據以上研究，這些暫時性收入中的很大一部分將轉化為儲蓄，提振消費的效果并不明顯。 由于儲蓄率與居民收入之間存在著顯著的正相關關系，我們初步認為高收入家庭的儲蓄率高于低收入家庭，因此收入分配的格局可能會對城鎮居民儲蓄產生重要影響。為了進一步考察這種影響，本文根據人均實際收入的高低將城鎮家庭分為低收入(P11)、中低收入(P12)、中等收入(P13)、中高收入(P14)和高收入(P15)等五組，并分別設置為虛擬變量(是=1；否=0)，然后使用以上虛擬變量替代持久收入和暫時收入，并重新對方程5進行了估計(表3)。 在表3中：以中等收人家庭(P13)為參照組，模型5中的中低收入、中高收入組家庭的儲蓄率與其沒有顯著差異，但低收入組和高收入組家庭的儲蓄率分別顯著地低于或高于中等收入家庭；在模型6～8中，SRl、SR2隨著收入分組的上升呈現出依次增加的趨勢，并且均是統計顯著的。以上結果進一步說明高收入家庭的儲蓄率相對較高，也是城鎮居民儲蓄的主要擁有者，因此收入差距的擴大將會導致城鎮居民總體儲蓄率上升。 (二)戶主年齡與城鎮居民儲蓄率 在表2的模型1～4中，戶主年齡及其平方項的系數分別顯著小于0和大于0。因此我們初步認為，中國城鎮居民儲蓄率具有u型的生命周期特征，即隨著戶主年齡的增加，儲蓄率先下降、后上升。這一特點和建立在西方社會、經濟條件下的倒u型特征存在明顯差異，但和萬廣華等人(2003)對中國農村居民的相關研究是一致的。為了進一步考察城鎮居民儲蓄的生命周期特征，我們將戶主年齡分成十組并分別設置為虛擬變量(是=l；否=0)，然后用分組年齡變量替代方程5中的headage和headage2，并重新進行了計量檢驗(表4)。 表4顯示：儲蓄率在四個模型中均表現出u型的生命周期特征，并且戶主年齡在45～49歲的時候達到整個生命周期的最低點。南于儲蓄等于收入與消費之差，而隨著年齡的增長，收入一般呈現出先上升，后下降(由于年老所導致的勞動能力下降以及退休年齡的到來)的生命周期特征。 對于SR1而言，南于僅考慮了基本生活費支出，因此在戶主年齡在30歲以下的年輕家庭中，盡管收入水平可能并不高，但子女一般處于幼年甚至還沒有子女，家庭的生活費支出也較少，從而SIR1較高。但隨著子女的成長，生活費支出也逐漸增加，其增幅往往超過家庭收入的增幅，從而導致SR1開始下降，隨著子女的成長并逐步離開家庭，家庭生活費支出的降幅將超過收入的降幅，因此SR1又呈現出上升的趨勢，其中戶主年齡在65歲以上的家庭SR1甚至顯著高于30歲以下的年輕家庭。 而在考慮了教育和醫療支出以后，SR2表現出更加明顯的u型生命周期特征，對應的u型曲線的底部比SR1更寬、更深，這主要是因為家庭在教育方面的大量支出所導致的。并且由于醫療支出的存在，70歲以上老年家庭的SR2與戶主年齡在30歲以下的年輕家庭之間沒有表現出顯著的差異。 (三)家庭人口年齡結構與城鎮居民儲蓄率 在表2中，家庭O～5歲人口的比例(rchildl)與SR1、SR2之間表現出顯著的正相關關系，這主要是學齡前兒童的基本生活費、教育支出都相對較低，從而導致家庭的儲蓄水平較高。盡管6～11歲、12～14歲子女的生活費和教育支出可能會出現一定程度的上升，但由于仍處于義務教育階段，rchild2對SR1和SR2沒有產生顯著影響，rchild3對SR1沒有顯著影響，但與SR2之間存在一定的負相關關系(模型4)，這說明初巾階段的教育支出已經逐漸開始影響城鎮家庭的儲蓄行為了。 隨著子女年齡的進一步增加，基本生活費和教育支出也開始出現了較為明顯的上升，并且由于高中階段(包括中專、技校等)不屬于義務教育，rchild4與SR2之間表現出顯著的負相關關系，并且對SR2的影響程度明顯超過對SR1的影響，其中城鎮家庭在15～17歲人口教育方面的支出顯然是造成以上現象的主要原因。 家庭中18～21歲人口的影響較為復雜：南于已經結束義務教育甚至完成相關的職業教育，因此部分18～21歲人口已經進入勞動力市場，這將會提高家庭的收入水平、降低撫養比，進而提高家庭的儲蓄率；但由于近年來中國高等教育的迅速擴展，也有很大比例的18～21歲人口選擇進入大學繼續學習，這又將給家庭帶來沉重的教育支出負擔，從而對儲蓄率尤其是SR2產生負面影響。表2的結果與我們以上的分析基本一致：rchild5與SR1之間甚至存在一定的正相關關系(模型3)。但在考慮了教育支出以后，rchild5與SR2之間卻表現出顯著的負相關關系。以普通的城鎮三口之家為例，如果有一個18～21歲的子女(即rchild5等于三分之一)，將導致家庭的SR2下降O.1或0.075，降幅相當于平均儲蓄率的30-40％。 此外，65歲以上老年人口的比例(rold)與SR1、SR2之間均表現出顯著的負相關關系，這與我們的直觀認識基本是一致的：老年人的收入水平相對較低，并且面臨著較高的醫療費用支出，因此贍養老人的負擔越重，家庭的儲蓄率也相應越低。 (四)財富水平、戶主特征與城鎮居民儲蓄率 根據LC—PIH模型，財富水平與儲蓄率之間一般存在負相關關系。本文選擇人均自有住房的建筑面積作為財富水平的代理變量，但實證研究的結果卻與以上結論并不一致。在表2中：隨著人均自有住房的建筑面積的增加，城鎮居民的儲蓄率沒有發生顯著變化，甚至還表現出一定的上升趨勢。 針對以上結論，本文認為需要結合我國住房制度改革的現實背景，對住房狀況與居民儲蓄之間的關系進行更加細致的研究。例如，對擁有自有產權住房的城鎮家庭，不同的產權獲取的不同方式(市場購買或繼承等)可能會對儲蓄率產生不同的影響；即使是同樣的產權獲取方式，對于不同年齡家庭的影響方式和影響程度可能也是完全不同的。由于篇幅所限，本文未對以上問題進行深入的研究，但可以作為以后進一步研究的方向。 從表2的結果來看，戶主的性別、政治面貌以及受教育程度對居民儲蓄的影響與前文的分析基本上是一致的：戶主為男性、受教育程度較高的家庭，其儲蓄率也相對較高；而戶主為中共黨員的家庭儲蓄率則相對較低。 五、主要結論 本文使用CGSS2006的微觀調查數據，在綜合考慮生命周期一持久收入假說以及預防性儲蓄理論的基礎上，對中國城鎮居民儲蓄率的影響因素進行了實證研究，主要得出以下結論： 首先，持久收入、收入的不確定性與城鎮居民儲蓄率之間存在著顯著的正相關關系，并且收入差距的上升將會導致城鎮居民總體儲蓄率的上升。因此，降低城鎮居民收入的不確定性以及合理的收入再分配措施都是提高居民消費、降低儲蓄等宏觀經濟政策的重要出發點。 其次，本文基于截面數據的實證研究顯示：與建立在西方國家社會、經濟現實基礎上所得到的倒u型曲線不同，中國城鎮居民的儲蓄率顯示出u型的生命周期特征，其中戶主年齡在45～49歲之間的中年家庭的儲蓄率處于整個生命周期的最低點，而在考慮了家庭的教育、醫療支出以后，這一特征表現得更加顯著。 第三，與戶主年齡對儲蓄率的影響相對應，家庭的人口年齡構成對于儲蓄率也產生了顯著的影響，而產生以上影響的內在機理在于不同年齡人口所對應的教育、醫療支出存在著較大的差異。在中國目前的教育和醫療體制下，這種差異直接影響了家庭的儲蓄和消費行為。 第四，城鎮居民的住房財富水平與其儲蓄率之間基本沒有顯著關系。但戶主的政治面貌、受教育程度、性別對城鎮居民儲蓄率產生了一定的影響。