一、引言
近十几年来，随着经济的发展，我国居民的生活水平得以不断提高，家庭收入也持续增加，城镇居民家庭人均可支配收入从 2000 年的 6 280 元增加到2012 年的 18 783.2 元，增加了近 2 倍。在居民收入水平不断上升的同时，城镇家庭人均储蓄率也在一直增加，①从 2000 年的 20.4%增加到了 2012 年的32.1%.②然而，这种家庭储蓄率伴随着家庭收入不断上升的现象，与传统的生命周期理论并不相符。该理论认为，随着收入的不断增加，家庭储蓄率会持续下降，也可能会大体维持不变，但不可能会出现上升的态势，也有学者将这种现象称之为“中国家庭储蓄之谜”（Song and Yang,2010）[1].不仅如此，随着对中国家庭储蓄研究的深入，越来越多有关中国家庭储蓄的谜团也被揭示出来。Chamon and Prasad（2010）、Ge et al（。2012） 等对中国城镇家庭储蓄进行生命周期特征研究时发现，家庭储蓄率呈现出 U 型的生命周期特征，即年轻家庭和老年家庭相对比中年家庭的储蓄更多[2、3].显然，这种储蓄率的生命周期特征也与传统的生命周期理论相矛盾。我们知道，根据生命周期理论，消费在生命周期内较为平滑，家庭储蓄不断上升并在户主退休前达到最大，退休后伴随着家庭收入的减少，家庭储蓄也会越来越少（Attanasio,1998）[4].关于中国家庭高储蓄以及 U 型的储蓄率生命周期特征的双重谜团，一些学者如 Chamon et al.（2010）、Cristadoro and Daniela（2012）等都使用中国的微观家庭调查数据并从家庭人口结构、养老金以及不确定性等各个角度进行了分析，并取得了显着的成就[5、6].
从以上分析可知，家庭储蓄率在家庭的不同生命周期阶段是不相同的，但目前从微观角度对家庭储蓄率的研究，很少把不同生命周期阶段家庭的储蓄率分开单独研究并进行对比分析，用以发现不同生命周期阶段家庭在储蓄率的决定因素上的差异。
因此，本文使用微观家庭调查数据，先从家庭可支配收入、家庭人口结构以及户主特征等角度对总体家庭以及各分段家庭的储蓄率进行研究，以考察家庭储蓄率的生命周期特征以及不同生命周期阶段家庭在储蓄率决定因素上的差异，然后再对不同生命周期阶段家庭储蓄率的决定因素进行扩展分析，为降低我国家庭储蓄率、促进家庭消费提供实证证据。
本研究要回答的问题：（1）家庭储蓄率的生命周期特征如何？家庭可支配收入、户主特征以及家庭人口结构特征对不同生命周期阶段家庭储蓄率有哪些显着的影响？（2）2009 年和 2002 年不同生命周期阶段家庭储蓄率的决定因素有何差异？（3）不同生命周期阶段家庭中的各个不同收入阶层家庭的储蓄率有何差异？（4）家庭收入的不确定性、医疗支出的不确定性以及城市人口规模对不同生命周期阶段家庭的储蓄率分别有什么样的影响？
二、文献综述
不同生命周期阶段的家庭储蓄行为的理论框架可以追溯到 Modigliani and Brumberg（1954）的生命周期理论。该理论认为，消费者为了使其一生中的效用最大化，会平滑其一生中的消费水平以使得生命周期各个阶段的消费水平大致相当。消费者由于在年轻时收入水平较低，其储蓄会比较低或者为负，随着消费者年龄的增加其收入也会越来越高从而他的储蓄也会越来越多，消费者达到老年并进入退休阶段后，其收入水平又会变得很低甚至为零，从而他的储蓄率变为负，财富也会越来越少，整个生命周期储蓄会呈现出倒 U 型特征[7].但是，一些学者通过实证分析发现，家庭储蓄有时并不是生命周期理论所预测的呈现出倒 U 型生命周期特征，老年家庭在退休后的储蓄不但没有减少反而在不断增加。因此，有些学者如 Leland（1968）、Hurd（1986）转而从预防性储蓄以及遗赠动机等角度对消费储蓄行为进行研究[8、9].
除此之外，现在越来越多的研究将教育、住房、人口结构、退休等因素纳入到生命周期储蓄的分析框架中（Browning, 2001;Chamon, 2010）[10、2].
（一）不同生命周期阶段家庭储蓄决定的实证研究：以外国为分析样本
部分文献支持生命周期理论所阐述的家庭储蓄的倒 U 型生命周期特征，老年家庭会进行负储蓄，家庭财富会逐渐减少。Hurd（1987） 对美国 1969~1979 年间的 11 000 个家庭的退体调查数据（RHS）进行了分析，结果发现这十年间老年家庭的财富以每年 3.2%的速度减少，老年家庭在退休 20 年后财富可能会减少超过一半，并且没有证据表明老年家庭的财产中存在着遗赠动机[11].Attanasio（1993）使用1980~1990 年的消费者支出调查数据（CEX）对美国的家庭储蓄进行研究，发现家庭储蓄呈现驼峰型的生命周期特征，即家庭储蓄开始一直上升，在户主60 岁左右时达到峰值，在进入老年家庭后，储蓄开始逐步减少[12].Jappelli and Modiglian（i1998）利用意大利 1989~2000 年的家庭收入和财富调查数据进行家庭储蓄行为研究时，使用一个他们认为更合理的家庭储蓄率的计算方式来替换传统的家庭储蓄率，结果表明，家庭储蓄呈现驼峰型的生命周期特征，家庭储蓄率刚开始上升，并在户主 35 岁左右时达到最大，然后开始下降并在户主 55 岁左右时变为负数，与生命周期理论所预测的形态完全吻合[13].
部分文献并不支持家庭储蓄的倒 U 型生命周期特征，但变换样本或家庭储蓄的计算方式后的分析结果则表明，老年家庭进行负储蓄，家庭在进入老年阶段后的财富会逐年下降。Attanasio and Székely（1998）使用 1984~1996 年墨西哥家庭的微观调查数据对墨西哥家庭储蓄进行研究发现，在生命周期的第一阶段家庭储蓄率上升得非常快，到 60 岁以后家庭的储蓄率变得平坦并开始下降，但家庭储蓄率仍然为正；对受教育程度较高的家庭的研究表明，他们的家庭储蓄生命周期特征比较符合生命周期理论的预测，即家庭储蓄率开始一直上升，在户主退休后，老年家庭的储蓄率变为负并不断下降[14].Butelmannand Gallego（2001）使用 1988 和 1996~1997 年智利的家庭预算调查数据进行家庭储蓄的研究过程中发现，智利的年轻家庭和老年家庭的储蓄率都为正，但将家庭养老金收入并不看作家庭收入后，老年家庭却在进行负储蓄，符合生命周期理论的预期。Butel-mann and Gallego 也研究了受教育水平较高的家庭的储蓄，发现这些家庭的储蓄符合倒 U 型生命周期特征[15].Brugiavini and Padula（2001）使用 1984~1998年的意大利家庭收入和财富数据，通过是否将家庭养老金收入算作家庭收入而把家庭储蓄分为可自由支配储蓄和强制储蓄，并对两种储蓄进行家庭生命周期特征分析，发现可自由支配储蓄在生命周期内相当平坦并且在老年时家庭储蓄率也还未变为负值；强制储蓄在户主 40 岁时家庭储蓄率达到顶峰，随后开始下降并在户主 60 岁后变为负数[16].Horioka（2010）使用 1990~2008 年的家庭收入和支出数据进行家庭储蓄分析，发现户主在 60 岁以上的有薪资的老年家庭的储蓄率比年轻家庭的储蓄率要低 7.8%-22.6%,但仍然维持正的储蓄率；户主在 60 岁以上的退休老年家庭的储蓄率为负，并且储蓄率逐年降低，从 1997 年的-9.9%降到 2008 年的-31.3%[17].
也有一些文献发现老年家庭的储蓄没有显着减少甚至不断增加，并从遗赠动机、社会保障以及预期寿命等角度进行了分析。Mire（r1980）对 1963~1964年美国 2 164 个消费单位进行退休老年家庭储蓄行为的分析，在模型中加入了寿命预期和遗赠动机，结果发现，大部分退休的老年家庭并没有像生命周期理论预测的那样快的速度来消耗他们的财富，财富消耗速度最快的是那些拥有较少财富的家庭，并且一小部分的老年家庭表现出了遗赠动机[18].Borsch-Supan（1992）使用 1978~1983 年家庭收支调查数据对德国老年家庭的储蓄和消费行为进行研究，发现户主年龄在 60~70 岁的家庭储蓄率为负，家庭财富持续下降，但 70 岁以后的户主家庭又开始进行正的储蓄并积累财富，以至于这些家庭在所有年龄段家庭中有最高的储蓄率，这主要归因于德国完善的社保和医疗系统导致老年家庭的支出较少[19].Brown-ing and Lusardi （1996） 使用 1972 ~1973 年以及1982~1985 年的不同群组的家庭储蓄率数据进行实证分析，发现这两个阶段的所有不同群组家庭的储蓄率都为正。1972~1973 年的家庭在 65 岁以前的储蓄率在上升，65 岁以后开始下降。1982~1985 年的家庭在 35~44 岁时储蓄率有所下降，但随后开始上升直到 65 岁以后才下降。Browning and Lusardi 将储蓄的增加归因于家庭收入的增加，尤其是富裕家庭收入的快速增加[20].Gibson and Scobie（2001） 使用1984~1998 年的家庭经济调查数据分析新西兰的家庭收入、消费和储蓄行为，结果表明，家庭储蓄率在户主 50 岁后的十年中都保持在峰顶状态，在户主60 岁以后开始下降，但仍然保持为正的家庭储蓄，并且老年家庭维持正的储蓄是由于遗赠动机[21].
Demery and Duck（2006）对英国 1969~1998 年的家庭支出调查数据进行储蓄行为分析发现，如果分析家庭储蓄的生命周期特征的话，那么家庭储蓄并不存在驼峰型特征，老年家庭在退休后也没有进行负储蓄而家庭储蓄率还存在越来越高的倾向；如果分析的是个人储蓄的生命周期特征的话，那么个人储蓄存在着驼峰型特征，并且储蓄率在 50 岁左右时达到最高，然后开始下降并在退休后变为负值[22].Parkand Rhee（2005）使用 1982~1999 年的家庭收入和支出调查数据对韩国的家庭储蓄行为进行研究，结果显示，家庭储蓄率在户主 30 岁和 60 岁时出现两个峰值，即家庭储蓄率先开始上升达到峰值后开始下降，然后又开始上升再次达到峰值后并下降，并且不同年龄组群的家庭的储蓄率都为正值。家庭的高储蓄主要是由习惯、预期寿命以及房价上升等因素所导致，但双峰值的家庭储蓄率并没有满意的解释，可能是由于家中孩子上高中和大学的教育支出压力所引起的[23].
（二）不同生命周期阶段家庭储蓄决定的实证研究：以中国为分析样本==大部分文献实证显示，中国不同生命周期阶段家庭的储蓄率为正，并呈现出 U 型的生命周期特征，即年轻家庭和老年家庭有相对更高的储蓄率，所以并不符合生命周期理论的预测。这些文献主要是从家庭结构、户主特征、养老金以及不确定性等各种角度对上述结论进行了分析解释。周绍杰等（2009）使用 1988~2003 年中国城镇家庭调查数据对家庭储蓄率进行研究，发现所有组群的家庭储蓄率不但没有下降趋势，反而均呈现出一个递增的趋势，并且养老金收入对老年组群的储蓄率有显着的正向影响[24].
Song and Yang（2010）根据 1992~2007 年中国城镇家庭调查数据，研究发现，家庭储蓄率呈现出 U 型的生命周期特征，25~40 岁的青年家庭和 51~60 岁的老年家庭比 41~50 岁的中年家庭的储蓄率要高，造成青年家庭高储蓄率的原因是户主的受教育程度提高所带来的家庭收入的快速上升[1].Chamon et al.（2010）使用 1989~2006 年中国健康营养调查数据对中国家庭储蓄问题进行研究，结果表明，40 岁以下的年轻家庭和 40 岁以上的家庭储蓄率都上升得非常快，导致年轻家庭高储蓄的原因是家庭收入的不确定性，而老年家庭高储蓄是为了应对养老金收入的减少，并且这两个因素是中国城镇家庭储蓄率上升以及储蓄率 U 型特征的主要原因[5].Chamon andPrasad（2010）通过分析 1990~2005 年中国城镇家庭调查数据，对家庭储蓄进行了一个总结性的研究，结果表明，家庭储蓄率呈现 U 型生命周期特征，青年人家庭和老年人家庭比其他家庭要储蓄的更多，年轻家庭高储蓄率是为了应对未来教育的支出，老年家庭则是为不确定性的医疗支出做准备[2].谢勇（2011） 使用 2006 年中国综合调查的微观数据对中国家庭储蓄率的决定因素进行探讨，发现家庭储蓄率随着户主年龄先下降后上升，显示出 U 型的特征，并在 45~49 岁时达到最低点[25].Chadwick et al.（2011） 通过对 2007 年中国城镇家庭调查数据进行实证分析以探究中国家庭高储蓄原因，发现家庭储蓄率同样也呈现出 U 型生命周期特征，家庭储蓄率随着户主年龄的增加而先下降后上升；家中孩子抚养比与家庭储蓄率成反比，年轻家庭相对高的储蓄率是由于家中孩子抚养比减少所导致的支出减少，中年家庭相对低的储蓄率是由与孩子相关的高支出造成的[26].Cristadoro and Daniela（2012）实证分析了1991~2010 年中国家庭调查数据以探究中国家庭高储蓄率的背后原因，发现城镇家庭储蓄率呈现 U 型生命周期特征，并且家庭储蓄率在老年时达到最大，而家庭小孩抚养比和家中国企职工就业人数与老年家庭的储蓄率成负向关系，但他们将中国家庭的高储蓄率归因于流动性限制和预防性动机[6].
也有文献研究发现，中国家庭储蓄率的生命周期特征随着时间的推移发生了改变，从非 U 型特征变为 U 型特征或者相反。Zhou et al（。2011） 根据1988~2007 年包含中国六个省份的城镇家庭调查数据，对中国居民家庭的储蓄行为进行研究，发现户主年龄与家庭储蓄率之间的关系，在 1988~1990 年是驼峰型，到 2005~2007 年则变为 U 型，也就是年轻家庭和老年家庭比中年家庭储蓄的更多[27].郝东阳和张世伟（2011）基于 2002 年的中国微观数据，对城镇居民家庭消费和储蓄进行研究，结果表明，随着户主年龄的增加，家庭储蓄率呈现先上升后下降的倒U 型的变动趋势，峰值出现在 60 岁左右[28].Ge et al.（2012）使用 1990~2005 年中国城镇家庭调查和中国人口统计数据，从人口结构角度对中国家庭储蓄之谜进行探讨，发现早期的家庭储蓄率随着户主年龄呈上升趋势，而现在则呈 U 型特征，并且各不同生命周期家庭的储蓄率都快速上升，青年家庭和老年家庭储蓄率增加的幅度比中年家庭要大。其中，40岁以下的青年家庭增加储蓄是为了缓解赡养父母的压力，41~50 岁中年家庭储蓄增加是他们所抚养的孩子减少导致的，50 岁以上的老年家庭更多的储蓄是基于成年孩子减少所引起的对老年社保的担忧[3].
范叙春和朱保华（2013）通过对 1995、2002 和 2007年中国城市收入家庭调查数据的对比实证分析，发现 1995 年和 2002 年的家庭储蓄率生命周期特征呈U 型分布，即年轻家庭和老年家庭比中年家庭储蓄的更多，2007 年各年龄段的家庭储蓄率并不存在显着的差异，这是由于教育、医疗和养老等制度的完善有效缓解了青年家庭和老年家庭的储蓄动机。
通过以上的文献分析可以看出，不同生命周期阶段家庭的储蓄率是存在差异的，但很少有文献将不同生命周期阶段的家庭进行分类，并探讨这些不同家庭在储蓄率决定因素上的差异。因而，本文拟利用 2009 年与 2002 年中国六个省份与直辖市的城镇住户调查数据（UHS），对居民家庭储蓄率与各不同生命周期阶段家庭储蓄率的决定因素进行实证检验，以深入了解家庭可支配收入、家庭生命周期特征、家庭人口结构、户主特征和其他社会经济因素对家庭储蓄率与各不同生命周期阶段家庭储蓄率的影响机制，最终为降低我国居民家庭储蓄从而促进家庭消费提出政策建议。
本文对家庭储蓄研究的贡献主要体现在三个方面：（1）现有文献很少将不同生命周期阶段的家庭储蓄率进行对比研究，本文从家庭可支配收入、户主特征以及家庭结构特征等角度探讨不同生命周期家庭储蓄率决定因素的差异；（2）在家庭可支配收入对家庭储蓄率影响的基础上，进一步探讨不同收入阶层的家庭、家庭遗赠动机、家庭的不确定性收入以及家庭医疗支出的不确定性对不同生命周期阶段家庭储蓄率的影响及其差异；（3）将城市人口规模引入家庭储蓄率的实证模型，以期考察中国城镇化对家庭消费储蓄的影响。
三、数据来源、变量选择与统计性描述
（一）数据来源与变量选择
本文使用中国国家统计局的中国城镇住户调查数据（UHS），文中实证分析的样本来源于 2009 和2002 年六个省份与直辖市，③包括北京、辽宁、浙江、广东、四川、陕西，分布于中国华北、东北、华东、华南、西南、西北，地理位置上具有广泛的代表性。该调查问卷的内容包括住户与家庭成员基本情况、婚姻人口结构、家庭可支配收入、储蓄与分类消费、家庭住房情况等详细信息。我们对原始数据进行了仔细的清理，剔除了关注变量为缺失值以及异常值的样本家庭。
参照 Chamon and Prasad（2010）的方法[2],本文将城镇家庭储蓄率作为因变量，自变量的选择遵循理论的关联性和数据可用性原则，建立如下计量模型来考察城镇居民家庭储蓄率的影响因素：
Saving_rate =α +β*lnincome +t*E +province_dum-my+ε其中，Saving_rate 表示家庭的储蓄率，lnincome表示家庭可支配收入的对数，E 表示户主以及家庭的特征变量。这里，我们把 E 分为以下三类：（1）户主的年龄（包含年龄的平方）、户主受教育年限变量，以及户主的性别、民族、就业状况等虚拟变量；④（2）家庭规模、家庭成员的年龄结构以及家庭的就业状况，主要包括家庭人数、0~5 岁孩子占家庭总人口之比、6~18 岁孩子占家庭总人口之比、19~22 岁孩子占家庭总人口之比、60 到 70 岁老年人口占家庭总人口之比、家庭就业人口占家庭总人口之比、国有部门就业人口占家庭总就业人口之比；（3） 家庭其他变量，主要包含户主是否未婚或丧偶的虚拟变量、家庭是否拥有住房的虚拟变量。另外，我们对省际虚拟变量也进行了控制。
另外，为了分析不同生命周期阶段家庭储蓄率决定因素的差异，我们考察了总体样本的户主年龄，并将其固定在 25~70 岁之间，并综合参照 Songand Yang（2010）以及 Ge et al（。2012）的户主年龄划分方法[1、3],将 2009 和 2002 年的总体样本依照户主年龄分为青年家庭（25~39 岁）、中年家庭（40~49岁）、中老年家庭（50~59 岁）以及老年家庭（60~70岁）。然后，我们计算出了 2009 和 2002 年不同生命周期阶段家庭的储蓄率并用图表进行了对比（如下图 1、图 2）。
从图 1 和图 2 可以看出：（1）2009 和 2002 年老年家庭储蓄率都是最高的，并且老年家庭和年轻家庭的储蓄率都高于中年家庭的储蓄率；（2）2009 年所有家庭的储蓄率相对于 2002 年都有所上升；（3）老年家庭储蓄率上升幅度是所有家庭中最大的，从2002 年的 0.222,上升到 2009 年的 0.353,增加了0.131.
（二）描述性统计
本文的研究对象为家庭储蓄率以及不同生命周期阶段家庭的储蓄率，所以，我们将样本中的家庭收入、户主特征以及家庭人口结构特征等变量进行描述性统计，得到 2009 年的总体有效样本 15 440 个，2002 年的总体有效样本 7 956 个。表 1、表 2 为 2009和 2002 年总体样本各变量的描述性统计。
四、基准回归与年份对比分析
（一）基准回归
对 2009 年总体样本的城镇居民家庭储蓄率决定因素的回归分析。在回归方程（1）中，我们对所有的样本进行了回归，在解释变量中控制了家庭可支配收入的对数、户主年龄、年龄的平方、一些户主特征以及家庭结构特征的变量，回归结果见表 3 所示。
由表 3 可以看出：（1）家庭可支配收入对家庭储蓄率有明显的促进作用；（2）家庭储蓄率与户主年龄呈显着的 U 型关系，即随着户主年龄的不断增加，家庭储蓄率先开始呈现出大体的下降趋势，到达最低点后又出现上升的趋势；（3） 户主的受教育程度越高，越能显着降低家庭的储蓄率，户主为女性对家庭储蓄率有明显的负向作用，家庭规模以及家庭 22 岁以下孩子占比均和家庭储蓄率有显着的负向关系；（4）拥有住房所有权的家庭相对于租房家庭更能显着地促进家庭储蓄率，家中就业人口占比和家庭储蓄率呈正向的关系。此外，在总体回归中，我们并未发现户主为少数民族、户主就业或退休、家中 60~70 岁老年人口占比、家中国有部门就业人口占比以及户主未婚或丧偶变量与家庭储蓄率之间有显着的相关关系。
为了进一步验证家庭储蓄率呈现的 U 型生命周期特征，我们根据上文的户主年龄分类，将总体的样本家庭分为青年家庭（25~39 岁）、中年家庭（40~49 岁）、中老年家庭（50~59 岁）以及老年家庭（60~70岁），并将它们的虚拟变量带入基准模型，替换掉户主年龄变量，但为了排除共线性，我们剔除了中年家庭（40~49 岁）虚拟变量，并以它为参照考察其他家庭相对中年家庭对家庭储蓄率的影响作用，然后进行实证回归（如表 3 的回归方程 2 所示）。实证结果显示：（1）青年家庭和老年家庭虚拟变量前的系数都显着为正，表明相对于中年家庭，青年家庭和老年家庭都显着促进了家庭储蓄，也就是说青年家庭和老年家庭要比中年家庭储蓄的更多，家庭储蓄率的确呈现 U 型生命周期特征；（2） 老年家庭虚拟变量前的系数显着大于青年家庭，表明老年家庭对总体家庭储蓄率的促进作用最大，也即老年家庭的储蓄率最高。
通过以上分析我们得知，不同生命周期家庭的储蓄率存在着显着的差异。为了进一步考察不同年龄段家庭在储蓄率决定因素上的差异，在表 3 的回归方程（3）、（4）、（5）和（6）中，我们用同一模型对以上四个不同年龄段家庭的储蓄率进行实证分析，⑤以比较它们在决定因素上的不同。回归结果显示：（1）在不同的生命周期家庭中，家庭可支配收入都对家庭储蓄率有显着的正向影响；（2） 除老年家庭外，户主的受教育程度都和其他家庭的储蓄率呈显着的负向关系，户主女性对青年家庭和老年家庭的储蓄有明显的负向影响，户主就业对老年家庭储蓄率有正向影响，户主离婚或丧偶只对老年家庭储蓄率有正向的影响，户主退休与老年家庭储蓄率有显着的负向关系，但户主退休却能促进青年家庭的储蓄率；（3） 家中 0~5 岁孩子占比对除中老年家庭以外的所有家庭的储蓄率都有显着的负向作用，家中 6~18 岁孩子占比和所有家庭的储蓄率都呈显着的负向关系，家中 19~22 岁孩子占比只对中年家庭和中老年家庭的储蓄率有负向作用，家中 60~70 岁老年人口占比对中老年家庭储蓄率有负向影响，但对老年家庭储蓄率却是正向影响；（4）家中工作人口占比对中老年家庭和老年家庭的储蓄率有促进作用，家中国企部门就业人口占比只对老年家庭储蓄率有正向影响，家庭规模只和中老年家庭储蓄率呈显着的负向关系，家庭拥有住房也只和中老年家庭的储蓄率有正向关系。
（二）年份对比分析
考虑到结果的可比性，我们用同样的回归方程对 2002 年上述省份和直辖市的城镇居民调查数据进行实证分析，得出 2002 年家庭储蓄率的决定因素，回归结果见表 4 所示。在此基础上，我们将 2009年的回归结果与 2002 年的进行对比分析，以考察它们在家庭储蓄率决定因素上的不同。
在回归方程（1）中，我们首先对 2002 年所有样本家庭的储蓄率进行回归分析。结果显示：（1）家庭可支配收入对家庭储蓄率有显着的促进作用；（2）家庭储蓄率呈现 U 型的生命周期特征，即随着户主年龄的上升，家庭储蓄率先呈现下降的趋势，达到最低点后又再呈现回升的趋势；（3） 户主的受教育程度、户主为女性、家庭规模以及家庭 22 岁以下孩子占比均和家庭储蓄率有显着的负向关系，而家中就业人口占比和家庭拥有住房都显着了促进家庭储蓄。此外，在总体回归中，我们并未发现户主为少数民族、户主就业或退休、家中 60~70 岁老年人口占比、家中国有部门就业人口占比以及户主未婚或丧偶变量与家庭储蓄率之间有显着的相关关系。
在回归方程（2）中，我们用不同年龄段户主年龄虚拟变量替换掉户主年龄变量进行回归。结果显示，相对于中年家庭，青年家庭对家庭储蓄率有显着的促进作用，也就是说，青年家庭相对中年家庭储蓄的更多，而老年家庭和中老年家庭的储蓄相对中年家庭并没有显着的多。
然后，我们将不同生命周期家庭的样本分开，并用上文同样的回归方程对它们各自进行实证分析，以发现它们在家庭储蓄率决定因素上的差异，回归结果见表 4 中的（3）、（4）、（5）和（6）所示。回顾结果显示：（1）家庭可支配收入对所有不同生命周期家庭的储蓄率都有显着的促进作用；（2）户主受教育程度和户主女性只与青年家庭以及中年家庭的储蓄率呈显着的负向关系，家中就业人口占比与青年家庭和中年家庭的储蓄率呈显着的正向关系，户主就业对青年家庭的储蓄率有负向作用，但对中老年家庭的储蓄率有正向作用；（3） 家中 6~18 岁孩子占比对除了青年家庭以外的所有家庭的储蓄率有负向作用，但家中 18~22 岁孩子占比只对中年家庭和中老年家庭的储蓄率有抑制作用；（4）家庭规模与中年家庭和中老年家庭的储蓄率之间呈负向关系，家庭拥有住房对中老年家庭和中年家庭的储蓄率有促进作用。
对比 2009 年和 2002 年的回归结果可见：（1）两年中的家庭可支配收入无论对总体样本家庭的储蓄率还是对各不同生命周期家庭的储蓄率都有显着的促进作用；（2） 两个年份中的家庭储蓄率都呈现 U型的生命周期特征；（3）在 2009 年和 2002 年总体样本回归中，户主受教育程度、户主为女性、家中就业人口占比、家庭规模、家中各年龄段孩子占比以及家庭拥有住房变量对各自家庭储蓄率的影响均无显着的差异；（4）在不同生命周期家庭储蓄率的分段回归中，对于老年家庭而言，2009 年户主为女性、户主就业、户主退休、家中就业人口占比、家中国企部门职工占比以及户主未婚或丧偶都对家庭储蓄率有显着的影响，而在 2002 年中这些因素对家庭储蓄率并无显着的影响；（5）对于中老年家庭而言，两年中的户主受教育程度、户主就业、家中就业人口占比以及家中 60~70 岁老年人口占比对家庭储蓄率的影响都显着不相同；（6）对于中年家庭而言，户主为女性、家中就业人口占比、家庭规模、家中 0~5 岁孩子占比以及家庭拥有住房对家庭储蓄率的影响在两年中都有显着的差异；（7）在青年家庭中，户主就业或退休、家庭就业人口占比、家中 18 岁以下孩子占比以及户主未婚或丧偶对两年中的家庭储蓄率都有显着不同的影响。
五、扩展讨论与检验
（一）不同收入阶层对家庭储蓄率的影响
1.不同收入阶层对不同生命周期阶段家庭储蓄率影响的差异。从以上的回归中，我们可以看出，家庭可支配收入对家庭储蓄率有显着的正向影响，初步认为高收入家庭的储蓄率要高于低收入家庭，因而收入分配可能对城镇家庭储蓄产生重要影响。收入分配对消费储蓄影响的理论最早可以追溯到凯恩斯的绝对收入理论。他认为，边际消费倾向随着收入的上升而递减，收入分配会影响经济中的储蓄率，如果社会贫富差距拉大会促进储蓄率上升。Modiglianiand Brumberg（1954）的生命周期理论却认为，消费者会平滑生命周期各个阶段的消费，各期消费其实是生命周期收入的一个恒定比例。因此，收入分配不会影响消费倾向，储蓄率也与收入分配无关[7].Blinder（1975）将遗赠动机纳入到生命周期模型中，他认为消费者会关心后代的福利，常常会留有遗产，如果遗赠是奢侈品，那么遗赠储蓄会随收入的上升而上升，富人的储蓄率就会更高。与前面的研究不同的是，Becke（r1975）从人力资本投资角度进行分析。
他认为，通常人力资本的回报都是递减的，穷人会比富人将收入中更大的比例投资到人力资本上，而人力资本投资在国民收入核算中通常会计入消费，因此，穷人的储蓄率通常比富人低。在中国的实证方面，汪伟和郭新强（2011）研究发现，中低收入者比中高收入者有更高的储蓄率，经济的不平等程度越高，总储蓄率就会越高。谢勇（2011）在分析收入分配格局对城镇居民储蓄的影响时，根据人均实际收入的高低，将城镇家庭分为低收入、中低收入、中等收入、中高收入和高收入五组进行实证研究，发现高收入家庭的储蓄率会更高，收入差距的扩大会导致城镇居民总体储蓄率的上升[25].截至目前，还没有学者就不同收入阶层对家庭储蓄率以及对不同生命周期阶段家庭储蓄率间的影响进行对比分类研究。因此，我们在前文基准模型的基础上，根据国家统计局官方网站上城镇家庭可支配收入的分类标准，将总体家庭样本和各分类家庭样本的家庭收入按从低到高排列，再分别按照 10%、10%、20%、20%、20%、10%、10%的比例分为最低收入家庭、较低收入家庭、中等偏下收入家庭、中等收入家庭、中等偏上收入家庭、高收入家庭以及最高收入家庭，并用虚拟变量 FI1、FI2、FI3、FI4、FI5、FI6 和 FI7 标记。
在实证回归的过程中，我们将 FI1、FI2、FI3、FI5、FI6 和 FI7 带入前面的基准模型替换掉家庭可支配收入，并以中等收入家庭（FI4）为对照组，回归的结果见表 5.无论是对总体家庭而言，还是对各个不同分类家庭而言，相对于中等收入家庭（FI4），中等收入以下的家庭（如 FI1、FI2、FI3）都对家庭储蓄率有显着的负向影响，中等收入以上的家庭（如 FI5、FI6 和 FI7）都对家庭储蓄率有显着的正向影响。家庭收入阶层越低对家庭储蓄率的负向影响作用越强，家庭收入阶层越高对家庭储蓄率的促进作用越强。所以，无论是对于总体全部家庭还是不同生命周期阶段的家庭来说，收入阶层越高的家庭的储蓄率也会显着更高。2.从遗赠动机角度对不同收入阶层家庭储蓄率差异的解释。从上一段的分析可以看出，无论是对总体家庭还是对各个不同生命周期家庭而言，收入越高的家庭的储蓄率也会显着越高。但是，不同收入阶层的家庭储蓄率为何会显示出这样的显着差异，遗赠动机的引入是解释这一储蓄行为的一条重要途径。
Blinde（r1975）将遗赠动机纳入到生命周期模型中，以此来研究消费者的边际消费倾向与财富水平的关系。Blinder 认为，边际消费倾向与消费者财富水平之间的关系取决于两个系数，即消费的边际效用弹性与遗赠的边际效用弹性。当前者大于后者时，边际消费倾向会随着财富水平的增加而下降，即高收入阶层的消费者比低收入阶层的消费者有更高的储蓄倾向。但是，对于这两个系数的大小，Blinder 并没有给出具体的结论，不过在一些后续学者的研究下，基本上认同了消费的边际效用弹性大于遗赠的边际效用弹性的观点。
Menchik and David（1983）对带有遗赠动机的消费模型做了进一步的扩展。他们认为，父母对子女的赠与有两类：一类是人力资本方面的赠与，如食品、衣服、医疗、教育等方面的支出；另一类则是遗产，在人力资本赠与的边际效用递减的情况下，父母就会考虑对子女的遗产赠与。另外，Simon Fan（2006）在Becker 等的利他主义模型的基础上，构建了一个包含父母对子女预期收入水平的叠代模型。通过模型研究发现，如果父母预期子女收入水平良好，则其对子女的遗赠动机就会减弱；相反，则会增强对子女的遗赠动机。同时，高收入父母总会担心子女的收入不如自己。因此，Simon Fan 认为该模型能够很好的解释不同收入阶层的储蓄行为的差异。
中国关于遗赠动机对家庭储蓄率的影响，大多是从收入分配以及不同收入阶层等角度进行研究。
朱国林等（2002）发现，遗赠储蓄倾向与收入水平正相关，收入分配越不均，大部分财富越集中在少数高收入阶层手中，整个社会的遗赠储蓄动机就越强，并且收入分配不均导致的遗赠动机是造成我国消费不振的一个重要原因。苏基溶和廖进中（2010）通过对 1980~2007 年中国城镇家庭数据进行检验，认为收入分配差距扩大导致整个社会的遗赠储蓄增加，引起总消费不振。胡德宝（2012） 对中国城镇居民1980~2009 年的数据进行遗赠储蓄研究，发现收入差距所导致的遗赠性储蓄动机对城镇居民的高储蓄行为产生了显着影响。因此，我们上一段的实证研究中发现的高收入家庭的高储蓄率，也从侧面反映出我国家庭的遗赠动机对总体以及不同生命周期家庭高储蓄率有显着的正向影响。
（二）不确定性收入对不同生命周期阶段家庭储蓄率影响的差异
Leland（1968）首先将不确定性引入消费者行为决策分析框架，提出了预防性储蓄理论，认为风险厌恶的消费者为预防未来收入的不确定性对消费的冲击而会进行额外的储蓄[8].Kimbal（l1990）对风险规避与预防性储蓄动机之间的关系进行了进一步的扩展，提出了绝对谨慎系数与相对谨慎系数，并认为伴随着绝对谨慎系数和相对谨慎系数的上升，给定未来收入的不确定性会导致边际消费倾向的不断下降。Caballero（1990）的研究表明，由收入的不确定性所导致的预防性储蓄占美国居民整个生命周期储蓄的 60%以上。Carrol（l1994）分析了美国收入动态的分组统计数据和消费者支出数据，发现未来收入的不确定性会显着影响当前的消费，并且预期收入变动越大，当前消费越少。
关于中国居民储蓄行为的研究。宋铮（1999）选取居民收入的标准差作为衡量中国居民未来收入不确定性的指标，对我国城乡居民储蓄余额的年增加值进行回归分析，认为未来收入的不确定性是我国居民进行储蓄的主要原因。罗楚亮（2004）使用城镇家庭的调查数据对居民的消费行为进行研究，发现收入的不确定性对居民的消费水平产生了严重的负面影响。易行健等（2008）对我国农村居民的储蓄行为分析发现，我国农村居民存在着很强的预防性储蓄。沈坤荣和谢勇（2012）使用 2006 年中国综合社会调查数据，检验不确定性收入对城镇居民储蓄率的影响，结果表明，不确定收入和城镇居民储蓄率之间存在着显着的正向关系。
到目前为止，很少有文献研究不确定性对不同生命周期家庭储蓄率的影响，因此，本文将从家庭不确定收入的角度考察不确定性对不同生命周期家庭储蓄率的影响。我们参照沈坤荣和谢勇（2012）的研究方法，将家庭不确定性收入定义为家庭实际收入与家庭持久收入之间的差额，也就是家庭的暂时收入。然后，我们把家庭实际可支配收入的对数作为因变量，根据变量的相关性和可用性原则，选择户主年龄、户主受教育程度、户主性别、户主民族、户主是否退休、户主是否就业、户主是否未婚或丧偶的户主变量，家庭平均年龄（mage）、家庭平均受教育程度（meducation）、家庭工作人口占比、家庭国有经济部门就业人数占比的家庭变量，以及所在省份变量作为自变量进行 OLS 回归，回归结果如表 6 所示。使用该回归方程计算出家庭可支配收入的预测值以及残差，并把它们当作家庭的持久收入和不确定性收入，分别标记为为 plfincome 和 ulfincome,统计性描述如表 7 所示。将家庭持久收入和不确定性收入带入基准回归模型，替换掉家庭可支配收入，对总体家庭储蓄率和各不同生命周期阶段家庭储蓄率进行回归，以估计不确定性对家庭储蓄率的影响，实证结果如表 8 所示。
回归结果表明：（1） 对总体家庭储蓄率而言，家庭不确定性收入对家庭储蓄率有显着的促进作用；（2） 家庭不确定性收入对各个不同生命周期家庭的储蓄率都有显着的正向影响，家庭持久收入仅对中年家庭的储蓄率有显着的负向影响；（3）收入的不确定性显着提高了所有家庭的储蓄率。
（三）医疗支出的不确定性对不同生命周期阶段家庭储蓄率影响的差异
我们知道，不确定性既包括收入的不确定性，也包含支出的不确定性。国外对预防性储蓄的研究主要从收入的不确定性角度展开，这主要得益于国外完善的市场经济体系和社会保障制度，以至于支出的不确定性变得不再显着。但是，我国的市场经济发展阶段仍然落后于发达国家，市场经济体系还不十分完善，经济和社会等各方面的改革仍在进一步深化中，以至于我国居民不仅面临着收入的不确定性，同时也面临着支出的不确定性。李勇辉和温娇秀（2005）通过实证研究认为，除了收入的不确定性以外，支出的不确定性也是导致我国居民预防性储蓄的重要原因。他们从教育、医疗、住房等方面支出的不确定性进行研究，发现未来支出不确定性越大，预防性储蓄就越多。郭志仪和毛慧晓（2009）基于预防性储蓄理论，对 1990~2006 年城镇居民的收入和支出数据进行研究，结果显示，相比收入不确定性，支出的不确定性对居民消费的影响更大，并且医疗支出和教育支出的不确定性对居民消费都有显着的影响。邓可斌和易行健（2010）通过对消费者预防性储蓄动机的异质性进行研究，认为消费支出的不确定性并不完全取决于收入的不确定性。刘灵芝等（2011）采用农村家庭微观调查数据，引入不确定变量，对农村居民消费行为进行实证分析，发现收入和支出的不确定性都会抑制农村居民的消费，但收入的不确定性对农村居民消费的影响要大于支出的不确定性。钱文荣和李宝值（2013）通过对农民工的调查数据进行研究，发现农民工家庭的消费不仅存在着收入的不确定性，也存在着支出的不确定性，医疗支出和子女教育支出的不确定性的增加对其消费有抑制作用。
综上所述，从支出的不确定性角度研究家庭的预防性储蓄仍然是十分必要的。基于此，我们从家庭医疗支出的不确定性角度出发，研究其对家庭储蓄率以及不同生命周期家庭储蓄率的影响，并探究其中存在的差异。为了得到度量家庭医疗支出不确定性的变量，我们参照罗楚亮（2004）的研究方法，以家庭医疗支出的对数值为被解释变量，以家庭成员的年龄结构、医疗保障状况、收入水平等为解释变量，估计家庭的医疗支出函数。由于部分家庭不存在医疗支出，为防止估计偏差，我们用 Tobit 回归对家庭医疗支出函数进行估计。先计算出家庭医疗支出的预测值，然后将实际医疗支出与预测医疗支出之间的差额定义为随机性医疗支出，以随机性医疗支出的平方项作为家庭医疗支出不确定性的度量指标。
回归结果如表 9、10、11 所示。
回归结果表明：（1） 对总体家庭储蓄率而言，家庭医疗支出的不确定性对家庭储蓄率有显着的提高作用；（2）家庭医疗支出的不确定性对各个不同生命周期家庭的储蓄率都有显着的正向影响，对老年家庭储蓄率的影响作用要显着大于其他生命周期阶段家庭，表明老年家庭面临医疗支出不确定性而进行的预防性储蓄要大于其他家庭，这也部分解释了老年家庭高储蓄率的原因。（四）城市人口规模是否显着影响家庭储蓄率==Arnot（t1979）的研究表明，人口与经济活动的空间集聚有正的外部性，如劳动力共享和技术溢出效应，城镇化会通过这种集聚效应推动内需和消费。
Carroll et al（。2000）认为，进城人口的生活方式受到城镇居民的影响，消费会从以食品为主要内容的低层次结构向文娱、保健为主要内容的高层次结构转变，从而推动消费结构转型和升级，并最终使全体居民的消费总额不断增大。刘艺容（2008）通过自变量回归分析方法，研究了中国 1978~2005 年的城市化与居民消费增长之间的关系，发现我国的城市化水平和消费增长率之间总体上有正向的、较长期的互动影响。郑玉（2013）运用 1978~2011 年的时间序列数据，通过建立 VEC 模型分析城市化与消费之间的动态关系，发现城市化对消费有正向的冲击影响。所以，本文从微观家庭角度探讨城市化对家庭储蓄的影响，并观察城市化对不同生命周期家庭储蓄率的影响是否存在着差异。我们在前文基准模型的基础上，继续加入城市人口变量 popu 和城市人口变量的平方 popu2,⑦并对各家庭储蓄率进行回归，实证结果如表 12 所示。
从表 12 的实证结果可以看出，城市人口规模与总体家庭储蓄率之间呈显着的 U 型关系，即城市人口规模的增加能够显着降低家庭储蓄率，达到最低点后伴随着城市人口规模的进一步扩大，家庭储蓄率会逐渐上升。从分类家庭的回归可以看出，城市人口规模与中年家庭储蓄率之间呈显着的线性负相关关系，与其他家庭的储蓄率则呈显着的 U 型关系，城市人口规模对老年家庭储蓄率的影响效应明显大于对其他家庭储蓄率的影响。六、研究结论与政策建议==（一）主要研究结论==本文利用中国比较具有代表性的六个省份与直辖市 2009 年与 2002 年的城镇住户调查数据，对总体家庭以及不同生命周期阶段家庭储蓄率的决定因素进行了实证检验与扩展分析，研究结论可以概括为四个方面。
第一，2009 年和 2002 年的家庭可支配收入都和家庭储蓄率呈显着的正向关系，并且这两年的家庭储蓄率都呈现出 U 型的生命周期特征。对这两年家庭储蓄率有显着影响的决定因素基本上是相同的。具体来看，2009 年和 2002 年中的户主受教育程度、户主女性、家庭规模以及家中各年龄段孩子占比都和家庭储蓄率有显着的负向作用，而家中就业人口占比以及家庭拥有住房在两年中都明显的提高了家庭储蓄率。
第二，对于 2009 年不同生命周期的家庭而言，家庭可支配收入对所有家庭的储蓄率都有显着的正向影响，家中 6~18 岁孩子占比对所有家庭的储蓄率都有显着的负向影响；户主受教育程度对除老年家庭以外的所有家庭的储蓄率都有负向作用；户主为女性对老年家庭和青年家庭的储蓄率呈现负向关系；户主退休对老年家庭的储蓄率有负向影响，但对青年家庭储蓄率却有正向影响；家中就业人口占比对老年和中老年家庭的储蓄率有显着的促进作用；家中 0~5 岁孩子占比对除了中老年家庭以外的所有家庭的储蓄都有抑制作用；家中 60~70 岁老年人口占比和老年家庭的储蓄率呈正向的关系，和中老年家庭的储蓄率呈负向关系。对比 2002 年不同家庭储蓄率的回归结果可以看出，除了家庭可支配收入以外，两年中的户主受教育程度、户主女性、户主就业或退休、家中就业人口占比、家庭规模、家庭各年龄段孩子占比以及家庭是否拥有住房，对各不同生命周期阶段家庭储蓄率的影响均存在差异。
第三，无论在总体家庭还是不同生命周期阶段家庭中，相对于中等收入家庭而言，收入阶层低于中等收入的家庭都对家庭储蓄率有显着的负向影响，家庭的收入阶层越低对家庭储蓄率的负向影响越强；收入阶层高于中等收入的家庭基本上都对家庭储蓄率有显着的正向影响，家庭的收入阶层越高对家庭储蓄率的正向影响越强。总之，从实证结果可以看出，收入阶层越高的家庭，储蓄率也会显着的越高。这也部分反映出我国家庭的遗赠动机对家庭储蓄率显着的正向影响。
第四，对于总体家庭而言，家庭不确定性收入对家庭储蓄率有显着的促进作用。对于不同生命周期阶段的家庭来说，家庭不确定收入对所有不同家庭的储蓄率有显着的促进作用，而家庭持久收入仅对中年家庭的储蓄率有显着的负向影响。总而言之，收入不确定性显着促进了所有家庭的储蓄率。同样地，医疗支出的不确定性对总体家庭储蓄率以及不同生命周期家庭的储蓄率有显着的正向影响，医疗支出的不确定性对老年家庭储蓄率的影响比对其他家庭的影响都要大，这也部分解释了老年家庭的储蓄率为什么会比其他家庭要高。我们还发现，城市人口规模对总体家庭储蓄率的影响呈现显着的 U 型关系，即城市人口规模的增加能够显着降低家庭储蓄率，达到最低点后伴随着城市人口规模的进一步扩大，家庭储蓄率会逐渐上升。对于不同生命周期阶段的家庭来说，城市人口规模仅和中年家庭的储蓄率呈显着的线性负相关关系，和其他分类家庭的储蓄率呈显着的 U 型关系。
（二）政策建议
结合我国当前着力扩大居民消费需求、转变经济发展方式以及推进城镇化的宏观经济背景，本文的结论具有重要的政策含义及启示。（1）户主受教育程度、家庭人口年龄结构类变量、家庭就业状况、家庭是否拥有住房和家庭其他特征变量均显着影响总体家庭的储蓄率，这些变量对各不同生命周期阶段家庭储蓄率的影响效应存在显着差异。因此，需要更多关注并考虑这些因素的变化对不同家庭储蓄率的影响，以更好的提高居民的消费水平。（2）收入阶层越高的家庭，遗赠动机也会越强，储蓄率也会显着的越高。因此，为提高我国居民的消费水平，降低居民的储蓄率，应该制定政策以更加合理的调节收入分配格局，并加大对中低收入阶层的转移支付力度，具体措施主要是建立和完善住房、教育、医疗、养老等公共服务体系。（3）收入和医疗支出的不确定性很大程度上促进了家庭的储蓄行为，并且各类家庭储蓄率都对收入和医疗支出的不确定性非常敏感。因此，要提高城镇居民的收入水平，稳定其收入预期。考虑到工资是大多数城镇家庭收入的主要来源，在政策层面上要努力完善劳动力市场，采取充分措施促进就业，并建立正常的工资增长机制。大力完善社会保障系统，建立起覆盖面更广泛的失业救济、医疗、养老保险等制度。（4）城市化水平对降低家庭储蓄率、促进家庭消费有显着的影响。因此，要加快推进我国的城市化水平，但城市化可能在提高居民消费水平上存在着一个最优的城市人口规模。所以，在推动城市化水平时要综合考虑城市人口的适宜规模，控制大城市的人口规模。
