儲(chǔ)蓄率進(jìn)行回歸分析，但是發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)人口率，這個(gè)變量對居民銀行儲(chǔ)蓄率影響不顯著，因此只剩下三個(gè)自變量進(jìn)入回歸方程，修正后的方程如下：

其中s1表示銀行儲(chǔ)蓄率，其余參數(shù)意義同式（1）。具體結(jié)果見表2。

表2 以銀行儲(chǔ)蓄率為因變量實(shí)證分析結(jié)果

（2）模型的簡單評(píng)價(jià)

三個(gè)模型的擬和情況不錯(cuò)，可決系數(shù)都在0.60以上，說明自變量能解釋絕大部分因變量的變動(dòng)原因。各自的系數(shù)也都是統(tǒng)計(jì)顯著的，除模型三中通貨膨脹率只能通過10%的顯著性檢驗(yàn)外，其余系數(shù)都能通過5%的顯著性檢驗(yàn)。

結(jié)果表明，名義利率和收入差距對我國的居民銀行儲(chǔ)蓄率具有正向的影響，而通貨膨脹率有反向的影響。如果保持利率和通貨膨脹率不變，基尼系數(shù)增加0.01，居民銀行儲(chǔ)蓄率大約增加0.007；如果城鄉(xiāng)收入比增加0.01，居民儲(chǔ)蓄率大約增加0.0012，而保持收入差距和通貨膨脹率不變，利率提高0.01，在模型一中居民銀行儲(chǔ)蓄率提高0.015，模型二和模型三中提高大約0.017，而如果保持另兩個(gè)變量不變，通貨膨脹率減少0.004左右，這說明我國收入差距擴(kuò)大確實(shí)增加了居民的銀行儲(chǔ)蓄率，但在三個(gè)自變量中，名義利率對居民銀行儲(chǔ)蓄率的影響最大。

2.2 以貨幣儲(chǔ)蓄率為因變量的回歸分析

（1）模型建立

在以貨幣儲(chǔ)蓄量為因變量的回歸分析中，勞動(dòng)人口率依然不能顯著的進(jìn)入回歸方程中，方程形式如下：

其中s2為居民貨幣儲(chǔ)蓄率，其他參數(shù)意義同式（2）。

（2）模型的簡單評(píng)價(jià)

模型一和模型二的可決系數(shù)在0.70以上，模型三的可決系數(shù)略低，為0.56。三個(gè)模型中利率和收入差距變量系數(shù)的顯著性很高，利率系數(shù)都能通過5%的顯著性檢驗(yàn)，收入差距變量更是能通過1%的顯著性檢驗(yàn)，但是通貨膨脹的系數(shù)顯著性明顯不如式（2）了，只有模型二中的系數(shù)能通過10%的顯著性檢驗(yàn)。其中各個(gè)模型的系數(shù)大小跟式（2）比變化不大，名義利率依然是影響居民貨幣儲(chǔ)蓄率的主要因素。

2.3 以金融儲(chǔ)蓄率為因變量的回歸分析

（1）模型建立

在以金融儲(chǔ)蓄量為因變量的回歸分析中，勞動(dòng)人口率還是不能顯著的進(jìn)入回歸方程中，方程形式如下：

其中s3為居民貨幣儲(chǔ)蓄率，其他參數(shù)意義同式（3）。具體結(jié)果見表3。

表3 以金融儲(chǔ)蓄率為因變量實(shí)證分析結(jié)果

（2）模型的簡單評(píng)價(jià)

模型的可決系數(shù)和系數(shù)的顯著性跟以銀行儲(chǔ)蓄率為因變量的模型變化不大，但是有一個(gè)明顯的區(qū)別：在以貨幣儲(chǔ)蓄為因變量的模型中，名義利率是主要影響變量；而在以金融儲(chǔ)蓄率為因變量的模型中，收入差距變量對金融儲(chǔ)蓄率的影響程度跟名義利率差不多。在模型一、二、三中收入差距變量的偏向關(guān)系數(shù)分別為1.142、1.317、18.112；名義利率的偏相關(guān)系數(shù)分別為0.928、1.401、1.728。即如果保持另兩個(gè)變量不變，如果收入差距變量提高0.01，居民金融儲(chǔ)蓄率提高分別為0.0142、0.0137、0.018；而在同等情況下，利率改變對應(yīng)的數(shù)據(jù)大約分別為0.0093、0.014、0.0173。收入差距變量影響的變大，一是由于以金融儲(chǔ)蓄中包含了債券、股票和保險(xiǎn)儲(chǔ)蓄，而收入差距擴(kuò)大自然也就增加了居民的債券、股票和保險(xiǎn)儲(chǔ)蓄，因?yàn)橐话阏f來相對富裕的居民才會(huì)持有此類儲(chǔ)蓄。二是由于包含在金融儲(chǔ)蓄內(nèi)的股票、保險(xiǎn)的儲(chǔ)蓄量對名義利率是負(fù)相關(guān)的關(guān)系，金融儲(chǔ)蓄率比貨幣儲(chǔ)蓄率明顯增大后，利率的偏相關(guān)系數(shù)甚至出現(xiàn)了下降。

2.4 以實(shí)物儲(chǔ)蓄率為因變量的回歸分析

（1）模型建立

當(dāng)以居民金融儲(chǔ)蓄率為因變量進(jìn)行回歸分析時(shí)，勞動(dòng)人口率變量能顯著的進(jìn)入方程，但是常數(shù)項(xiàng)在方程中不顯著，因此本文建立如下不帶常數(shù)項(xiàng)的回歸方程；

s4代表居民實(shí)物儲(chǔ)蓄率，其余變量含義同上。具體結(jié)果見表4。

表4 以居民實(shí)物儲(chǔ)蓄率為因變量實(shí)證分析結(jié)果

（2）模型的簡單評(píng)價(jià)

三個(gè)模型的可決系數(shù)很高，都在0.95以上，說明模型的解釋能力很好，各項(xiàng)系數(shù)也能顯著的進(jìn)入方程，唯一例外的情況是在模型二中利率變量是不顯著的。這個(gè)回歸方程與前幾個(gè)方程不同的是：①利率的系數(shù)為負(fù)，說明利率對實(shí)物儲(chǔ)蓄率有反向的影響，這是因?yàn)檫M(jìn)行實(shí)物儲(chǔ)蓄意味放棄了銀行儲(chǔ)蓄的利息收入，所以利率高時(shí)居民選擇減少實(shí)物儲(chǔ)蓄，增加銀行儲(chǔ)蓄。②通貨膨脹的系數(shù)為正，說明在通貨膨脹時(shí)居民偏好實(shí)物儲(chǔ)蓄，因?yàn)榇藭r(shí)貨幣儲(chǔ)蓄會(huì)貶值。③收入差距的系數(shù)為負(fù)，也就是說不考慮其他因素，隨著居民收入差距的擴(kuò)大，居民的實(shí)物儲(chǔ)蓄率會(huì)降低。這是由于富人在儲(chǔ)蓄中金融儲(chǔ)蓄所占的比重較大，而窮人相對來說實(shí)物儲(chǔ)蓄較大，在收入差距擴(kuò)大時(shí)，顯然富人的收入比窮人增加得快，但是富人的實(shí)物儲(chǔ)蓄量沒有其收入增長快，富人的實(shí)物儲(chǔ)蓄率下降，假定窮人的實(shí)物儲(chǔ)蓄率不變，那么社會(huì)總的實(shí)物儲(chǔ)蓄率也會(huì)下降。

3.5 以居民總儲(chǔ)蓄率為因變量的回歸分析

（1）模型建立

在以金融儲(chǔ)蓄量為因變量的回歸分析中，勞動(dòng)人口率顯著的進(jìn)入回歸方程中，但是通貨膨脹率卻不能顯著的進(jìn)入方程，估計(jì)方程形式如下：

其中s4為居民儲(chǔ)蓄率，yj表示勞動(dòng)人口率，其他參數(shù)意義同式（4）。具體結(jié)果見表5。

表5 以居民儲(chǔ)蓄率為因變量實(shí)證分析結(jié)果

（2）對模型的簡單評(píng)價(jià)

由于通貨膨脹率對實(shí)物儲(chǔ)蓄率是正相關(guān)關(guān)系；而對金融儲(chǔ)蓄率是負(fù)相關(guān)關(guān)系，作為以兩者之和的居民儲(chǔ)蓄，受其影響可能是不確定的，因此也就導(dǎo)致通貨膨脹率變量不能顯著的進(jìn)入方程。而勞動(dòng)人口率正如生命周期理論論述的那樣，對居民總的儲(chǔ)蓄率有顯著的影響。

三個(gè)模型的可決系數(shù)都在0.85左右，說明三個(gè)模型的擬和情況良好。但是三個(gè)模型中收入差距變量的顯著性比以金融儲(chǔ)蓄率為因變量的模型中的顯著性降低了，只有模型三能通過1%的顯著性檢驗(yàn)，模型一能通過10%顯著性檢驗(yàn)，而模型二基本上不顯著了。這一現(xiàn)象是由于居民總儲(chǔ)蓄率是居民實(shí)物儲(chǔ)蓄率和居民金融儲(chǔ)蓄率之和，而根據(jù)式（4）和式（5）的統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明收入差距指標(biāo)對兩者的影響相反，因此就導(dǎo)致居民收入差距指標(biāo)顯著性的下降。

3 結(jié)論

根據(jù)以上統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，可以得出以下結(jié)論：

（1）收入差距指標(biāo)對各層次的居民儲(chǔ)蓄率都有影響，其中對實(shí)物儲(chǔ)蓄率的影響為負(fù)，其余都為正，對居民總儲(chǔ)蓄率的影響總體來看還是為正。另外，收入差距指標(biāo)對居民金融儲(chǔ)蓄率的影響最大。（2）通貨膨脹率對居民實(shí)物儲(chǔ)蓄的影響為正，而對居民金融儲(chǔ)蓄的影響為負(fù)，兩者抵消后對居民總儲(chǔ)蓄率沒有影響。（3）勞動(dòng)人口率是影響居民總儲(chǔ)蓄率的三個(gè)變量中最有影響力的變量。（4）名義利率對我國各個(gè)層次的居民儲(chǔ)蓄率都有影響。但是對銀行儲(chǔ)蓄的影響最大。其中對實(shí)物儲(chǔ)蓄率的影響為負(fù)，對其余儲(chǔ)蓄率的影響為正，對居民總的儲(chǔ)蓄率的影響也為正。

我國當(dāng)前居民收入分配差距的逐年拉大，的確是導(dǎo)致我國居民近年來儲(chǔ)蓄率高而消費(fèi)和投資需求不足的重要原因。要解決當(dāng)前收入分配差距拉大和消費(fèi)、投資需求不足的矛盾，就需要立足于我國當(dāng)前經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)軌的現(xiàn)實(shí)國情，在大力發(fā)展經(jīng)濟(jì)、保證人民收入水平不斷提高的基礎(chǔ)上，采取“雙調(diào)節(jié)”的發(fā)展思路，即從收入分配和儲(chǔ)蓄兩個(gè)方面同時(shí)入手，協(xié)調(diào)好二者之間的相互關(guān)系，促進(jìn)整個(gè)經(jīng)濟(jì)的快速、持續(xù)和穩(wěn)定發(fā)展。

[1]王沫凝.我國人口結(jié)構(gòu)與質(zhì)量因素對居民儲(chǔ)蓄率影響的研究[J].價(jià)格理論與實(shí)踐,2016,（12）.

[2]李婷.居民儲(chǔ)蓄率的影響因素研究——基于我國省際面板數(shù)據(jù)[J].內(nèi)蒙古科技與經(jīng)濟(jì),2016,（18）.

[3]王鋒,秦豫徽,李緊想.人口結(jié)構(gòu)對居民儲(chǔ)蓄率的影響——基于中國內(nèi)地省域的空間計(jì)量模型[J].南方金融,2016,（8）.

[4]施衛(wèi)兵.中國居民儲(chǔ)蓄率及其影響因素分析[J].時(shí)代金融,2016,（21）.

[5]姚文琪.人口年齡結(jié)構(gòu)對居民儲(chǔ)蓄率的影響[D].杭州：浙江財(cái)經(jīng)大學(xué),2017.

[6]徐延明.城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)體制下人口年齡結(jié)構(gòu)的儲(chǔ)蓄效應(yīng)研究[J].中央財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào),2016,（10）.

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