第29卷第2期统计研究, 2012年2月Statistical R回earchFeb. 2012 收入增长、收入波动与城镇居民财产积累罗楚亮内容提要:本文根据1995年和2002年住户调查数据，讨论了居民收入增长、收入波动以及住户特征对于城镇居民财产积累的影响。本文发现在1995年的家庭财产持有行为中已经具有明显的预防性动机，收入波动对于家庭的财产积累行为具有重要影响，而在2002年这种效应则有所下降。城镇居民在这一期间持有财产数量的增长主要是由收入增长所解释。此外，预防性动机在整个财产分布中的变化趋势在两个年份中是相反的，1995年财产分布低分位点具有更强的预防性动机，而2002年则相反，预防性动机随着财产分布分位点的上升而增强。如果控制收入、收入波动以及生命周期等储蓄性因素，户主特征对于财产积累的解释作用非常有限。关键词:收入;财产;预防性动机中图分类号:C812文献标识码:A文章编号:1002 -4565 (2012) 02 -0034 -08 Income Growth, Income Variation and Wealth Accumulation of Urban Households Luo Chuliang Abslract: 8ased on household su凹eyconducted in 1995 and 2002, this paper discusses the impacts of growth and variation of household income and household characteristics on wealth accumulation of urban households in China. The findings include: there was even stronger precautionary motivation in wealth holding in 1995 than that in 2002; the increase of household wealth holding was largely explained by the income growth; household characteristics contribute liule in the explanation on household wealth holding. Additionally, there were opposite relation between precautionary motivation and quantile of wealth distribution in the two years. Precautionary motivation strengthened in lower quantiles of wealth distribution in 1995 but in higher quantiles in 2002. Key words: Income; Wealth; Precautionary Motivation 研究。但关于预防性储蓄理论的经验结果并不具有一、引言一致性，Dardanoni ( 1991 )、Carroll与Samwick( 1995、居民储蓄构成财产积累的基本来源。凯恩斯将1997)等的经验发现认为不确定性对居民消费或资居民的储蓄动机归结为"谨慎、远虑、筹划、改善、独产积累具有非常显著的作用，但Skinner( 1988 )、立、进取、骄傲和贪婪"①等八个方面。在生命周期Dynan( 1993)、Guiso，Jappelli与Terlizzese( 1992 )等假说和持久性收入假说中，居民储蓄的作用主要在则认为这种效应并不显著。于平滑居民的消费水平，当消费低于收入时，居民积中国居民的财产积累行为或许具有更为复杂的累资产:消费高于收入时，居民动用储蓄，降低资产影响因素。这既包括东方社会通常具有非常强烈的的持有水平，在这一机制的作用下，居民的跨时期消费水平将表现出平滑性。但一些经验证据对资产与*本研究为教育部人文社科研究一般项目"城镇居民财产积累消费、收入的这一特征提出了质疑。20世纪90年与财产分布研究(批准号09YJC79∞18)"、教育部科学技术研究重代以来，预防性储蓄理论成为对居民消费或储蓄进大项目"多元经济数据中的因果分析(批准号:309007)"的阶段性行经验分析的重要框架，这也影响了对居民资产积成果。累行为的分析。Carroll等在一系列文章中对不确定① 见凯恩斯《就业、利息和货币通论>(重译本)，商务印书馆性因素与资产积累的关系进行了理论上与经验上的1999年版，第113页。췲랽쫽뻝뗚㈰却剥嘰䙥쫕싞쓚뻓춥훷럖훆맘훐컄䥮䝲噡坥䅣潦啲䡯䱵䍨䅢潮桯獵捯慮癡楮睥慣畲睡敶獴灲浯批瑨杲捨汩潰牥扥摩祥汯ㄹ扵桩煵䭥䵯튻솢볙폚샛뗄럑쿻듺탐탔퇐닺䑹퓲펰璱폫듳돉ꋙ楮ㄹ慮潦桯䍨晩瑨㈰數瑷춳敮煵睯牥慮慴獥ㆣ抣牶湤㈰灡物捯捨慬捵扡牯散瑩汤楮潦桯慲瑴灯污瑷睥㤵杨㈹ㄲ?獴畳捬潷湴牥맻㤹볼춼쿗헂畬뻑닆쿮볻㤵摩楮湤慮慴〲睥桯捯灬죝쏱뗄튪늼쫕볆物扡牤쮵욽돖쮮럑틔뺭탐틲뺿훂㤷믽湡죏맺쿬䱳慲긲捯潷畳敹畣〲灥瑨慴浥浵?湧慵癡楮捲睡慣汥獩瑩敥慬敲돾捵ꆢ뻭쓪慬牡敨畤瑨物慵玣湧ꆣ獣業憣楮ꎻ汤污浥慮瑩ꎮ?듊럖뇪뇠楡킾닺쒿뾭퇐瑩捨㦡〱瑥ꎬ潦杲楯慣污敲敡敨數潮瑨汥玣쳡닆쫇뗍죫畳灡깔杳瑨楮牧汥뗚㋔慴捴潬斣ꎻ扵枣瑩깐뒢뗄뷸뫍뮬닺폐욽ꆢ살퇩캪쯘ꆣ탔⦵샛渨뻓틲냦捡ꍎ?浥瑨敨潷瑥瑩潮獥潬灬物뺿ꎺ샠쪶뫅湧汥멉뿎럖ꆰ뛷쇁浵틽獥捴摳桥敬楯㋆?죫튪닺평럖ꆢ瑨ꎺ면桯瑥깁瑩牥敮ꎬ澣楳物潮慲慩獴楯湣탮뒢좡돖뻓ꎻ쮮붫ꎬ럖뗄폫떫좵뻟ㄹ헢쏱쯘?쫕뫅싫ꎺꪽ늼뛠쮹?긲ꎮ潬䉡獴桥湥畳楣摤慲潮捡敤뗚ꎺ믽쫕캻污潭퇔죫ꎺ楣쳓퇐풪ꆶ?獥牥敨楴畴릹탮ꆢ뻃쏱쿻욽뇭풤컶럖맘䑡쒾폐㤳훖뗄ꆣㄱ斣놾샛죫뗣䥮摳?ꎻ䌸?〲潬楯ﶲ뺿뺭뻍㏒瑩뭗돉뚯붾탔뗄럑ꎬ쿖럀컶닺폚牤귑럇⦡킧닆헢퓶컄뗄탐뻟늨?湡뎡닆ㄲꆪ뿈⣅볃튵捯敡汬特닆믺냁쫕쿻룟퓚돶헢탔훘ꆣ믽풤慮뎣ꉇ펦볈?潮룹펰캪뎤폐뚯닺㐵쯎𧻓쫽ꆢ汴浥禣ꎻ㘵梣닺맩뫍죫럑폚헢욽튻뒢튪䍡샛럀潮ꋏ쿔畩늢믽냼쓉벺샻뻝쿬뻟쯹룼틔건뭐풤⠲씰훐쾢뎤ㄹꆣ폐뷢잿벰桥믽뷡첰볙쮮쫕튻뮬쳘탮뿲牲뗄탔椨훈훸獯늻샛삨牥럀〱웑㥙뗄뫍牥㤵놾훘쫍뗄짺捡샛캪삷쮵욽죋믺탔헷샭볜潬맘뒢ㄹ쿎ꎬ쿔탐뚫탔㈩킾䩃틲믵畴쓪컄튪ꆣ풤쏼뗄ꆰꆱ훐ꎬ쪱훆쳡싛沵쾵탮㤱ꪲퟷ䩡훸캪랽뚯〲뿒㜹맻뇒楯ꆢ뫍랢펰듋럀훜믺ꆪ뮰〰럖춨湡믹뷷ꋜꎬ떱뗄떫돶돉헢죔뷸샭⦡믈폃灰ꆣ믲짧㈰쿖쿬췢탔웚〰特ㄸ컶싛놾짷뗈뻓쿻ퟷ튻쇋캪튲?탐싛ꉃ랶ꎬ敬탭믡〲퓚ꎬ뚯뗈㌴⦡⣅ꆷ살ꆢ냋쏱럑폃킩훊뛔펰믏쇋뗄慲꣐떫汩뻟춨ꆪ뾡놡𧻓⣖쫕쓪ㄹ뛸풤믺뒢〸풴풶룶뒢뗍뚯쿂뺭틉뻓쿬뗁샭牯卫폫폐뎣낳ꊽ벺?힡㤵퓚럀ꎬ탮쟕쳓얣ꆣ싇랽탮폚폃ꎬ퇩쏱쇋탎싛汬풾楮呥룼뻟뮧쓪㈰탔뛸ﶲ먳븩죫뗷뗄〲뚯㈰틲뾭ꆢ쏦쫕뒢뻓횤쿻뛔쓕짏뷡폫폃湥牬캪폐폃뾿〹ꎬ닩볒쓪믺〲쯘뛷돯ꆣퟷ죫탮쏱뻝쫀럑뻓싖폫맻卡爨楺뢴럇웑〰짌쫽춥헢퓚쓪ꎬ욲Ꞽ㜩컱쮹뮮폃쪱뗄뛔볍믲쏱킶뺭늢海﮷ㄹ穥퓓뎣늨뻝닆훖헻퓲뮧請볊ꆱ펡붫ꆢ짺훷ꎬ붵뿧㤰뒢풲퇩늻楣톻㠸獥뗄잿ﷀ뗄쫩ꎬ닺킧룶쿠훷룄쏼튪뻓뗍쪱닺쓪탮믈짏뻟欨⦡⠱쇒?킾뷗망쳖돖펦닆랴쳘짆훜퓚쏱웚폫뷸믽랶뗄폐ㄹ?㤹뿖뛎뚯싛폐퓲닺ꎬ헷탔ꆢ웚믽닺쿻?㤵㈩쇋탐폐럖풤뛔뛀ꆢ뗈뻓캪쯹늼럀폚폫쏱훐쿂탔닆쫕틑붵뗄뚯닺죫뺭ꆣ뇤믺믽돇퓶뻟뮯쯦샛뎤폐헲쟷ퟅ뗄ꆢ쏷뻓쫆닆뷢헲쫕쿔쏱퓚닺쫍죫뗄퓚솽럖ퟷ늨풤헢룶늼폃뻓뚯럀튻쓪럖럇틔탔웚럝캻뎣벰뚯볤훐뗣폐쏱힡믺돖쫇뗄쿞뮧ꎬ폐쿠짏ꆣ쳘쫕닆랴짽닆헷죫닺뗄뛸뛔늨쫽ꎬ퓶폚뚯솿ㄹ잿닺돇뛔뗄㤵ꆣ헲폚퓶쓪죧볒뎤닆맻믽닺뿘샛
第29卷第2期.35 罗楚亮:收入增长、收入波动与城镇居民财产积累储蓄倾向，也有中国正处在经济转型阶段的影响。同，所不同的是本文以家庭总量为讨论单位，因为财通常认为，为了应对收入波动对居民福利可能造成产积累行为通常是以家庭为单位做出的。的不利冲击，人们必须增加储蓄以应对不时之需，从两次调查都要求被调查者回顾前5年的收入情而使得居民财产积累速度的加快。但由于财产数据况②，本文以回顾收入对数均值度量持久性收入。的缺乏，对于这一影响缺乏充分的讨论。根据每个家庭的历年回顾收入，估计方程:在关于中国居民资产积累行为的解释中，Wangt lnYit = a+ i+ B(1) it i (1995 )从持久性收入假说的角度讨论了中国居民其中lnYit为第i个家庭在第t年的收入水平对的财富积累行为，所使用的是1986年的住户调查数数;t表示年份，回顾的第一年取值为1;Bit表示残差据，当时的经济背景与当前显然有非常大的差异性;项。估计值日，给出了所回顾期间内的家庭收入年李实等(2000)以1995城镇住户数据为基础分析了增长率，也可以认为度量了家庭收入可预期的增长城镇居民财产积累行为，并主要以户主特征为基础特征。得到了一个拟合程度非常高的城镇居民财产函数;表l给出了财产、收入等主要变量的描述性统Meng(2007 )对城镇居民在1995年与1999年的财计量。2002年家庭总财产净值与金融资产分别相产积累行为进行了比较分析，认为非储蓄性因素是当于1995年的和倍，因此这一时期的财导致1999年城镇居民财产快速增长的重要因素，产积累速度比较快。两个年份持久收入增长了两倍1999年的结果还显示了居民财产积累行为中存在左右，低于财产增长速度。而度量收入增长特征的着比较明显的预防性动机。尽管在一些访谈调查中。i在两个年份中则有非常明显的差异，1991-1995 年期间的收入增长要高于1998-2002年期间③。也表明人们的储蓄行为具有较强的风险防范特征，但魏华林和杨霞(2007)表明，保险型财产在居民财而另一方面，后一个时期的收入波动要略高于前一产中所占份额并不高。个时期。两个年份的家庭规模没有太大的改变，本文基于1995年和2002年的城镇住户调查数2002年的家庭人口数量略低于1995年。表1主要变量的统计描述据，对城镇居民的财产持有行为进行经验研究。在1995年2002年1995 -2002年间，国有企业激进式改革影响了城镇居民的收入增长过程，本文以这两个年份以及相应均值标准差均值标准差总财产净值(兀) 期间的收入数据为基础，讨论了收入增长和收入波金融资产(元) 36166. 15 动对于居民财产持有行为的影响。与通常感觉不同总财产净值对数④ 1. 4275 11. 3378 1. 5101 的是，本文发现在1995年的家庭财产持有行为中就金融资产对数 3. 1306 2. 7861 持久收入对数 已经具有明显的预防性动机，收入波动对于家庭的收入增长(ß.) O. 1096 O. 1036 财产积累行为具有重要影响，2002年这种效应则有收入波动(E(e~t) 所下降。城镇居民在这一期间持有财产数量的增长家庭规模(人) O. 7886 主要由收入增长所解释。样本数(户)6500 6756 二、数据与变量描述① 总财产净值包括金融资产、房产净值、生产性固定资产、耐本文使用数据来自中国居民收入分配课题组于用消费品价值、其他资产，扣除非住房负债。1995年和2002年所做的城镇住户调查，与李实等② 1995年数据中包括1990-1994年的回顾数据，2002年数(2005 )、Meng(2007)的数据来源相同。两次调查都据包括1998-2001年的回顾数据。为了保持一致，1995年数据中也只使用了1991-1994年的回顾数据，两个年份每个住户样本都包包括北京、山西、辽宁、江苏、安徽、河南、湖北、广东、括5个年份的收入数据(4年回顾+当年调查数据)。计算中只保留四川I(含重庆)、云南和甘肃等11个省份，都包含了了回顾数据完整的家庭样本。住户财产构成信息。本文的被解释变量有两个:总③ 根据《中国统计年鉴》公布的历年城镇人均可支配收入，财产净值①以及金融资产，其中总财产净值度量了1992年、1993年、1994年和1995年的名义增长率分别为%、%、%和%; 1999年、2000年、2001年和2002年分别家庭的财产总量，而金融资产通常具有较强的流动为%、%,9. 2%和%。性;此外，金融资产与居民储蓄行为具有更为直接的④ 总财产净值如果为0或负值，对数化后其值都取0;金融资关联。这两个财产概念的界定与李实等(2005)相产如果为0，对数化后也仍为0。췲랽쫽뻝뗚싞ꆤ뒢춨뗄뛸퓚⠱뻝샮돇뗃䵥닺떼ㄹퟅ튲떫놾뻓웚뚯틑닆쯹훷뛾⠲냼쯄힡볒탔맘춬솽뿶룹汮쫽쿮퓶쳘뇭볆떱ퟳ炣쓪룶㈰뻹뇪ퟜ㌹뷰ㆣ㞣돖㢣쫕侣㎣퇹㘵㘷ꋙ폃ꋚ삨쇋ꋛ㈷캪ꋜ㔴ㄵㄱ䦣㎣ィ훷웤㌶ㄴㄶ㤴ꎮ긴긷㦣긹긱ィ기㎣〰㔶㈹㌵㤵〲죚뻃죫㞣돾횵ힼ놾ퟜ쿻ㄹ냼횻㖸믘룹㤲죧㌶㔱㐹ꎮ긵긱㊣긴ィ기길禣탮뎣늻쪹좱맘㤹닆ꎬ쪵헲떽湧믽훂뇈뇭캺훐컄㤵쏱볤뛔쫇뺭닺쿂튪〰삨뒨뮧춥ꎻ솪듎ꋚ뻝?ꆣ뎤헷ㆸ솿폚폒믔웚쇭쪱〲㒣ㄲ㠵㎣ㄶ㈷㌰긲㤲긷㤷기ㄷ㌶뻭ꆤꆢ헽짺쫕퓶긹㖣㊣㜰㌳㌰긷㠴긵〹긱㌸기㌱훐쇁닮닺맦쫽닆럑삨쪹맋뻝쓪맻긲㤵㠴긹㚣㜳?㌰㌱㠸ㄸ㈰깴늨〳뇤긷긹㊣㜸?㠶㔳㐷㠸뗚쟣죏샻뗃랦폚㔩뢻떱뗈뻓쇋⠲샛ㄹ쓪뷏쏷뮪쯹믹뛔ꆪ뗄ꎬ뻟믽붵평쪹놱⢺닆뺻듋ꆣ뗷쎿璱맀싊?볤튻웚닺죫뎤ꎥ?ꎮ긱ꎺ뺻닺쒣⢻욷쓪ㄹ폃쫽ꆶꆢꖡ캪汮?길㋆쫽㵦⣔뛔⡂뚯ꆢ솿㤰㐰?쿲캪돥뻓ꎬ훐듓믽쪱⠲쏱튻〰탐㤹뗄쏷죋쇖햼폚돇㈰놾폐샛ꆣ폃뫍ꆢ뺩곖닺횵닆췢헢늻닩룶볆㤵쯙뗍붸랽?쫕뛔⣈ꜩ뺻볛㤸쇋?뻝ㄹꈳィ?ꨩ쫽ꎬ㞣祩뗄氬⡅죫⣔쬩ꆪ쓊췪㤳㖣겶ꎬ믷쏱뛔맺돖샛뗄〰닆룶㜩캪쓪뷡쿔쏇뫍럝ㄹ헲〲컄쏷탐돇뻝쫽㈰䵥ꆢ?릹ꋙ닺솽춬뚼볒뻄횵튲쮲뛈폚쫕쏦?긳춳椫⡳ꆣ퓶ꨩ쫽냼ꆢ훐㈰㤱허헻춳쓪긶ꎥ죧퓊튲캪ꎬ닆폚뻓뻃탐뺭〩닺쓢뛔뷸돇맻뗄퇮뛮㤵쓪퓶쫽랢쿔헲뻝〲湧즽돉틔ퟜ뷰룶춨튪춥䉩뿉욲뇈죫볆폫䉪ꎺ뎤ꋜ삨웤냼〱ꆪ뗄볆ꆢꎥ맻ﶻ캪쏨폐쇋죋닺헢쏱탔캪볃틔믽뫏돇탐헲뮹풤뒢쾼늢쓪볤뎤뻝쿖뗄뻟뻓살⠲컷탅벰솿죚닆쫇뎣쟳믘?룸瑱볒㎣뷏?퓶뫳㦣ꆢ琫?뷰쯻삨ㄹﶾ뫍꾺뗚쫶뇤긲쫕훐펦쏇믽튻ꎬ놳ㄹ샛돌헲쇋뻓쿔럀탮⠲늻뫍뗄맽캪돖퓚풤폐쏱쯹ퟔ〰ꆢ퓆쾢뷰닺놾쫇놻맋샺겻돶죏ꋊ춥긵뿬퓶탔뎤럝뿚죚㤴?본㈲セꇪꎥ榸죫㤰믘㓄퇹ꆷꎮ니맺뛔뇘샛펰닺쯹뺰㤵탐뛈뻓뇈쏱쪾탔〰룟㈰닆돌믹폐ㄹ럀훘퓚뷢솿훐ퟶ㜩쇉쓏ꆣ죚뛸룅컄틔뗷쫕쓪ꆰ?쇋캪허ퟜ㦺뎤튪룶뗄쫽뫍늨닺ꎬꆪ맋뗄놾릫뫍㖣뫖퓎ㄲ헽쫕탫쯙쿬믽볙쪹폫돇캪럇쏱뷏닆쇋뚯㜩ꆣ〲닺폐ꎬ뒡탐㤵탔튪헢쫍맺뗄쓾뫍놾뷰쓮틔볒닩죫믘쮵쯹뛈촳솽킷룟쪱솿뚯쏨ꆢ뿛ㄹ쫽믘?ꆣ늼ꖣꎮ떣ꨰ틍뒦죫퓶뛈좱샛쮵폃떱헲ꎬ뎣퓚럖닺뻓믺뻟뇭쓪돖웳놾캪뚯펰튻ꆣ돇쫽ꆢ룊컄죚뗄볒춥헟뛔맋쒵믘솿죖ꎮ룶잳폚웚싔㎣폫랿돽㤴뻝쬫㤵묱겶ꗔ쫶ꖡ돇닺럇떱샺㤹퓊퓚늨볓뗄랦탐잰힡늢룟ㄹ컶뿬쏱ꆣ폐쏷튵컄쳖믺쿬웚헲뻝붭쯠ꎬ뷧춥캪믘쫽쫕?맋쇋뺻㌰쓪ꏃ맦뗍??헲뺻힡뗄캪뻝쓪㧄ﶻ뺭뚯뒢볓돤캪뷇쫇쿔뮧훷뗄㤵ꎬ쯙닆뺡뷏돇탐벤틔싛펰볒볤쫕힡살쯕뗈놻웤닺뚨ퟜ떥맋뻹죫믄웚ꪱ횵놶럝뛸㤸쒣폚뻓횵랿믘쇋ꎬ뗷돇쏻꾺?볃뛔탮뿬럖뗄뛈ㄹ좻쫽튪돇쓪죏퓶닺맜잿놣헲캪뷸헢쇋쿬춥쫕㈰돖죫뮧풴ꆢㄱ뷢훐춨폫솿캻잰횵ꎬ볤풵ꆪ쎻쏱뢺맋솽닩틥ꈲ쓪닆뻓틔ꆣ뗄뷢쳖㠶폐뻝헲폫캪뎤믽퓚쿕힡뷸쪽솽쫕죫〲럖뗷쿠낲룶쫍ퟜ뎣탐샮ퟶ㗄뛈맀ꇖ쓚뾵뷰틲뻃솿쒲㈰늨㤵짺햮쫽돖죋퓶〰뗄닺ꆣ뻝뻹뎤ツ떶탍쏱펦떫쳖쫍싛쓪럇캪뮧뻓ㄹ뗄샛튻럧탐룄룶죋폫늨닆엤닩춬믕쪡뇤뻟쪵돶솿볆뗎죫쓃죚듋쫕〲뚯첫쫕믽탔ꎬ훂럝⦡뿉싊볈뷗뢣뛔평싛훐쇋뗄뎣믹훷쏱㤹뒢훘탐킩쿕닆뗷뺭룯쓪퓶춨돖뚯헢닺뿎ꎬꆣꆢ럝솿폐뻟뗈쓊랽ꨱ볒뿉죫튪듳샛만㈰ꎬ쎿ꎼ횧럖ꈲꄰ죫뛎샻늻폚ꆣꎬ훐힡듳뒡쳘닆쓪탮튪캪럃럀닺닩퇩펰럝뎤뎣폐뛔훖쫽쳢폫솽뫓뺻뷏⠲떥허뻃돌ꎻ춥풤튻퓶갱웚싔뗄뚨〲ㄹ룶웋엤뇰〰쮮쓪㤵힡캪㇄뷰뗄뿉쪱닆坡맺뮧럖헷닺탔틲훐첸랶퓚쫽퇐쿬틔뫍룐탐폚킧솿ퟩ샮듎쓏뚼솽횵잿룼〰캻ꎺ㡩쫕웚퓍뎤㤹볤룟룄욽닺쫽쓪뮧탖죫ㄹ죚펰쓜횮닺湧뻓뗷닮컶캪몯닆틲쯘듦쳘뺿쇋벰쫕뻵볒펦뗄폚쪵ꆢ냼룶뛈㔩ꎬ?ꆣ죫뇰웚ㆡꋛ뇤ꆢ쫽퇹뮱ꎬꎮ촲뛔쿬퓬탨쫽쏱닩틬쇋믹쯘ꎬ퓚헷ꆣ돇쿠죫늻훐춥퓲퓶뗈뫾몬ꎺ솿쇷횱틲뇭쓪뗄솽ꨱ잰쓍뻝놾ꏁ㊣〰ꆣ돉ꎬ뻝쫽탔뒡ꎻ쫇훐닆퓚헲펦늨춬뻍뗄폐뎤뚼놱쇋ퟜ뚯뷓캪쪾놶㤹튻?ꖡ㋄냼듓ꎻꆢ뗄닆닐?횱맣닮?뚫ꆢ
.36. 统计研究2012年2月接下来描述财产与收入、户主年龄之间的关系。上升而递减。但这种关系在2002年数据中则表现各收入组(20等分组)的收入增长和财产增长特征出了较大的差异性，主要体现在两个方面:首先，在如下:从总体趋势看，收入和财产的增长率都随着收户主年龄为25-35岁之间，财产数量并没有表现为入的上升而上升。高收入组中具有更高的收入增长明显的上升过程。其次，总财产净值随着户主年龄率和财产增长率。由于财产是存量，收入是流量，财的变化差异并不明显，年龄组间的资产数量具有波产差距是收入差距的累积性结果。因此，财产增长动性但没有明显的趋势性特征;而金融资产积累中，率随着收入组上升而上升的趋势要更加明显。相对户主年龄在40-60岁期间，金融资产数量一直居于而言，不同收入组间的收入增长率曲线较为平坦，而较高的水平，而从60岁后则开始下降。不同收入组的财产增长率曲线更陡一些。总体而三、回归结果言，各收入组中的财产上升速度都要高于收入增长储蓄行为是居民财产积累数量最为关键的来速度，并且财产增长与收入增长速度之间的差额随源。从对居民消费/储蓄行为的理论解释来看，储蓄着收入组的上升而扩大。性因素主要与居民收入、生命周期特征以及不确定不同收入组财产增长率的这种差异性强化了财性有关。收入效应通过持久性收入(即历年回顾收产与收入之间的联系，高收入家庭具有更强的财产入的对数均值)和收入增长(即方程(1)中所得到的积累能力，从而财产积累速度更快，收入差距不断转队估计值)来度量;对数收入残差平方均值度量收化为财产差距。总财产净值的集中率在1995入的不确定性。财产积累的生命周期效应以户主年-2002年期间上升了5个百分点左右，金融资产的龄来描述，并按照通常的做法，户主年龄同时包括了集中率也上升了4个百分点左右，并且金融资产的平方项。集中率要比总财产净值的集中率高出8至9个百分一些研究倾向于将户主特征等变量作为家庭收点。这是因为在金融资产积累中，储蓄因素占据主入和收入波动的工具变量，但这种处理可能是不合导性的地位;而总财产净值中，非储蓄性的因素可能适的，因为这些特征对于家庭财产积累可能会具有具有更为重要的影响。直接的影响，不满足充当工具变量的条件。从经济财产收入比率的变化也与不同收入组的财产积转型的实践来看，家庭的社会经济地位的差异，例如累倾向相关联。财产收入比率越高，意味着财产积家庭成员的不同职业类型、不同所有制特征可能在累倾向更加强烈。从财产与收入之间的比率关系来经济转型中具有不同的受益特征，从而通过非储蓄看，无论是以总财产净值还是金融资产衡量，各收入性途径影响到家庭的财产积累。另一方面，不同家组的财产一收入比率都在上升。但总财产净值与收庭由于所面临的经济风险差异，因而可能具有不同入的比率在各收入组间差异并不十分明显。1995的储蓄倾向。因此本文在财产持有方程中同时控制年低收入组的总财产净值一收入比率略高一些。而户主特征。金融资产一收入比率则有所不同。1995年各收入家庭财产函数可表示为:组的金融资产一收入比率没有明显的变动;但2002ln(W) =α， +γln ( Hinc) + 8Beta + 6Resid 年这一比率则随着收入组的上升而上升，即高收入+ - JHage + - Hage + ’TTHH + IpProv + E 2家庭中具有更高的金融资产一收入比率。由于金融其中ln( )表示取对数;W表示财产;Hinc为持资产主要来自于储蓄因素，这可能也意味着高收入久收入(历年回顾收入的对数均值); Beta为收入增家庭具有相对较强的储蓄动机和储蓄能力，而在长;Resid为收入波动(对数收入残差平方均值); 2002年这种动机和能力的差异更为明显。Hage和SHage分别为户主年龄和户主年龄平方;根据财产数量与户主年龄之间的关系描述可以HH为其他户主特征，包括党员身份、教育程度和就看到，1995年总财产净值、金融资产与户主年龄之业等;Prov表示省份虚拟变量。表2给出了两个年间基本上具有标准的生命周期理论的倒U型特征。份财产函数(包括总财产净值和金融资产)的估计财产数量首先随着户主年龄的上升而在增加，在户结果，分别包括是否含有户主特征的情形。主年龄为55-60岁左右达到最高值，通常这也是人持久收入对总财产净值的弹性系数在至1们选择退休的年龄;而此后，财产数量则随着年龄的之间，并且2002年的估计系数略高于1995年;持久췲랽쫽뻝ꆤ뷓룷죧죫싊닺뛸늻퇔쯙ퟅ믽뮯ꆪ벯뗣떼뻟닆샛뾴ퟩ쓪뷰볒㈰룹볤훷쏇짏돶뮧쏷뗄뚯뷏죽뒢풴탔灩쇤욽튻쫊횱뺭춥汮⮾웤뻃뎤䡡䡈튵럝뷡돖횮춳㈰㌶눱볆ㄲ쿂쫕뗄뫍닮쯦퇔춬ꎬ뛈폫샛캪㈰훐ꆣ탔폐닺쟣뗍헢춥〲뻝떽믹쓪톡짽쇋훷쿔뇤룟탮틲맀살랽킩뷓탍볃춾평뒢⡗ꎻ来뗈닆맻뻃볤죚?ꆢ䡡퇐쓪살죫ꎺ짏닆뻠ퟅꎬ쫕룷쓜〲싊헢뗄룼쿲컞뇈뷰튻훐훷뻟쓪놾쫽쇤퓱뛸뷏뮯떫탐듓쯘맘뛔볆늻쏨쿮퇐돉뺶폚탮쳘⤽ㅮ剥뫍웤ꎻ닺뺿㋔来믘?쏨ퟩ듓짽닺쫇쫕늻죫늢솦쓪튲튪뗘캪쿠룼싛싊죚뇈뻟폐헢ㄹ짏솿췋뗝듳쇤닮쎻쮮뛔훷ꆣ쫽횵좷쫶뺿틲펰쪵풱탍쯹쟣헷⡉⢡⣀獩午쯻偲몯럖⮾눲쫶⠲ퟜ뛸퓶쫕죫춬ퟩ죋쟒뗄횮ꎬ닮웚짏뇈틲캻훘맘볓쫇튻퓚싊폐살쿠훖쫽㤵뻟쫗㔵택복캪짽틬욽맩뻓튪뻹⧀뚨쟣늨쿬볹훐쏦쿲ꆣ몯璡ꐩ醙擎慧뮧潶뇰뛔튻䡡닆サ쳥짏뎤죫ퟩ쫕뗄볤듓뻠짽ퟜ캪ꎻ튪싊솪잿틔룷닺퓲룼ퟔ뛔뚯솿쓪폐쿈ꆪꆣ닮㈵맽늢쏷㐰ꎬ뻓쏱폫횵뒶탔쿲헢살늻뻟떽쇙쫽꼫뇭斷훷⢰냼㈰뷡来쫕닺좷쟷짽싊닮짏죫닆훐뗄뛸ꆣ쇋퓚쇒ퟜ쫕튻쯦룟폚뷏믺폫뇪㘰쓪떫틬ꆪ돌늻쿔쏱쿻뻓킧⦺죁내킩뾴춬폐볒틲뿉쪾?허횱쳘ﳀ삨〲⮶맻폫훗쫆ꆣ뻠짽ퟩ닺뗄퓶뛸솪닆ퟜ㒸뷰펰뇤뇈죫쫕ퟅ뒢잿뫍뮧ힼ쯪쇤헢탔㌵쏷㘰듓럑쏱펦췊뾣헕붫릤쳘싺ꎬ횰늻춥뺭듋뇭祬ꥈ좡쯊헷쪡꣗쫇쓪뇈䠫쫕뾴룟평뗄뛸볤퓶닆뎤삩쾵닺쇋뺻죚쿬뮯듓싊ퟩ죫뷰탮쓜훷뮧ퟳꎻ훖ꎬ쯪웤쿔쟷㘰ꎯ춨허뮶뻟헷ퟣ볒튵춬볃놾쪾渨뛔ꢶꪻ럝?럱ꆮ죋뗄ꎬ쫕폚샛짏뎤닺폫듳싊믽㖸?횵ꆣ튲닆뺻뚼볤뇈죫죚틲뒢솦쓪짺훷폒뛸맘횮듎쫆웚쯪맽퓊뎣뇤뛔돤춥샠럧컄캪䡩쫽꼨Ꟗ냼탩욲몬맀偐ꆢ쫕죫닆믽짽싊짏ꆣ뗄룟샛뺻횵닺폫퓚닮퓲ퟩ쯘탮쇤쏼쓪듯듋쾵튪볤ꎬ탔뫳돖쳘솿폚떱탍쫜쿕ꎺ湥ꎻ쒶뛔삨쓢諭폐볆牯瘫뮧죫ퟩ닺탔뗄쟺짽헢쫕쯙횵?벯믽늻뇈폫뮹짏틬튻쎻ꎬ뚯닮횮ꆢ훜쇤떽뫳퓚쳥ퟜ쳘퓲쫽탐짺뻃ꐨ허ퟶ헷볒릤짧틦닆⤫垱퓊떳뇤믖떯쾵폐?훷퓶뫍훐쫇뷡쟷쿟쯙훖죫뛈뗄횵샛춬싊쫕짽늢폐짏튻헢믺틬볤뷰웚ퟮꎬ㈰쿖닆ퟩ헷뾪솿캪쏼탔벴짺램뗈떫춥뻟믡늻쳘닺㙂ﶾ풱떺쫽쯹쓪뎤닆뻟듦맻쫆룼뛈닮볒벯튣싊훐ꎬ쫕풽죫뷰ꆣ늻쏷짽뿉뫍뗄죚샭짏룟〲퓚닺볤ꎻ쪼ퟮ훜랽킲쏼뇤헢뺭춬헷돖整뺲淪춻짭춽쳘쾵싔쇤뫍닺폐솿ꆣ튪싊뚸뚼쯙틬춥뿬훐겲룟ꎬ럇죫횮죚떫쪮뇈쿔뛸쓜뒢캪맘싛짽횵쓪솽쫽뺻뗄쿂샭웚돌훜뮧훖볃쯹쇭틲愫욲딩닐Ꟗ럝뇭헷춬횮닆뗄룼ꎬ틲쟺튻튪뛈탔뻟싊튣ꋇ돶뒢ퟩ볤ퟜ럖짏뇈튲탮쏷쾵닺뛸쫽룶솿횵뷰붵맘싛쳘⢼⠱붷웚훷ퟷ뒦믽뗘폐듓랽げ画ꎻ닮ꆢ㊸?퓚폚ꆣ볤닺퓶룟쫕듋볓쿟킩횮잿폐퓚경튽㣖탮뗄틢닆쏷싔뇤짽싊쓜쿔쏨폫떹춨솿뻝랽늢쯦죚쫽ꆣ볼뷢헷듀⧖붾킧쓪캪샭샛쳵캻훆뛸뿉돌敳뭈䉥욽뷌쪲쟩ィㄹ뗄퓶뎤죫ꆣ쏷뷏폚볤뮯룼ㄹ섹틲탔닆캶뇈뫢닺쿔룟뚯ꎬ솦쫶뮧痐뎣퓲훐쏦쎻ퟅ쫽솿쫍틔醙탋淪펦쇤볒뿉볾쳘춨쓜楤楮瑡랽폽﨩탎긹㤵맘뎤싊쫕쫇닆쿔캪ퟜ뗄쇋잿닮㤵?룶쯘닺ퟅ솿뺻ꆣ튻ꎻ벴평ꎬ뿉훷췌볓헢쯦퓲ꎺ폐뮧살벰例떶틔춬춥쓜헷맽뻟瓎뻹붷돌쯁훁쓪쓪쾵쳘뚼죫쇷닺ꆣ욽쳥닮닆뗄뻠쪲냙햼틲믽맘ꎬ횵ㄹ킩떫룟폚뛸틔?튲ퟅ뇭쫗훷뻟횱뾴늻?쎵죁뮧쪱쫕쫇믡듓틬뿉럇폐ꪳ붣뛈붸맀?ꎻꆣ헷쯦퓶솿쿠첹뛸뛮닆늻蝹럖뻝쯘닺쾵룷폫㤵㈰쫕뷰퓚쇤쫇쓪쿖쿈폐샛뻓ꎬ좷쯊붵뿊훷냼뻟뺭쓜뒢춬뿘?죫⦣뫍볆돖ퟅ뎤ꎬ뛔쯦닺뛏?훷뿉믽살쫕뛸〲죋죚횮뮧쇤캪늨훐폚뒢뚨쓪삨뫏폐볃샽퓚탮볒춬훆퓶뻍뻃쫕닆뛸쓜죫뗄퓚ꎬ탮쇋죧
37 第29卷'自2期罗楚亮:收入增长、收入波动与城镇居民财产积累表2财产函鼓估计结果被解得变量总财产净值金融资产总财产净值金融资产年份1995 2002 1995 2002 1995 2002 1995 2∞2 持久收入(对数) 1. 0365 1. 9661 [] [] [] ". [34[21. ] ." ]’" [] [21. 86] []’" 收入增长 。.723 1. 1086 [] [] [] [] [] [] []’" [] 收入波动1. 4425 。.64143. 3473 1. 3891 []’" [ L. 76] [] [] [] ". [L. 93] [] [] 户主年龄 [ 1. 43] [1. 47] [] []" [1. 60] [ ] [0 1. 96].27[ ] 户主年龄平方/ [ 1. 65] [ 1. 30] [] [] [1. 94] [ 1. 08] [] [] " 户主党员 [] [ 1. 91] [1. 87] [] ". 大学及以上 o. 286 [1. 77] []’" [1. 15] [ 1. 65] 大专 [ 1. 43] [[] ] []" 中专 。.308[]" []’" [] []" 高中 o. 2558 [] [[ 1. 66] ]’" [ 1. 11] 初中 o. 1023 [1. 73] [1. 44] [ 1. 15] [] 国有、集体部门 [ 1. 61] [] [] [] 私营个体、外资 [] [] [] [] 固定职工 [] [] [ 1. [] ] " 长期合同工 [] [] [] " []" 临时工或短期合同工-0. 1288 -O. 1694 [] []" [1. 47] [] 私企雇主或经理 。.5868[1. 62] []" [1. 44] [] ". 专业技术人员 [] [] [] [] 机关事业单位负责人 [] " [] [] ". [] 办事人员 [1. 68] [ L. 85] []" [] 技术工人 []" [] [ 1. 08] [] 省份是是是是是是是是常数项。.99521. 1142 -12. 2614 1. 073 1. 6783 -12. 8344 []" []" [] " [] [] " [] [] [] 样本数6756 65∞ 6500 6756 6500 6756 65∞ 6756 F值 53. 77 2调整 O. 1899 。1944O. 1247 o. 1950 注:[]内为t统计量的绝对值，…、"、*分别表示估计系数在1%、5%和10%的水平下统计显著。收入对金融资产的弹性系数通常在2左右，2002年这一效应在1995年要强于2002年;这一变量对总的估计系数略低于1995年。收入水平的高低仍是财产净值的影响是显著的，而对更具流动性的金融决定财产数量的重要因素。收入增长越快的家庭所资产，在2002年却并不显著。收入波动对财产积累积累的财产数量也更多一些，但收入增长对财产积的影响体现了预防性储蓄动机的效应，表2的结果累的影响系数在两个年份中表现出了下降的倾向，表明，面对收入风险，1995年的资产持有行为具有后一时期收入增长速度的普遍下降弱化了财产积累更强的预防性动机。这一现象出现的原因可能在与收入增长之间的关联性。于，2002年数据中所表现出的收入增长趋势要明显收入波动对财产的影响在两个年份中不一样。弱得多。这种收入增长趋势的下降将在一定程度上췲랽쫽뻝뗚싞ꆤ뇭놻ퟜ뷰쓪ㄹ㈰돖〲ィ嬲嬳쫕嬶嬴䦣뮧侣孉嬱嬰튻듳훐룟돵맺만뎤쇙쮽믺냬벼쪡쫇뎣퇹㘵㘷䛖㘰뗷힢헢뗄닆뻶믽샛뫳룼폫폚죵ㆣィ㎣侣튻㘵닆嬹孉嬰嬱嬳嬲㤵긹㊣ㆣ긴㎣기ィ侣튻긲긱〰㔶㚣㌰㔳㌳㔵㈹돾㌷뷢닆죚럝뻃㖣죋ꎮ죫훷톧훐폐뚨웚쪱웳튵맘쫂쫵쫽놾헻ꎺ?ィ㒣ㆣ㢣嬳嬲嬰嬱쮽孉기㊣긷긴긶튻긱긲侣긵㦣죫맀뚨샛펰뗄쏷잿쫕ꎬ뗃㈷긲ィ㤹긱㐲긳ㆣㄵ기튻㜰侣㌳긴〹긶㘷긵㐰㤴㤵ㄳㄲ㔹㈰닺ꎮ嬶嬰嬲孉嬱嬳뻭쇁ꆤ쫍쫕기긲길퓶㈸늨쓪㘰떳㤱벰㈶㐴ꆢ㤶횰뫏릤맍벼쫂죋쿮쫽刲ꆾ㌶긱ィ㈳㘶긹㎣㐱ㄶ튻㜴㘴〳ㄴ㔲㈴㐲〴㐸侣ㄳ㠹㌱㔳ㄱ〸긷긳긴긲긵㐶ꎮ嬳㈹㐳㔵㈷㘵嬱㌹㠷㠶㜷㌳〴㜳㘱㤵펪ㄲ㌸〹㘸ㄵ㈵㒣?㔸긹㊣〸ィ㐷㎣기ㄸ튻㔶㠸ㄶ㔴㠵〶〱㘰〲㠰ㄹ긱㘲㈸ㄷ㘶㌱㜸㥬몯?㌵긹ㆣ㤱긱㤷ꎮ嬹긵긷튻㜶嬱ㄸ기㐳㤶ㄳ侣㌰〱㌳㔲㐴㜴㌴㘳㈷㈰㠴㘹㈴㠶㐷ㄵ㌹〳㠵㠲㔱㤴뗚ꎺ뇤뺻닺죫㙝뎤嶡뚯쇤풱틔벯릤춬믲훷쫵튵죋䫄뛔킧볆닆ꎬ뗄쿬펰쪱늨뛠?㌲기㠰길㠹긱ㄷ㈳侣〴㈶㈴㑝㉝㍝㙝嶡㜲ꎮ嬲㔰嬳ꆿ㤷嬰ㄵ㘶룶㠲㐷㜶㐹〸㊣?㐶긹㤶㌸〷ィ〶㔷기㈹㌳㠴㠳㤵긲㋆쫕솿횵⢶ꆭ욽짏쳥릤뛌믲죋떥?쫽嶡ㄶꎮ㠰嬰ꆿ㤲嬲㘵ㄱ㜹㤱㈴㔶㌹㜱㘲?㤳㌰㤹㐰㈲기㌵ㄴ㌳뷰펦쾵횵닺퓚닆쿬쏦웚풤퓶〲뚯ꆣ?㘶긲ㄲㄹ㐴〱ꆭ嶡㔳ꎮㄷ㤴ꆮ쳥ꆿ㡝㥝긷긹?죫퓊랽㐲늿웚뺭풱캻ꩴ맀嶡㤳ꎮꆮ〸ꆰ?㐵?嶡㜵㌵㜷ꆢꆱꆭ㑝㡝퓶ﴩꎯ쏅뫏샭뢺춳죚퓚쫽뗄㈰닺쿖쾵뛔쫕럀뎤쓪헢볆?嶡㌶뎤?嶡췢춬퓰ꆭ볆ㄹ싔펰솿〲쫽쇋쫕죫탔횮닆훖뷡?嶡ꆢ릤죋솿?맻?쫕뗄닺㤵뗍쿬쓪솿풤퓚죋퓶뚯볤뻝죫뻸뗄쓪폚쫇훘좴튲럀솽럧뎤믺훐죫늨뛔뚯횵떯튪ㄹ쿔늢룼탔룶쿕쯙ꆣ맘쯹펰퓶폫ꎬ탔잿㤵훸틲늻뛠뒢쓪ꎬ뛈헢솪뇭쿬뎤돇ꆤ헲ꆤ쾵폚쓪뗄쯘쿔튻탮럝ㄹ탔쿖퓚쟷뻓綡쫽㈰ꆣꎬ훸킩뚯훐㤵웕쿖돶솽쫆쏱ꉽ닆ꆤ춨〲쫕뛸ꆣꎬ믺뇭쓪뇩쿳뗄룶닺ꆢ뎣쓪죫뛔쫕떫뗄쿖쿂돶믽ꆤ샛럖퓚ꎻ쮮룼퓶죫쫕킧돶붵쿖럝뇰㋗헢욽뻟뎤늨죫펦쇋닺죵뗄퓶훐붫뇭늻튻뗄쇷풽뚯퓶ꎬ쿂돖뮯풭뎤퓚맀튣뇤룟뚯뿬뛔뎤뇭붵폐쇋틲쟷튻볆쾵갲솿뗍탔뗄닆뛔㊵탐뿉쫆퇹뚨훂〰뛔죔뗄볒닺닆쒽쟣캪쓜튪ꆣ돌퓚ㆣ㋄ퟜ쫇뷰춥믽닺쿲뻟퓚쏷뛈ꖡ?죚쯹샛믽ꎬ폐쿔짏ꈵꎥ뫍ꎥ뗄쮮욽䛍뎼웏퓖?
38 统计研究2012年2月降低人们的财产积累能力，也降低了预防性动机的反，各教育程度的估计系数都为负，也就是说都低于参实现程度。关于持久收入和收入波动对家庭财产积照组(初中以下)，这一现象同样存在于李实等(2αlO)累的影响，随后部分还将进一步讨论它们在财产分中，他们将此解释为预防性动机的结果，教育程度较低布中不同分位点上的解释作用。家庭的未来收入增长具有更大的不确定性。但从表2在控制收入等变量后，家庭财产积累的生命周期的结果看，这种解释可能仍是不充分的。因为这一现效应在许多情形下消失了。这一现象出现的原因在于象在控制家庭收入波动的状态下仍然存在;以户主教引入了度量家庭收入增长的变量，而收入增长具有生育程度对收入波动进行回归，也没有发现显著的影响;命周期特征。表3给出了不包括其他变量时的财产积此外，如果存在预防性动机，金融资产更具有化解风险累与户主年龄的关系。在不控制其他变量的情形下，冲击的能力，而在金融资产的估计结果中，教育程度并户主年龄的一次项和二次项对总财产净值和金融资产没有表现出类似的特征。本文认为，其中的主要原因的影响系数都是显著的，并且一次项系数为正，二次项在于受教育程度较低的家庭从事自我经营的可能性更系数为负，也就是说，家庭财产首先随着户主年龄的上大一些，并且难以租赁到公有住房①，这导致他们的生升而增喊，而达到一定时期后表现为递减倾向。根据产性固定资产和住房价值要高于受教育程度较高的一次项和二次项的系数，可以推算出财产达到峰值时家庭。的户主年龄。1995年总财产净值在户主为49岁时达户主教育程度对资产积累的影响在2002年的估到峰值，而2∞2年则推迟了6岁;但两个年份中，金融计结果中似乎更为"正常"一些。总体而言，无论是总资产达到峰值的年龄基本上是相同的，都为47岁财产净值还是金融资产，户主受教育程度越高的家庭，财产积累的数量也会更高一些。比较总财产净值和金左右。表3财产与户主年龄的关系融资产中的教育程度估计系数可以看到，教育程度对于金融资产具有更高的影响系数。户主教育程度在总被解释变量总财产净值金融资产财产净值和金融资产积累中的优势来源可能是有所差年份1995 2002 1995 2002 户主年龄 o. 1332 o. 1060 异的。在总财产积累中，户主教育程度的优势可能主[叫[川[5. 30J [川要来自于住房制度改革的影响，即受教育程度较高者户主年龄平方/ -O. 1421 [6. 93J [川[5. 53J [ 在住房改革过程中可能有更多的受益。金融资产权累峰值年龄 中户主教育程度的优势可能在于对于未来风险认知程样本数6500 6757 6500 6757 F值 16. 10 度的差异，即受教育程度较高者由于对未来的收入和2调整 注:[ J内为t统计量的绝对值，时*、忡、*分别表示估计系数支出风险有更为明确的认知而具有更强的预防性在1%、5%和10%的水平下统计显著。动机。在控制收入等变量时，2002年户主党员身份对户主就业特征的影响主要包括:所有制、就业性于财产积累具有更为重要的影响。在1995年总财质(就业稳定性)和职业类型。户主在国有集体部产净值回归方程中，户主党员身份尽管具有正效应，门的住户，2002年金融资产相对较高;而其他情形但并不显著;而在2002年估计结果中，估计系数和下，户主所有制对于家庭财产积累没有显著的影响。显著性都有较大的提高。2002年，户主党员的家庭户主就业性质对于总财产净值的影响通常不显著;总财产净值相对于非党员户主家庭要高出%。但对金融资产积累则具有显著的影响，户主为固定在金融资产的估计结果中，党员身份一直具有显著职工、长期合同工的家庭中，金融资产数量要显著高的影响，但估计系数从上升到，即于就业稳定性程度较低的住户，但这种影响在20021995年户主党员的家庭金融资产相对于非党员家庭高出%，2002年则上升到%，党员身① 在1995年数据中，户主受教育程度在初中以下的家庭拥有的份的相对优势上升了近5个百分点。生产性固定资产户均为7叨元，远远高于其他组，当户主受教育程度为大专时，家庭所拥有的生产性固定资产则只有户均184元。在自有住房价户主教育程度对家庭财产积累的影响发生了非常值方面，户主受教育程度在初中以下的家庭拥有的自有住房价值户均为明显的改变。在1995年的估计结果中，户主教育程度23420元，也高于其他组，户主受过高等教育家庭户均住房价值只有对于家庭财产积累并不具有非常明显的正效应。相18跚元左右。췲랽쫽뻝ꆤ춳㈰붵쪵샛늼퓚킧틽쏼뮧뗄쾵짽튻떽ퟳ뇭놻ퟜ뷰쓪ㄹィ嬶럥㐹㔵㐶㐷퇹㘵㘷䛖㈴ㄲㄶㄵ뗷힢䫄폚닺떫쿔춥럝쏷뛔랴헕훐볒쿳폽듋돥쎻듳볆닆죚틬튪뛈횧뚯훊쏅쿂횰ꋙ짺횵㈳ㄸィ튻닆嬴㤵〲기侣ィ튻ꎮ〰㔷㌸볆ㄲ뷢죚럝훷횵헻ꎺ?닆ꎮ嬵놾?ㆣ쪱랽㐲기ィ튻뗍쿖뗄훐뿘펦죫훜폫훷펰쫽뛸듎뮧럥닺폒뺻늢훸뷰㤵룟쿔폚ꎬퟩ춥뷡퓚돌췢믷폐탔살힡돶믺⢾뛔릤뻍㜹긱기ィ㈶㜳㠷㜰㌹㔱㤶〷〳ꎮ嬴嬵ꆤ퇐쓪쫍刲?㔳긱기侣닺㤸ꎮ㤳쫽ꩴꖡㄹ탔ꎬ쏦ピ?㌳㠱긱〴〴폫?〶㐷ꎮ㐸긱ㄲ뺿㋔죋돌펰늻훆퓚쇋웚뮧쓪쿬캪퓶쿮훷횵듯ꆣ뇤닺쇤탔죚돶쿠뷌뗄볒룷⢳쯻맻뿘뛈ꎬ뇭쫜킩만뺻믽ퟔ랿닮럧뻍췒힡뷰ꆢ튵?㐲뺻嶡㌰㔳춳ꈵ㤵만볒ꎬꪣㄱ?솿욽뮧嶡㠰ㄶ쏇뛈쿬춬쫕탭쳘훷쇤쾵뢺복뫍쓪ꎬ떽믽믘쿔뚼뺻ㄷ뛔폽룄춥뷌캴뾴훆죧쓜쿖뚨훐샛퓚폚틬쿕튵뗎죚뎤컈횵?嶡볆ꎥ뮧곒랽훷?嶡?뫍늸튡뗄ꆣꎬ럖죫뛠솿헷쓪쫽뛾쇤뛸럥ꎯ샛맩훸폐횵닺떫훷ꎮ폅돌뇤닆폽탒붫살볒쫕맻솦돶늢쯆뮹ퟜ힡룯쳘좶쯹탔웚뚨쓪?뗄뻝닺펵쫜??닆맘쯦캻뗈쟩볒ꆣ쇤튻뚼튲뛸듎㈰횵뻟랽ꎻ뷏쿠뗄맀떳㠶쫆뛈닺돌퓏듋쫕헢춥죫듦ꎬ샠쟒뫵쫇쫽뷌뷰랿맽벴룼헷꣐폐훊뫏탔?뻸ꎥ훐뮧폐뷌?닺폚뫳뗣뇤탎춥뇭뗄듎쫇뻍듯쿮ㄹ〲폐돌뛸듳맀볆풱ꎥ짏퓚믽뛈숩뷢죫훖쫕늨쯆쓑뫍룼뷰솿폽죚훆쫜캪퐩춬뛔ꎬ뻹맘믽돖늿짏솿쿂쫕㎸맘쿮쿔쫇떽뗄㤵쓪횵쮮룼훐퓚폚볆쾵ꎬ짽볒ㄹ샛쫍퓶뷢죫뚯풤뷏틔힡캪죚튲돌뛈뷌쏷펰뫍뛔릤뮧짺ﯗ쾵ꎬ욽훷㜹샛뻃럖뗄뫳쿻죫쾵뫍훸쮵튻쓪퓲쇤쪱캪㈰쳡럇뷡쫽볒쇋춥㤵늢맀헢뎤쫍늨뷸럀뷰쳘뗍ퟢ랿닺ꆰ믡뛈룟룄뿉폅폽좷쿬횰폚ퟜ뷏⭳쿂쫜㟔탔퓚겻쓜쫕뮹뷢ꎬ쪧퓶ꆣ뛾뗄뚨쫽ퟜ췆믹훘뮧〲룟떳맻듓춥뷼닆쓪늻볆튻풤뻟뿉뚯탐탔죚헷쇞볛믽헽닺룼맀훐룯쫆돌훷튵볒뗍⮡춳뷌ꪣ만돵Ꟗ솦죋붫쫍볒쇋뎤쮲퓚듎ꎬ쪱닆동놾㈰튪훷쓪ꆣ풱훐ィ뷰㖸닺뗄뻟쾵쿖럀폐쓜믘뚯떽횵샛뎣룟펰뿉뛈죏샠춥ꈫ볆폽곔뚨⮡쿔돌뛔틔?ꎬ뫍뷸ퟷ춥ꆣ뗄뮰늻쿮늢웚뿉닺쇋짏〲떳맀㈰뮧긱죚퓲믽폐쫽쿳탔룼죔ힴ맩믺놾릫튪ꆱ튻쾵쿬훐펰쓜뷏횪냼탍닆뺻힡ꉽ훸뛈뚸닺쿂ﶸ튲쫕튻폃닆헢뇤ﳀ뿘뛔쟒뫳틔뺻㛋쫇쓪펰풱볆〲훷떳㘴짏?샛럇뚼춬뚯듳첬ꎬ뗄컄듓폐룟킩쫽쾵쿬뛠퓚뛸삨ꆣ쿠닺횵훸뮧럖ꆣ퓚?퓲뗄?붵죫늽ꆣ닺튻솿훆ퟜ뇭췆횵쿠뮧쿬짭뷡쓪볒풱㏉짽뗄뎣캪퇹믺늻쿂튲뷰맀죏쫂힡폚킩쫜뿉쫽폅뷌ꎬ헟뻟ꎺ뛔믽뇰돵?횻좽뗍늨쳖믽쿖ꎬ웤닆듎쫗쯣퓚뮵춬뇭훷ꆣ럝맻춥짭쿉쿠떽펰쏷뢺듦뗄늻돤죔쎻죚볆캪ퟔ랿쫜뷌뇈틔쫆폽벴뛔평폐쯹뷏샛떫훐쳓늻틔ﯗ펵ﶼ쇋뚯싛샛쿳뛸ﮱ쯻닺쿮쿈캪돶뮧ꯁ뗄떳퓚뺡훐튪럝ﶵ뛔㈲?쿬쿔ꎬ뷡좷럖좻폐컒ꋙ뷌㈱ퟜ폽뷏뾴살돌쫜틦폚룼룟쎻헢맀쿂뻹폐틍풤뛔쯼뗄돶쫕뇤뺻쾵쯦뗝닆훷붸ꎬ풱ㄹ맜룟튻봰폚ꎮ랢튲맻뚨듦닺웤뺭폽㌰쳥돌ퟜ떽풴뛈뷌ꆣ캴잿훆맺ꎻ폐춨훖볆뗄겵ㄸꖻ럀볒쏇짺쿖죫뿊솿횵쫽ퟅ복닺캪뚼짭㤵뻟맀떳돶횱ꎮ럇㔲뮧헽뻍샮ꎬ탔ꆣ퓚룼훐펪헢돌㋄뛸뛈닆뷌뿉뗄폽뷰살캴ꆢ폐쿔뎣펰쾵놻㓔ퟔꞾ쫽Ꟗꪡ輪탔춥퓚쏼뗄퓶놵뫍캪뮧쟣듯㐹럝쓪폐볆풱㞣뻟㈰떳ꎥ쇋훷킧쫇쪵뷌ꆣ틲ꎻ쿔ꎬ떼뛈퇔풽닺폽쓜폅돌죚럧살풤뻍벯웤훸늻솿쿬펵ꏔ힡ꆷ뚯닆훜풭뎤쒲쟩뷰헽훷쿲떽쯪?㐷뛔ퟜ쾵뗄긶폐㌱풱ꎬ럇뷌펦쮵뗈폽떫캪틔훸뿉훂뷏쒹룟뺻돌쫇쫆뛈쿕럀튵쳥쯻쿔튪퓚폐??랿뾼믺닺웚틲뻟욲탎죚ꎬ쓪ꆣ럥쪱킣쯪닆킧쫽볒㢣쿔떳뎣폽뚼⠲돌듓헢뮧뗄뮯튪쓜쯻룟?컞횵뛈폐뿉뷏죏쫕탔늿쟩펰훸만㈰쳓퓓볛?뗄믽럖퓚폐請쿂뛾쇤룹횵듯경펦뫍춥ꖡ훸벴풱돌쿠뗍〰뛈뇭튻훷펰뷢풭탔쏇싛볒쯹쓜룟횪죫탎쿬ꎻ뚨〲ﶳ탗뗖첶ꆷ뮧믓폚짺?ꎬ닺듎뗄뻝쪱짭뛈〩뷏쿖뷌쿬럧틲룼쫇춥뷰뛔ퟜ닮훷헟샛돌뫍ꆣ룟죎뾼뻹?쿮짏?닎뗍ꎻ쿕늢짺ퟜꎬꪴ?캪?
.39. 第29卷第2期罗楚亮:收入增长、收入波动与城镇居民财产积累年有所下降。从职业类型看，户主为私企雇主或经财产持有数量大幅度的增长。表4根据对两个年份理在2002年的财产积累中具有显著的正效应;1995 财产持有数量估计方程的Oaxaca分解，将这一期间年家庭财产积累中，户主为机关事业单位负责人或的财产持有数量增长分解到各个具体因素。从中不办事人员的对于家庭财产积累具有显著的正效应。难发现，收入水平(持久收入)的上升是财产积累数在财产函数估计的基础上，本部分还进一步讨量增长最为重要的解释因素。持久收入的禀赋效应论了以下两个方面:一是对两个年份的财产数量进(数量变化)解释了总财产净值增长的一半以上，在行Oaxaca分解，二是利用无条件分位回归(Fi甲。不控制和控制户主特征的状态下分别为55%和等，2007)讨论相关因素(特别是持久收入和收入波52% ;同时持久收入的禀赋效应解释了金融资产数动)对不同财产分位点上的解释特征。量增长的全部变化。但持久收入对于总财产净值以Oaxaca分解的基本思路是，如果两个年份的财及金融资产积累的系数效应则有较大的差异。持久产函数分别为:严=β02X02和严=β95X95 ，则将系收入对于总财产净值积累的系数效应在不控制户主数差异和禀赋差异对两个年份财产均值差距的影响95特征时约为779奋，控制户主特征后下降至不足2分别记为:系数差异为(X+ X0) (β02β95 )/2 ;禀210%。这表明户主特征对于家庭总财产净值积累的赋差异为(X0_X时)(β02+β95 )/2。系数差异表明影响主要体现在不同家庭中具有不同的积累倾向所的是，如果两个年份住户具有相同的禀赋特征，而仅致①。而持久收入对于金融资产积累的系数效应始仅由于影响系数的差异造成的财产均值差距;而禀终为负，-77%或-809毛，是否控制户主特征对解释赋差异则指的是两个年份住户各变量特征具有相同幅度变化的影响只有2个百分点。从表2的回归结的回报系数，但两个年份住户的禀赋特征不同所造果中也可以看到，金融资产对持久收入的回归系数成的财产均值差距。从表1可以看出，1995年和2002年期间居民在2002年有非常明显的下降。表4不同年份财产持有数量的Oaxaca分解总财产净值金融资产总财产净值金融资产数量% 数量% 数量% 数量9串禀赋效应 1. 3540 1. 022 持久收入O. 7255 1. 6235 1. 500 100. 10 收入增长 收入波动 生命周期 -1. 03 户主特征叩 党员 O. 12 教育 就业 -1. 00 地区 系数效应 52. 18 O. 1445 O. 723 31. 80 持久收入1. 0235 -1. 1555 -77. 11 O. 1325 -1. 1925 收入增长由 收入波动 -1. 05 生命周期O. 1235 61. 56 15. 76 1. 0445 69. 70 户主特征 -19. 19 党员 1. 58 教育 21. 49 就业 地区 常数项 1. 212 1. 773 --’--① 持久收入的禀赋效应对于总财产净值变化的解释作用并没有随着是否控制户主特征而改变。췲랽쫽뻝뗚싞ꆤ쓪샭냬퓚싛탐뗈뚯佡닺쫽럖뢳뗄뷶돉듓닆쓑솿⣊늻㔲벰쫕쳘펰훂훕럹맻뇭ퟜ뷰ꎥ?ィ돖ꆪ짺侣뮧튻떳뷌뻍뗘쾵ㆣ㈸㈱㖣뎣㢣ꋙ㐷ㆣ㔴ꆪィ튻㔲㜶㦣侣㊣㠰㐵ㄱ늻긶㤰侣긷ィ㞣튻ꆪ기긲긱긳ㆣ㦣ꎮ긵긴긹㈹돾㌹닆죚솿뻃죫훷풱〲폽튵?뢳쏼쟸〱쫽돖ꎮ긳㐵ㆣ㘸긶ィꆪ기侣澣ㄶ튻긱㔴㦣㊣㒣긲㘱ㄵㄹ긹㌸긷㢣폐퓚볒쫂닆쇋佡ꎬ⦶硡몯닮뇰쫇평믘뗄뇭닺랢퓶ﷁ뿘ꎥ뷰죫헷ꋙ캪뛈훐㈰쿬㌶ꎮ긶㈵㢣㔲ㆣ기ㄶィꆪ〰〳?긴〶ㄷ侣㤴㌱㈳㜷긱㈲긹㘹㜸㔰긲㉬㠵㐹㜲긵㈸㐰ㄹ춬뻭쇁ꆤ닺쫕퓶늨쳘쿮㠲㔴ꎮ기㔵㈳긶긲㚣튻?〱깏ィ侣ꆪ〶〹ㄸ㐴긷긴㤵긱긹㒣ㄴ긳㌰ㄲ㠸〵㘱㜳킧훜뻃?㌶〳긳ꎮ긵ィ㤴기튻〹ㄷ㌲ㆣ㌹ㄴ긹㈲㠷ㄸ긴쓪?㔰㈲㤴긵ㄴ〰기ㄵ〴ィ㐶㐲㘱侣㈳㜶㔵㜹긴㘹㔶〹㐴ㄹ㐱㤸㈸ꎮ뗚ꎺ쯹㈰춥죋닺틔硡풲捡쫽틬볇ꎬ폚놨닆沿돖쿖뎤뾱훆ꎻ죚뛔쪱ꆣ뢺뇤튲〲뺻죫뚯헷훷?㌶〰긱㜲㠶긲侣㐵기㠰ㅬ㌷㐹㔸긳ㄲ㜰㜹㘰㍬〳㘱펦웚헷쫕?ꎮ〱기〰긲㘱㠰㋆쫕횵럝?㈰긵㤲㌸쿂〲닆풱몯捡〷믍럖뫍캪죧펰퓲쾵닺짒폐돖ꎬퟮ춬뗄폚풼헢뛸뮯뿉쓪㜱〸?〴㔸㔹?죫튪닆?퓶붵쓪닺뗄쫽솽럖⧌겲뷢뇰?ꎺ⡆맻쿬횸뻹풿폐쫕캪꼩뿘쪱좫ퟜ뇭돖튻틔닺쳥뎤?ꆣ뗄믽뛔맀룶뷢훂욲캪뢳쾵㋒솽ꎬ횵뒳솿쫽죫훘훆돖늿닆㜷쏷뻃펰뾴럇ꆢ뢳쿖폐쫕듓닆샛폚볆랽ꎬ?覆믹ꎺ닮쫽뭸룶쫇떫듳맀솿쮮튪쫍뮧뻃뇤닺ꎥ쿬떽뎣킧쫽죫퓚횰닺훐볒뗄쏦뛾훎놾礰틬닮㤵쓪솽뻠갱럹볆퓶욽쇋훷쫕뮯뺻ꎬ죫믲횻쏷펦늨솿늻뚯튵믽ꎬ춥믹ꎺ쫇?뮵쮼㈽뛔틬⤨럝닮룶ꆣ㤹뛈랽뎤⢳뷢ퟜ쳘죫쾵횵뿘튻폐뷰쿔뗄폚폫춬佡샠샛뮧닆뒡튻샻슷슬솽캪힡틬쓪㗄뗄돌럖횾쫍헷떫쫽믽훆폚㠰㊸죚돇ퟜ硡헲탍훐훷닺짏쫇폃?쾵〲룶⡐뮧퓬럝퓶뗄뷢쏊틲?돖킧샛뛔볒뷰ꎥ쿂닆捡뻓뾴뻟캪믽ꎬ뛔컞쳘쒽砰쓪㔫⯂돉힡촲뎤佡떽허쯘뺻ힴ뢳뻃펦뗄훷폚죚?닺붵춥럖쏱뺻닆ꎬ폐믺샛놾솽쳵뇰죧㊺럝砰갹뗄뮧〰ꆣ硡룷횵첬킧쫕퓲쾵쳘볒쫇뛔뷢훐횵닺뮧쿔맘뻟늿룶볾쫇췌맻쵹닆㈩㔩쿠룷뗄㋄뇭捡돖퓶쿂펦죫폐쫽헷춥닺럱뇤믽샛훷훸쫂폐럖쓪돖?솽㤵닺⣂ꎯ춬뇤?㒸뻟짏뻃뎤뷢뛔뷏킧뫳ퟜ믽뿘ꎴ뮯폐캪뗄튵쿔뮹럝캻뻃룶㷂뻹갰㊡솿뢳?料뷢쳥짽쫕뇰쫍폚듳펦쿂닆샛훆펱늻뷢쮽헽떥훸뷸뗄믘쫕?쓪갹횵㋒ꏏ?쳘?ꎬ틲쫇죋튻캪쇋ퟜ퓚붵닺뮧죫쫍춬웳킧캻뗄튻닆맩죫럝㕘닮믂뗊뢳헷폃퓁붫쯘냫㔵뷰늻훁뺻쾵훷ퟷ폃맍펦뢺헽늽닺⡆뫍뗄㤵뻠갹ﶲ쳘뻟늻?붸헢ꆣ?틔ꎥ죚틬뿘횵쫽믘늢훷ꎻ퓰킧쳖쫽楲쫕닆ꎬ뗄㔩헷폐춬튻듓믽뢳짏뫍뺻ꆣ훆ퟣ맩쎻믲ㄹ죋펦솿灯죫퓲펰ꎯꎬ뛸쿠쯹웚훐샛킧닺횵돖뮧뛔뷡쾵폐뺭㤵믲ꆣ뷸늨붫쿬㊣뛸?춬퓬?볤늻쫽펦퓚틔뻃훷뗄쪼뷢쯦쟣ퟅ쾵믙?뷶쫍쿲쫇?쯹럱뿘훆뮧훷쳘헷뛸룄뇤ꆣ
.40. 统计研究2012年2月收入增长对于两年期间财产增长的解释效应为 一--1995负，因为这两个年份对应的回顾收入年均增长率是-一--2002 1-斗…--一一一一一一……------1995-含户主特征一-一下降的。与通常的讨论不同的是，收入波动并没有_.…---.-2002-含户主特征构成两个年份财产积累数量增长的重要解释因素。←一---二豆二二三;::，.-=-==骂王=一---------------~-~工τ.-:::=-=--".".句-三、\当然，这并不能否认居民储蓄行为中可能存在的预←一-卢予三马二二一一一一一--~:./....-防性动机，因为没有考虑到可能存在的支出风险，而/-/ ←手ι一一一一一…一一一一一一一一一一一一一』一一一后者在经济转型过程中可能对居民储蓄行为具有更为重要的影响。 5 10 15 20 25 30 35 40 45 50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 以户主年龄度量的生命周期效应对金融资产增图1持久收入在总财产不同分位点估计系数长的影响非常显著，解释了金融资产变动的62%或70% ，而对总财产净值变动的解释份额则要小得多。 从表3的估计结果来看，在控制其他变量后， 年金融资产积累的生命周期特征比1995年要更加 强烈。这也表明，人们为通过资产积累以平滑收入与支出缺口的动机在增强。 在其他户主特征中，党员身份的禀赋和系数效 应对于财产积累都具有正效应，但数量上并不大。。.0户主教育程度对于总财产净值增长的系数效应达到 5 10 15 20 25 30 35 40 45 50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 21% ，但对金融资产变动的解释份额则只有图2收入波动在总财产不同分位点估计系数% 0其他就业特征对总财产净值和金融资产的积累具有不同的解释作用，其系数效应可以解释总8 财产积累的岛，但对于金融资产的增长不具有---1995 -一-一-2002正的解释作用。6←一…---~\------一一一一---1995-含户主特征一,\ -----.---2002-含户主特征由于财产分布通常是比较发散的，因此根据Fi甲o等(2007)讨论持久收入和收入波动对于财产4←一一一'气-…分布不同分位点的影响。不同年份中，持久收入和收入波动对总财产净值和金融资产不同分位点的影响系数可见图1-4，横轴表示财产分布各分位点，0 纵轴表示对应分位点上的估计系数。从图1看出，5 10 15 20 25 30 35 40 45 50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 两个年份估计系数随着分位点变化的变动趋势完全圄3持久收入在金融资产不同分位点估计系数相反。在1995年估计结果中，持久收入在总财产净11 值不同分位点估计系数随着分位点的上升而下降，--一-1995-一-一-2002也就是说，在高财产人群中，家庭收入对于家庭总财------1995-含户主特征二--一一-2002-含户主特征产积累的影响要低一些;而低财产人群中，家庭收入5 1-一----…一λ---一一一…---一--------._-一一一一…·一--~品'对于家庭总财产积累的影响要更强。而2002年的'而川...~结果则扭转了这一趋势，在高财产人群中，家庭收入1二卢一卢-----具有更强的影响。这也与总财产积累对于家庭收入-1←-一;俨一-一…卢集中率在增强的描述性结果相一致。-4 5 10 15 20 25 30 35 40 45 50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 类似的结果也表现在收入波动对总财产不同分圈4收入波动在金融资产不同分位点估计系数位点的影响上。从图2中可以看出，收入波动对总财产净值不同分位点的影响特征与持久收人基本类产积累的预防性动机，这一结果也表明，1995年财似。由于收入波动对财产积累的影响体现了居民财产分布中，低财产人群具有更强的预防性动机，收入ꆭ죽췲랽쫽뻝ꆤ춳㈰쫕뢺쿂릹떱럀뫳캪틔뎤㜰듓쓪잿폫퓚펦뮧㈱㊣믽닆헽평䙩럖쿬ퟝ솽쿠횵튲닺뛔뷡뻟벯샠캻쯆?춼ꏜㄵ㈵㌰㌵㐰㐵㔰㔵㘰㘵㜵㠰㠵㤰㤵ㄵ㈰㈵㌰㌵㐰㐵㔰㔵㘰㘵㜰㜵㠰㠵㤰㤵돖㐰볆ㄲ?㋊㎳㓊죫ꎬ붵돉탔헟훘뮧뗄ꎥ뇭뷰쇒횧웤뛔훷긶샛닺폚牰늼쾵훡룶늻뻍믽맻폐훐쯆뗣ꆣ럖좻랴뻃ꆤ퇐쓪튻허횾쫕뺿㋔퓶틲뗄솽뚯퓚튪훷펰㎵죚ꆣ돶쯻폚뷌㞣뻟믽뷢닆澵늻늨쫽뇭쓪춬쫇샛볒퓲룼싊뺻평늼ꎬ쏊?싻죫튻뎤캪ꆣ룶믺뺭뗄쓪쿬뛸쒹헢좱뮧닆폽떫ꖡ폐샛쫍닺젨춬뚯뿉쪾럝럖쮵춥얤잿퓚뷡펰횵폚훐ꢶ허헢퓚꿔뛔헢폫쓪ꎬ볃펰쇤럇삼닺튲뿚훷돌ꏆ늻뗄ퟷ럖㈰볻맀캻ퟜ퓶맻쿬쫕풤ퟜ튻늢ㄹ??ꆭ폚솽춨럝틲쿬뛈뎣ퟜ욽믽뇭뗄쳘뷰춬㖣폃늼〷캻춼펦볆뗣퓚닆쇋펰잿튲짏죫럀뗍簳?늻㤵뛾솽룶뎣닆캪탍ꆣ솿쿔샛쏷뚯헷뛔죚﮾뗄긴춨⧌뗣ㆡ럖쾵맀룟튪닺헢쿬뇭늨탔욲?늻쓜쓪뗄닺쎻맽훸﯀ꎬ믺훐뚼폚췒뷢㎣뎣훂ꬴ캻쫽볆닆뗍믽튻ꆣ쏨쿖듓뚯者쪲뢪춬럱맀믍者웚럝쳖믽폐돌짺ꎬ뺻뒿죋퓚뻟ퟜ닺뗌쫍ꖣ쫇?펰뗣쯦쾵튻샛쟷헢쫶춼뛔糏믺럖겷믍ꆶ죏볆캻볤뛔싛샛뾼훐쏼뷢횵뒣쏇퓶떳폐닆뇤?ퟷ겵뇈횾쿬뫡짏ퟅ쫽죋킩뗄쫆튲탔쫕㋖ꎬ좺훎겷ꇚ뗣닆펦늻쫽뻓싇뿉훜쫍뇤곔캪잿풱헽닺뚯폃ꮶ뷏쏊ꆣ뫍훡뗄럖뷡쯦좺ꎻ펰ꎬ폫죫킿헢뻟뮵훎맀立뮵닺뗄춬솿떽쓜웚쇋뚯?춨ꆣ짭킧뺻퓗ꎬ퓓랢허늻뷰뇭맀캻ퟅ훐뛸쿬퓚ퟜ늨짒믽튻폐쏱맻볆뗚삼퓶믘뗄뿉뛔킧뷰?쳘맽럝펦횵뷢?웤?즢춬죚쪾볆뗣럖ꎬ뗍튪룟닆쿠뚯풿샛뷡룼쾵뒢훐웏삼쫽뎤맋쫇쓜뻓펦죚뷢웆헷뗄ꎬ퓶쫍욲쾵췊쓪닆뇤캻볒룼닺튻뛔뒳梡맻잿뗊웏탮맒뗄쫕ꎬ듦쏱뛔쫍뇈닺?떫뎤럝諭쫽?허뮯뗣춥잿믽훂ퟜ폫펰?뗊튲탐돖뚣?뷢죋쫕훘퓚뒢뷰닺럝ﮱㄹ믽뢳쫽뗄뛮믖킧쪲틲훐늻럖ꆣ샛닆곊돖쿬뇭풤캪뻃뮡쫍쓪죫튪뗄탮죚뇤뛮㤵샛뫍솿쾵퓲떺펦蝹듋ꢶꎬ춬늼듓짏좺뛸뛔닺허뻃쳥?쏷럀훐쫕킧뻹늨뷢횧탐뚯퓲뾺쓪틔쾵짏쫽횻춽뿉쓔룹꾶돖럖룷춼짽뛔훐㈰폚늻쫕쿖ꎬ탔?뿉죫펦퓶뚯쫍돶캪닺뗄튪욽쫽늢킧폐틔뻝퓓뻃캻럖ㆿ쟷뛸폚ꎬ〲볒춬ꢶ쇋ㄹ?쓜퓚캪뎤늢틲럧뻟퓶㘲킡갲룼뮬킧늻펦?뷢꒲?쫕뗣캻뒳쫆쿂볒쓪춥럖꾶믹뻓㤵믺싊쎻쯘듦쿕폐ꎥ뗃〰볓쫕듳듯쪲쫍뮾욲죫뗄뗣췪ퟜ붵춥퓗놾쏱쓪ꎬ몡쫇폐ꆣꎬ룼믲뛠?죫떽蝹ퟜ?뫍펰좫쫕샠퓚닆껡뛸ꆣ?닆죫죋뗄닺?풤뺻?
. 41 第29卷第2期罗楚亮:收入增长、收入波动与城镇居民财产积累[ 2 J雷晓燕，周月刚.中国家庭的资产组合选择:健康状况与风险偏波动对财产分布低分位点上的影响系数相对更高;好[JJ.金融研究，201O( 1) :31 -45. 2002年财产分布中，财产分布高端人群中的预防性[ 3 J李实，魏众，古斯塔夫森.中国城镇居民的财产分配[JJ.经济动机更强。导致这种转变的原因可能在于两个收入研究，2000(3):16 -23. 增长特征的差异，后一时期中家庭收入增长率的普[4 J李实，魏众，丁赛.中国居民财产分别不平等及其原因的经验遍下降导致低收人家庭财产积累能力下降。分析[JJ.经济研究，2005(6):4-15. [ 5 J魏华林，杨霞.家庭金融资产与保险消费需求相关问题研究持久收入和收入波动对于金融资产不同分位点[1].金融研究，2007 (10) :70 -81. 上的影响系数变化趋势与总财产净值也是类似的。[6 J赵人伟，丁赛.中国居民财产分布研究[AJ.载李实，史泰丽，不同的是，两个年份估计结果都显示在金融资产分别雍·古斯塔夫森主编.中国居民收入分配研究III[C J.北京:布的低分位点上，持久收入的估计系数急剧下降;在北京师范大学出版社，2008:255-286. 1995年结果中不同分位点上持久收入的估计系数[ 7 J Carroll, Christopher D. , and Andrew A. Samwick. How Impo血ntis Precautionary Saving? [J J . Johns Hopkins Un iversity Department 随着分位点的上升而持续下降;2002年结果中，持1of Economics, Working Paper 1995 (350). 久收入对金融资产不同分位点上的影响总体上仍表[ 8 J Carroll, Christopher D. , and Andrew A. Samwick. The Nature of 现出上升倾向。而收入波动在金融资产不同分位点Precautionary Wealth [J J . Joumal of Monetary Economics, 1997, 估计系数随着分位点变动而变化的趋势则更具有一40(1): 41 -71. 致性，1995年变动趋向是递降的，而2002年则是递[刊9归JDar血no删剧t川增的。这一结果与总财产净值的估计结果变动具有section咀alAnalysis [JJ. Applied Economics, 1991,23(1): 1104 -1113. 相同的含义，财产分布高分位点住户财产积累的预[ 10 J Dynan. How Prudence Are Consumers [J J . Joumal of Political 防性动机更为强烈。这种变化可能表明，低财产人Economy, 1993, 50( 1) : 101 -131. 群(或低收入人群)通过财产积累化解风险冲击的[11 JFi甲0，丘，N. Fortin and T. Lemieux. Unconditional Quantiles 能力在弱化。Regressions [J J . NBER Technical (T339). [12J Guiso, Jappelli, and Terlizzese. Eamings Uncertainty and 四、总结Precautionary Saving [J J . Joumal of Monetary Economics, 1992, 根据1995年和2002年城镇住户调查数据，本30(2): 307 -337. 文讨论了这两年居民财产持有行为的差异性，结果[13JMe吨，Xin. Wealth Accumulation and Distribution in Urban Cbina 表明城镇居民财产数量的增长主要来自于居民收入[J J . Economic Development and Culture Cbange, 2007, 55 ( 4 ) : 761 -791. 增长。收入波动会导致城镇居民增加财产持有数[14 J Oaxaca. Male-Female Wage Differentials in Urban Labor Markets 量，这种预防性动机在1995年即已存在，并且效应[J J . Intemational Economic Review, 1973, 14 ( 3) : 693 -709. 更强于2002年。但预防性动机在整个财产分布中[ 15 J Skinner. Risky Income, Life-Cycle Consumption, and Precautionary 的变化趋势在两个年份中是相反的，1995年财产分Saving [ J J . Joumal of Monetary Economics, 1988, 22 ( 2 ): 237 布低分位点中具有更强的预防性动机，而2002年则-255. [16 J Wang Yan. Perrnanent Income and Wealth Accumulation: A Cross›相反。收入波动风险对于财产持有量的估计系数在Section Study of Chinese Urban and Rural Households [J J. 下降，这种下降在财产分布的低分位点上表现得更Economic Development and Culture Change, 1995, 43 ( 3 ) : 524 -为强烈，这可能表现财产分布低端人群通过财产积549. 累应对风险冲击的能力在下降。在控制其他因素的情形下，金融资产积累的生命周期特征在增强。如作者简介果控制收入、收入波动以及生命周期等储蓄性因素，罗楚亮，男，1976年生，湖南邵东人，2004年毕业于中国户主特征对于财产积累的解释作用非常有限。社会科学院研究生院获经济学博士学位，现为北京师范大学经济与工商管理学院副教授。研究方向为收入分配与劳动参考文献力市场。[1 J陈彦斌，霍震，陈军.灾难风险与中国城镇居民财产分布[JJ.(责任编辑:周晶)经济研究，2009(11):144 -158. 췲랽쫽뻝뗚싞ꆤ늨㈰뚯퓶뇩돖짏늻늼ㄹ쯦뻃쿖맀훂쿠럀좺쓜쯄룹컄뇭솿룼뗄쿂캪샛쟩맻뮧닎嬱뺭嬲뫃嬳퇐嬴럖嬵孊嬶뇰놱嬷䒣䅮䆣䥭卡䡯䕣偡嬸乡潦偲坥䵯㐰嬹?䍲獥汬䅲䍯偯ㅝ慮兵剥呥啮㌰䅣楮啲䑥䍨㜶坡䑩䥮ꆪ奡創㔴ퟷ짧솦⣔楳偲啮䑥潦畮咣呥䑩䍨䍵䱡卥꺣摲깓灯火灥瑵散湥䥮啮潳捴氳畤?汩捨捥捵扡癥泒晦䵡捯湳㈵溣却牡㦣㈹돾㐱볃뺿뺩癩潮㤵⠱䙩慮⠲来㕝뾼嶳巀孊컶巎嶣巕펺嵃慬嵄そ湳杲㉝㍝㑝㙝畳헟쫐散楶灡摥까晬獴楮汴扯捴潦䍨믡뚯〲믺뎤쿂뻃뗄춬㤵ퟅ쫕돶볆탔⢻솦뻝쳖쏷ꎬ잿뇤뗍랴붵펦탎뿘훷걡敷慭牴楮?牥慵瑡潭湧捯捥猭楯ꎮ敮瑩湩浵汯묷敲牫浥畭㖣깐玡畤啲뻭쇁ꆤꆢ퇐ꎬ쪦湧潭⠳⦣祳牰瑩犣来敷卫瑨慵敲牴?敭楺物畲楯楮컄싑ퟏ嶣孊못꺽퓈慲瑨䑹畭敳䝵䵥깅佡깉坡敨볲뎡湤睩慮?瑩特楣浥牴湡捥捡慩污灭㤱敮整ꎬ灴敲扡쇁뿆폫瑩獩浥楥穥扵?敳뗚ꎺ뛔쓪룼쳘붵쫕펰뗄뗍럖죫짏쾵ꎬꆣ뚯퓚ㄹ싛돇헢폚뮯쇒쿂훆뺿㈰랶㽛楣㔰먴楳禣澣汥긲孊먳楮캱敫?捫潮玣慩湴瑩敮ꎮ䱩楯浡쿗ﻑ꺽떣嶣꫁쯎맅牯孊摡湡敲獩楳湧捯硡潬뷩ꆣ潮瑹湴畸獥瑩㋆쫕ퟜꎬ〰듳䩝玣⦣ㆡ孊걓?嶣〷㈰ㄹ湥톧릤ꎮ慲갱湴潮慬晥溣닆잿헷떼죫쿬쫇럖뷡캻뛔짽쫽ㄹ헢몬믺췊죵㤵쇋헲쫕훖㈰쟷ꎬ럧慲ꎮ곎꺾횣?낣쮹汬嶣湯溣獛潮澣捡敲摳?죫㈰⠳톧䡯ꎮ걗周㤹嶣갱㜨깊ꆪ〷㜳犣ꆤ걡湴ꎺ㤵쓐풺짌?啮䕡겻곖?뫖궼곑킾겶쯾?깊㞣湩깈䩝獛걊㊣塩浩ꎮ湡䍹湤孊퓶닺ꆣ뗄훂뫍쾵ꎬ캻맻뗣뷰쟣쯦㤵튻틥룼허뮯뷡쓪헢뻓죫풤〲쫆훖쿕뛔〹⦣돶䩯潲ㆣ깁㤹㎣吳潵㌳깒㤸궣捯牮?捬ꎬ퇐맜뎤⠱?킾?먱쏑뾣ꇈ럲냦䍨桮歩潵?ꎮ灰ㆣ潷갵亣䩝㌹慰牮㞣溣㔵䵡瑩ㄴ楳㢣嶣㐳湤楮럖떼닮뗍쫕쫽솽뗣훐뗄죚쿲ퟅ쓪뷡ꎬ캪ꆣ뫍쏱늨럀퓚쿂뿉돥ꆢ폚?뫖楴杳ꆢㄩ㚡짧?湧汩〨깆⦣慬⠴⠳歹ㄹ뺿샭슸뾣겹겶킾벣갲ﲣ즭物牮偲䩯ꎮ灥깗汥潮楯쫕늼훂틬죫뇤룶짏늻ꆣ럖맻닆잿쯈㈰쓪뚯탔솽뻟붵쓜믷ꎺꨲꎬ敤㌨ㄩ潲?⦣㈨?겳햣갲엋ꇈ뾣꺼〰껖훷獴慬散畲乂汬敡ꆪ㜶짺톧湡죫ㄴ㎣㈰ㄩꎺ瑩?먶㈩먵?뗍훐헢ꎬ죋늨뮯쓪춬짽닺뛸캻뚯폫쇒먩〲뻓믡떫룶폐럧퓚뇭뗄죫슾껖〱맋ﲣ갲틍㜨킹뇠潰慵湡䕒榣汴䙥ꜩ풺늨㒡?〸ꎺ㤳㈴ﲣ킹〨ﺷ껖〰ꖽ諭ꎮ桥瑩?浡뚯럖ꎬ훖뫳볒쟷럝돖뛸늻쫕뗣ퟜꆣ춨쓪쏱쫽떼믺풤룼쿕닆쿖쓜믽늨ꨱꎺㄱㆡꆪ㈳짺믱뢱껔謁ㄩ킹㔨⦣폃훐?潮汥폫㔸㈵〴ꨱ㜰ꎬ뺭뷌캻닆튻춥뛔쫆맀뻃돖춬죫뇤쿲늼헢맽돇솿훂퓚럀럝잿닺솦샛뚯돇후ꎮ틍ꎺ궣諭㘩?먷맺㖡慲튻㌱㦣뫾볃쫚헲뗣닺뇤쪱닆폚폫볆쫕탸럖늨뚯쫇룟훖뗄돇ㄹ탔훐퓚틔ꨲꎮ톷ꖵ㌱껖폃ꎺ쪲ァ욲뻓?뻓㠶쓏톧ꆣ쓗ꆪ킹㒡䀘覆쏱짏럖뗄웚닺뷰ퟜ뷡죫쿂캻뚯뛸뗝뺻뇤힡돖퓶헲㤵쫇풤닆늼짺벰뷢쏱ꎮ짛늩퇐헓쪲㐵荒욲ꨱㆣ횲쫕닆뗄늼풭훐믽죚맻돖붵뗣퓚뇤횵캻뮯뮧폐뎤뻓쓪믺쿠럀닺쏼짺쫍𧻓ꎮ쟕覆㖣ꏏ?병죫뚫쪿뺿닺펰룟틲볒샛닺뚼맀뻃ꎻ짏뷰뮯뗄뗣뿉뗷탐훷쏱벴퓚랴탔돖뗍ꆣ훜쏼ퟷ킹횱?헏킾럖믽죋톧랽샛쿬뛋뿉춥쓜닺뺻쿔볆쫕㈰뗄죚ꎬ맀힡뮯닩캪튪퓶틑헻뚯폐럖퓚웚훜폃荒쿑﮷뽛엤쿲쟕ꇔ믆퇐䅝쾵죋쓜쫕솦늻횵쪾죫〲펰쟷뛸볆뮧뇭뷢쫽뗄살볓듦룶ꎬ믺솿캻뿘쳘웚럇㈰캪쒲붵ꎮ뺿쫽좺퓚죋쿂춬튲뗄쓪쿬닺쫆㈰뷡닆쏷럧뻝닮ퟔㄹꎬ뗣훆헷뗈뎣〴쿖쫕폃몽욲좼퓘䥉쓪캪죫쿠훐폚퓶붵럖쫇뷰벱맀뷡ퟜ늻퓲〲맻닺ꎬ쿕틬㤵뛸짏춨웤퓚뒢폐ꆿ覆냆샮䥛뇏놱욲뗗훅?쪵捝뛔뗄솽뎤ꆣ캻샠죚뻧볆맻쳥춬룼쓪뇤믽뗍돥놾탔뻓돖늢럖㈰뇭맽쯻퓶탮쿞覆뒿귒쫌ꎬꎮ튵뺩엤룼풤룶싊뗣쯆쿂쾵훐짏럖뻟퓲뚯샛닆믷ꎬ쏱폐쟒늼〲쿖틲잿탔ꆣ횲䩝쪷놱폚쪦폫룟럀쫕뗄닺붵쫽ꎬ죔캻폐쫇뻟뷡킧훐쓪뗃쯘ꆣ틲뱛ꎮ쒾킾첩뺩훐랶샍ꎻ탔죫웕ꆣ럖돖뇭뗣튻뗝폐풤죋맻펦퓲퓚룼믽뗄죧쯘䩝뺭귑?샶ꎺ맺듳뚯헆볃?퓚ꎬ톧?
