經濟發展、收入差距與居民儲蓄意愿的實證檢驗

車 放

（西南大學 馬克思主義學院，重慶 400715）

0 引言

改革開放以來，我國經濟一直保持高速增長，在改革的過程中我國打破了舊的收入分配模式，實行“一部分人先富起來”的政策，帶動了居民的總體人均收入水平的大幅提高。但是在我國經濟改革和發展的過程中，居民收入差距一直呈現擴大的趨勢，而且隨著經濟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大。

王沫凝（2016）利用1990—2014年中國30個省的面板數據使用系統GMM的方法進行了實證檢驗。實證結果表明,老年撫養比與居民儲蓄率顯著負相關,人力資本提升會通過增加收入提高居民儲蓄率,但一期滯后會因為降低未來收入不確定性而降低居民儲蓄率。李婷（2015）從生命周期假說出發,考察居民儲蓄率變化的影響因素,通過對我國31省2003—2014年面板數據進行回歸估計,發現人口結構、房地產相對價格和地區經濟增長水平都顯著影響居民儲蓄率的變化。王鋒等（2016）采用2009—2013年我國內地省域數據,綜合運用空間統計與空間計量方法研究我國居民儲蓄率的空間效應,在此基礎上分析人口因素對居民儲蓄率的影響。

當前居民收入分配問題是否對儲蓄意愿造成影響呢？本文將從實證角度來解釋，以期能夠在調節收入分配、提高居民消費意愿方面作出理論和實踐指導。

1 變量選取和數據來源

1.1 變量選取

（1）居民收入分配差距與儲蓄傾向

計算邊際儲蓄傾向時，采用儲蓄增量除以收入增量計算出來的邊際儲蓄傾向波動較大；使用跨年度方法計算邊際儲蓄傾向又無法避免計算結果容易受所選時間段影響。因此目前學界公認的較為嚴謹的方法是通過儲蓄對可支配收入Y作S=a+bY線性回歸，計算這個回歸方程中的系數b來得到城鄉居民的邊際儲蓄傾向。

為估計城鎮居民按收入等級劃分組中邊際儲蓄傾向的系數，根據下面劃分的五等份組來建立五個模型，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為居民儲蓄意愿，S為儲蓄額，a為儲蓄存量。

用Eviews對五個組的數據作OLS回歸時發現方程存在嚴重的自相關現象，為了修正方程的自相關現象，采用一階自回歸的方法對原估計方程進行修正，估計結果如表1所示。

表1 2001—2016年城鎮居民按收入等級劃分的估計邊際儲蓄傾向的一階自回歸統計

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蓄傾向分別為0.183、0.197、0.249、0.279和0.338，邊際儲蓄傾向隨著收入等級的升高而升高。根據邊際儲蓄傾向的定義可知，邊際儲蓄傾向表示收入改變量一定的情況下儲蓄改變量的大小，因此一定的收入分配給不同收入等級的居民，該組居民用于儲蓄的份額會有所差別。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導致居民儲蓄率一定量的增長。

一般來說，居民儲蓄率由下列一些基本的經濟變量決定：

（2）利率水平

利率作為消費的機會成本也對儲蓄產生一定的影響。從理論上說,利率水平越高，消費的機會成本越大，居民就會壓縮當前消費，增加儲蓄；反之，利率水平越低，消費的機會成本越小，當前消費就會增加，儲蓄就會減少。

（3）物價水平

物價水平也可以影響消費和儲蓄。物價水平越高,相同消費水平所需支出的貨幣越多，在貨幣收入一定的情況下，能供儲蓄的貨幣就越少。同時，物價水平也決定了實際利率：在既定的名義利率下，物價水平與實際利率負相關，即物價水平越高，實際利率越低；物價水平越低,實際利率越高。

（4）人口的年齡結構

根據生命周期的儲蓄理論，個人在幼年和老年時負儲蓄，儲蓄量隨著年齡的增長呈現駝峰狀，因此如果社會中適合工作的人口比率增大，就會提高儲蓄率。本文以15～64歲人口占總人口的比率作為人口年齡結構的指標。

（5）收入差距指標

居民收入差距擴大對居民儲蓄有正向的影響，而衡量收入差距的最好指標為基尼系數，但是統計年鑒中沒有公布中國歷年的基尼系數，因此本文選取有代表性學者周文興、陳少華對基尼系數的統計結果作為收入差距的指標。另外把城鄉收入比也作為一個指標，中國居民收入差距的形成很大部分是由于城鄉居民收入差距引起的，根據郭建南的估算，城鄉基尼系數分解得出農村內部、城鎮內部、城鄉之間對基尼系數貢獻率依次為25%、12%和63%。

因此構建如下居民儲蓄率函數：

其中si為第i個因變量，依次為居民銀行儲蓄率、居民貨幣儲蓄率、居民金融儲蓄率、居民實物儲蓄率和居民總儲蓄率，r表示利率水平，p為通貨膨脹率，yj為第j個收入差距指標依次為基尼系數（陳）、基尼系數（周）、城鄉收入比；d為勞動人口率，表示勞動人口占總人口的比重。

當選取一個因變量時，本文依次選取三個收入差距的指標進行統計分析，因此一個因變量對應三個模型，分別為模型一、模型二、模型三。

1.2 數據來源

居民儲蓄和居民消費兩者之和估算為居民收入，其中儲蓄率為相應的儲蓄量/居民收入算得。居民消費的數據直接來源于《中國統計年鑒》。

通貨膨脹率根據中國統計年鑒中商品零售價格指數算得，其中計算公式為：

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

利率為一年期定期存款利率①在個別年份，一年中利率經過多次調整，以當年最后一次調整的利率為準。。城鄉收入比為中國統計年鑒中城鎮居民家庭人均可支配收入/農村居民家庭人均純收入算得，以此和基尼系數一起作為衡量中國收入分配均等程度的一個指標。

勞動人口率，表示15～64歲人口數占總人口的百分比。

2 實證分析

2.1 以銀行儲蓄率為因變量的回歸分析

（1）模型的構建

本文首先以式（1）構建的模型對居民銀行儲蓄率進行回歸分析，但是發現勞動人口率，這個變量對居民銀行儲蓄率影響不顯著，因此只剩下三個自變量進入回歸方程，修正后的方程如下：

其中s1表示銀行儲蓄率，其余參數意義同式（1）。具體結果見表2。

表2 以銀行儲蓄率為因變量實證分析結果

（2）模型的簡單評價

三個模型的擬和情況不錯，可決系數都在0.60以上，說明自變量能解釋絕大部分因變量的變動原因。各自的系數也都是統計顯著的，除模型三中通貨膨脹率只能通過10%的顯著性檢驗外，其余系數都能通過5%的顯著性檢驗。

結果表明，名義利率和收入差距對我國的居民銀行儲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，基尼系數增加0.01，居民銀行儲蓄率大約增加0.007；如果城鄉收入比增加0.01，居民儲蓄率大約增加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大確實增加了居民的銀行儲蓄率，但在三個自變量中，名義利率對居民銀行儲蓄率的影響最大。

2.2 以貨幣儲蓄率為因變量的回歸分析

（1）模型建立

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

其中s2為居民貨幣儲蓄率，其他參數意義同式（2）。

（2）模型的簡單評價

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

2.3 以金融儲蓄率為因變量的回歸分析

（1）模型建立

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

其中s3為居民貨幣儲蓄率，其他參數意義同式（3）。具體結果見表3。

表3 以金融儲蓄率為因變量實證分析結果

（2）模型的簡單評價

模型的可決系數和系數的顯著性跟以銀行儲蓄率為因變量的模型變化不大，但是有一個明顯的區別：在以貨幣儲蓄為因變量的模型中，名義利率是主要影響變量；而在以金融儲蓄率為因變量的模型中，收入差距變量對金融儲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系數分別為1.142、1.317、18.112；名義利率的偏相關系數分別為0.928、1.401、1.728。即如果保持另兩個變量不變，如果收入差距變量提高0.01，居民金融儲蓄率提高分別為0.0142、0.0137、0.018；而在同等情況下，利率改變對應的數據大約分別為0.0093、0.014、0.0173。收入差距變量影響的變大，一是由于以金融儲蓄中包含了債券、股票和保險儲蓄，而收入差距擴大自然也就增加了居民的債券、股票和保險儲蓄，因為一般說來相對富裕的居民才會持有此類儲蓄。二是由于包含在金融儲蓄內的股票、保險的儲蓄量對名義利率是負相關的關系，金融儲蓄率比貨幣儲蓄率明顯增大后，利率的偏相關系數甚至出現了下降。

2.4 以實物儲蓄率為因變量的回歸分析

（1）模型建立

當以居民金融儲蓄率為因變量進行回歸分析時，勞動人口率變量能顯著的進入方程，但是常數項在方程中不顯著，因此本文建立如下不帶常數項的回歸方程；

s4代表居民實物儲蓄率，其余變量含義同上。具體結果見表4。

表4 以居民實物儲蓄率為因變量實證分析結果

（2）模型的簡單評價

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

3.5 以居民總儲蓄率為因變量的回歸分析

（1）模型建立

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

其中s4為居民儲蓄率，yj表示勞動人口率，其他參數意義同式（4）。具體結果見表5。

表5 以居民儲蓄率為因變量實證分析結果

（2）對模型的簡單評價

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

三個模型的可決系數都在0.85左右，說明三個模型的擬和情況良好。但是三個模型中收入差距變量的顯著性比以金融儲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，模型一能通過10%顯著性檢驗，而模型二基本上不顯著了。這一現象是由于居民總儲蓄率是居民實物儲蓄率和居民金融儲蓄率之和，而根據式（4）和式（5）的統計結果表明收入差距指標對兩者的影響相反，因此就導致居民收入差距指標顯著性的下降。

3 結論

根據以上統計結果表明，可以得出以下結論：

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

我國當前居民收入分配差距的逐年拉大，的確是導致我國居民近年來儲蓄率高而消費和投資需求不足的重要原因。要解決當前收入分配差距拉大和消費、投資需求不足的矛盾，就需要立足于我國當前經濟體制轉軌的現實國情，在大力發展經濟、保證人民收入水平不斷提高的基礎上，采取“雙調節”的發展思路，即從收入分配和儲蓄兩個方面同時入手，協調好二者之間的相互關系，促進整個經濟的快速、持續和穩定發展。

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