預防性儲蓄動機的時序變化及其影響因素差異
---基于中國城鎮(zhèn)居民不同收入階層視角

CHEN Chong

一、引言

“高儲蓄率”與 “低消費率”的持續(xù)并存是近些年中國宏觀經(jīng)濟最引人關注的經(jīng)濟現(xiàn)象之一。尤其是自2008年全球爆發(fā)金融危機之后，全球經(jīng)濟的持續(xù)性低迷、國際貿易爭端頻發(fā)、國內通脹壓力增強等諸多不利因素的存在，使得通過提高居民消費率來增加對經(jīng)濟增長的貢獻成了后危機時代我國經(jīng)濟轉型的主要任務［1］。為了對我國居民的高儲蓄率現(xiàn)象進行合理的解釋，很多學者考慮到改革開放以來我國經(jīng)濟轉型過程中存在著諸多不確定性因素，因而試圖依托于預防性儲蓄理論來檢驗不確定性因素對我國居民儲蓄 （消費）行為的影響。預防性儲蓄理論是傳統(tǒng)生命周期理論模型的重要補充，它同樣是建立在追求效用最大化和理性的消費者這兩個假設基礎之上，在理論框架中引入不確定性因素，分析消費者的跨時優(yōu)化選擇行為，其強調的是風險規(guī)避型的消費者往往會增加儲蓄，減少消費，以此來預防將來收入的不確定性變化而致使的消費水平下降，而增加的這部分儲蓄即為預防性儲蓄［2］。

在已有的經(jīng)驗研究方面，國外學者對于是否存在預防性儲蓄以及強度有多大等問題進行了大量的實證研究，但是沒有形成一致的結論。例如Caballero（1991）、Carroll（1994）等人利用美國 NLS和PSID數(shù)據(jù)的實證研究表明，預防性儲蓄不僅存在，而且是家庭儲蓄的一個重要組成部分［3］［4］；Dardanoni（1991）利用英國的FES數(shù)據(jù)的研究也得到了類似的結論［5］；然而Guiso（1992）認為美國居民家庭雖然存在預防性儲蓄動機，但是預防性儲蓄占家庭財富的比例僅為2%［6］；Dynan（1993）在對美國消費者的預防性儲蓄動機強度進行估計時，發(fā)現(xiàn)估計結果的參數(shù)不僅很小而且顯著性水平不高［7］。國內研究方面，有關是否存在預防性儲蓄動機的問題，相關的研究成果已經(jīng)很多，并且這些文獻都基本一致地認為我國居民家庭存在著明顯的預防性儲蓄行為 （羅楚亮，2004；劉兆博、馬樹才，2007；臧旭恒、李燕橋，2012）［8］［9］［10］。然而，有關預防性儲蓄動機的強度問題，只有少量的學者通過估計相對謹慎系數(shù)進行了測度，研究結論還不統(tǒng)一。例如龍志和、周浩明 （2000）利用分地區(qū)消費、收入和物價指數(shù)構成的面板數(shù)據(jù)估計出我國城鎮(zhèn)居民的預防性儲蓄動機為5.2［11］；而施建淮和朱海婷 （2004）以我國35個大中城市數(shù)據(jù)為基礎，估計出城鎮(zhèn)居民的相對謹慎系數(shù)小于1，因而雖然存在預防性儲蓄，但是其強度很低［12］；周紹杰 （2010）利用中國城市家庭調查數(shù)據(jù)構造的合成面板數(shù)據(jù)則估計出我國城鎮(zhèn)居民的隱含的相對謹慎系數(shù)大于1，說明我國城市居民整體上的預防性儲蓄動機很強［13］。

基于已有研究成果，筆者將利用規(guī)范的計量方法來分析1985-2012年期間，我國不同收入階層的城鎮(zhèn)居民之預防性儲蓄動機強度的動態(tài)演化，并以此進一步比較分析轉型背景下各個不同收入階層城鎮(zhèn)居民的預防性儲蓄動機的影響因素差異。本文對預防性儲蓄研究的貢獻主要體現(xiàn)在：一是利用狀態(tài)空間模型和卡爾曼濾波算法分別測算1986-2012年期間各個年份里我國城鎮(zhèn)居民的預防性儲蓄動機強度，分析其時序變化規(guī)律，并對不同收入階層的預防性儲蓄動機強度和變化規(guī)律進行對比。二是深入探析不同因素對城鎮(zhèn)居民的預防性儲蓄行為的具體影響，找出不同收入階層的預防性儲蓄行為的各自主因。尤其是在制度不完善和不確定性方面，現(xiàn)有文獻表明大多數(shù)籠統(tǒng)地認為制度的不確定性是居民預防性儲蓄行為的重要影響因素，但是影響程度有多大以及制度的哪一層面產(chǎn)生了影響（如社會保障水平不足、市場干預、收入分配不合理等），相關研究涉及甚少。三是從不同收入階層視角來考察我國城鎮(zhèn)居民預防性儲蓄動機的變化及其影響因素。當前我國社會熱點問題之一就是不同收入階層的收入差距越來越大，而不同收入群體的預防性儲蓄傾向和影響因素可能存在差異，因此有必要從不同收入階層視角來對此問題進行分析。

二、模型構建與影響因素

（一）預防性儲蓄動機的估計模型

自Leland（1968）將預防性儲蓄動機引入居民消費 （儲蓄）理論模型分析以后，后經(jīng)Sandmo（1970）、Sibley（1975）、Zeldes（1989）、Kimball（1990）、Deaton（1991）、Carroll（1992）和 Dynan（1993）等人的完善和推廣，預防性儲蓄理論模型形成了一套完整的理論體系。目前在已有文獻中常見的是Dynan的預防性儲蓄模型和Carroll的 “緩沖庫存”模型。本文在對不同收入階層城鎮(zhèn)居民的預防性儲蓄動機進行估計時，結合相關數(shù)據(jù)的可獲得性，選擇了Dynan的預防性儲蓄模型。這一模型是在常絕對風險規(guī)避型效用函數(shù)的基礎上，通過對消費者跨時期歐拉方程，即進行泰勒展開，可以得到期望的消費增長率：

① 具體推導過程詳見Dynan，K.E：How Prudent are Consumers，Journal of Political Economy，Vol 101，1993.

在 （1）式中，Ct和Ct＋1分別表示為消費者在第t期和第t＋1期的消費水平，Et為第t期的期望值；r和δ分別代表利率和主觀時間貼現(xiàn)率；θ＝-Ct（u″／u′）為相對風險厭惡系數(shù)；ρ＝-Ct（u?／u″）定義為相對謹慎系數(shù)。由于常絕對風險規(guī)避型效用函數(shù)滿足 u′（Ct）＞0，u″（Ct）＜0和 u?（Ct）＞0的性質，理論上有相對謹慎系數(shù)ρ＞0（Kimball，1990）［14］。因此由 （1）式容易看出，消費增長率的平方的期望值 （代表了不確定性）的變化，會直接影響到消費者的未來消費增長率。如果消費增長率的平方的期望值 （不確定性）變大，那么消費者對未來消費支出的預期值也會增大，所以理性的消費者就會選擇增加儲蓄、減少當前消費，以便應對未來的不確定性產(chǎn)生的負面影響，這表明消費者在進行預防性儲蓄。

借鑒Dynan在經(jīng)驗研究中的做法，進一步設gct＝（Ct＋1-Ct）／Ct為消費者在第 t期的消費增長率，設n為樣本的時期數(shù)，設μt和vt分別表示用樣本平均值代替預期值所產(chǎn)生的誤差項，則將（1）式可以變?yōu)椋?/p>

再對誤差項進行合并，可得：

消費者所面臨的風險和不確定性在 （3）式中通過消費支出的波動來得以體現(xiàn)，這對于中國這樣一個處于轉型期的發(fā)展中國家尤為適用，因為改革開放以來各項制度的不完善和不確定會給居民消費帶來較高的不確定性，因此相對謹慎系數(shù)ρ成了衡量消費者預防性儲蓄動機強度的一個很好的方法［15］。

因為本文的研究目的在于分析不同收入階層的城鎮(zhèn)居民之預防性儲蓄動機的時序變化和影響因素差異，這里為了得到各個年份的預防性儲蓄動機強度 （ρ值），在估計方法上本文選擇了狀態(tài)空間模型和卡爾曼濾波算法。因此根據(jù) （3）式，這里構建如下的量測方程和狀態(tài)方程：

量測方程：

狀態(tài)方程：

式中，εt和ωt是服從正態(tài)分布，均值為0，方差為常數(shù)的不相關擾動項；βt為預防性儲蓄動機的自回歸系數(shù)。一般來說收入水平越高，居民的各項支出越有保障，安全心理越強，對未來的悲觀預期下降，最終預防性儲蓄動機減弱 （ρ值變小）。當然，這一結論有待于進一步的檢驗。

（二）預防性儲蓄動機的影響因素

為了進一步發(fā)現(xiàn)不同收入階層的城鎮(zhèn)居民其預防性儲蓄動機的影響因素差異，本文在估測出各個年份里不同收入群體預防性儲蓄動機大小的基礎上，緊接著會將預防性儲蓄動機大小設為因變量，將其相關的影響因素設為自變量，建立如下的預防性儲蓄動機影響因素的回歸模型：

式中，ρt為不同收入階層的城鎮(zhèn)居民其預防性儲蓄動機的強度；Xi，t為一組影響因素；φi為影響因素的貢獻度；其中i反映了Xi，t為不同的影響因素；c為常數(shù)；?t為白噪聲。這里問題的關鍵是相關影響因素有哪些呢？

首先，有關預防性儲蓄動機的影響因素，西方預防性儲蓄動機認為：對于風險厭惡的消費者而言，消費下降所帶來的效用損失要大于等量的消費增加帶來的效用增長，因此作為風險厭惡者，消費者往往會增加儲蓄，減少消費，以此來預防將來收入的不確定性變化而導致的消費水平下降，其目的在于預防未來收入的不確定性對消費產(chǎn)生沖擊而帶來的負效用。對于我國城鎮(zhèn)居民來講，雖然改革開放以來其收入水平有了較大的提高，但是當前外需疲軟、內需不足、經(jīng)濟結構失衡、通脹壓力大等不利因素的存在，使得人們對未來經(jīng)濟走勢和收入穩(wěn)定增長預期的樂觀程度下降，因而居民的消費行為更加謹慎，預防性儲蓄動機增強。

其次，與國外的經(jīng)濟環(huán)境不同，我國改革開放的30多年，也是從計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟逐步轉軌的過程，由于沒有現(xiàn)存范式可以模仿，居民面臨著巨大的制度風險。由于改革的過渡性安排、“非帕累托改進”的性質以及決策者的有限理性，改革時期除了對收入增長難以形成穩(wěn)定的預期，另一個典型特征就是整個經(jīng)濟社會存在制度的不完善和不確定性，例如融資環(huán)境欠佳、社會保障體系不健全、政府干預過度，等等。改革過程中為了最小化變革的成本，體制轉變和許多制度的完善往往不是一蹴而就，而是一個逐步完善的過程，甚至是 “摸著石頭過河”式的逐步摸索的過程 （孫鳳，2006）［16］。由于沒有歷史經(jīng)驗可以借鑒，加之我國的經(jīng)濟改革還具有很多自身的特色，人們自然難以對未來準確預判，經(jīng)濟的轉軌和改革帶來了不確定性預期，可能導致居民預防性儲蓄動機的增強。

另外，在分析預防性儲蓄行為時，通貨膨脹無疑也是必須考慮的影響因素。通貨膨脹除了直接會影響到居民已有收入的貨幣購買力、進一步增強收入的不確定性外，還會成為居民對經(jīng)濟安全、生活穩(wěn)定的一個重要參考值［17］［18］。通貨膨脹水平越高，人們往往會對自身的經(jīng)濟安全產(chǎn)生悲觀心理，對未來的不確定性預期進一步增強，從而加強其預防性儲蓄動機。

基于以上狀況，在對預防性儲蓄動機影響因素進行分析時，筆者將選取收入不確定性、融資約束、城鎮(zhèn)居民收入差距、市場化程度、社會保障水平和通貨膨脹等作為分析不同收入階層城鎮(zhèn)居民的預防性儲蓄動機的解釋變量。

三、計量檢驗及其結果分析

（一）數(shù)據(jù)說明與變量選取

為了測算各個年份里不同收入階層的城鎮(zhèn)居民其預防性儲蓄動機的強度 （ρ值），本文首先用到的數(shù)據(jù)為1985-2012年我國城鎮(zhèn)居民不同收入階層的人均消費支出，以及用于剔除價格因素影響的居民消費價格指數(shù)。其次在收入階層的劃分上，筆者這里將城鎮(zhèn)居民依次劃分為低收入組、中等偏下收入組、中等收入組、中等偏上收入組和高收入組共5個階層，各個階層占總人數(shù)的比例均為20%①事實上，《中國統(tǒng)計年鑒》依據(jù)城鎮(zhèn)居民的收入水平共劃分了7個階層，分別為最低收入組、較低收入組、中等偏下收入、中等收入組、中等偏上收入組、較高收入組和最高收入組，各個收入階層占總人數(shù)的比例并不一致，其中最低收入組、較低收入組、較高收入組和最高收入組為10%，其他組為20%。筆者這里將最低收入組和較低收入組合并為 “低收入組”；將較高收入組和最高收入組合并為 “高收入組”，以便使得各個收入階層占總人數(shù)的比例均為20%。。再次，結合第二部分的理論分析結果，本文選取收入不確定性 （UNC）、融資約束 （FINC）、城鎮(zhèn)居民收入差距 （GINI）、市場化程度 （DMAR）、社會保障水平 （TLSS）和通貨膨脹 （INFLA）作為影響預防性儲蓄動機強度的解釋變量。其中：對于收入的不確定性指標，借鑒王浩瀚 （2010）、杜宇瑋和劉東皇（2011）等的做法，采用實際收入的對數(shù)差分量與其均值的平方來進行衡量；對于融資約束指標，借鑒田崗 （2004）的做法，選取居民人均年儲蓄存款的增加額占人均純收入的比重 （Δs／Δy）來度量，這一做法的思路是面對融資約束，約束性越強，居民的儲蓄傾向更強，以此來依靠自身儲備緩解流動性約束［19］；城鎮(zhèn)居民收入差距指標利用城鎮(zhèn)居民各年的基尼系數(shù)來衡量；對于市場化程度指標，利用政府不同年份里實際公共支出的增量與實際國內生產(chǎn)總值 （GDP）增量的比值來衡量，該指標數(shù)值越大，說明了邊際公共支出率越大，市場化程度則越小；社會保障水平指標利用社會保障支出占GDP的比重來衡量；通貨膨脹指標利用各年的CPI指數(shù)來衡量。

（二）預防性儲蓄動機強度的估計

為了保證動態(tài)空間模型的有效性，在利用卡爾曼濾波方法估測居民的預防性儲蓄動機強度之前，首先需要分析模型中的變量是否平穩(wěn)或存在長期的均衡關系。這里通過Dickey和Fuller提出的ADF單位根檢驗方法，發(fā)現(xiàn)各變量均為I（0）時間序列，因此可以對量測方程直接進行估計，具體的狀態(tài)空間模型的參數(shù)估計結果詳見表1。在表1模型參數(shù)估計結果的基礎上，進一步利用產(chǎn)生狀態(tài)序列功能的濾波估計結果，即可得到1986-2012年我國不同收入階層的城鎮(zhèn)居民其預防性儲蓄動機的具體強度 （即ρ值，如圖1所示）。

圖1 預防性儲蓄動機強度的時序變化

表1 預防性儲蓄動機強度的狀態(tài)空間模型估計結果

Dynan認為，ρ值的大小一般在2～5之間，ρ值越大說明了居民的預防性儲蓄動機越強。圖1給出了1986-2012年我國各個收入階層城鎮(zhèn)居民其預防性儲蓄動機強度 （即ρ值）的時序變化情況。從具體估測結果來看，在1986-2012年期間，不同收入階層城鎮(zhèn)居民的相對謹慎系數(shù)ρ值均在6以上，表明各收入階層的城鎮(zhèn)居民均存在較強的預防性儲蓄動機；而整體城鎮(zhèn)居民各年的ρ值介于9～16之間，進一步印證我國城鎮(zhèn)居民較強的預防性儲蓄動機，這與杜宇瑋和劉東皇 （2011）的結論是基本一致的［1］。

另外，從預防性儲蓄動機的強度均值來看，中等和中等偏下收入階層的城鎮(zhèn)居民其預防性儲蓄動機最強，中等偏上和高收入階層的最弱，而低收入階層的居中。這與我們之前提到的待檢驗結論稍有偏差。為了證實這一結論，本文這里還利用最小二乘法 （OLS）對不同收入階層的城鎮(zhèn)居民其預防性儲蓄動機強度重新進行了估計 （見表2），發(fā)現(xiàn)各不同收入階層的預防性儲蓄動機強度的大小排序與以上分析是完全一致的，并且估計出的預防性儲蓄動機強度 （即ρ值）基本等于利用狀態(tài)空間模型測算的各年份預防性儲蓄動機強度的平均值，這不僅說明表1和表2可以相互印證其估計結果的合理性，也反映了本文所估計的不同收入階層的城鎮(zhèn)居民其預防性儲蓄動機強度是準確的。一般來說收入水平越高，居民的安全心理越強，預防性儲蓄動機越弱。所以中等偏上和高收入階層其相對較弱的預防性儲蓄動機屬于情理之中，但是低收入階層反而比中等、中等偏下收入階層的預防性儲蓄動機更弱一些，這可能是因為較低收入階層的城鎮(zhèn)居民，其收入中的絕大部分用于了日常生活中的必要支出，基本上沒有多余的收入用于進行預防性儲蓄，反而是中等及中等偏下收入階層的城鎮(zhèn)居民，其相對不上不下、“尷尬”的收入水平使得他們對未來的不確定性預期和不安全感更強，預防性儲蓄行為相對更為積極。

表2 預防性儲蓄動機強度的OLS估計

（三）預防性儲蓄動機影響因素的參數(shù)估計

以上分析表明，不論處于哪個收入階層，我國城鎮(zhèn)居民均表現(xiàn)出較強的預防性儲蓄動機，而且在強度大小和趨勢上存在著不同收入群組的差異性。為了分析不同收入階層預防性儲蓄動機的產(chǎn)生原因，下面將其相關的影響因素設為自變量，將估計出的預防性儲蓄動機強度 （即ρ值）作為因變量，實證檢驗不同收入階層城鎮(zhèn)居民的預防性儲蓄動機的可能影響因素。同樣，為了保障回歸結果的有效性，防止虛假回歸結果的誤導，這里首先需要對各變量數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。通過檢驗發(fā)現(xiàn)，各個變量數(shù)據(jù)均滿足I（1）過程①由于變量較多，篇幅限制，這里將檢驗數(shù)據(jù)省略，如有需要的讀者可直接向作者索取。，因而計量分析之前有必要對模型中的變量間是否存在協(xié)整關系進行檢驗。最終，通過Engle-Granger的兩步法檢驗發(fā)現(xiàn)（見表3），不同收入階層的城鎮(zhèn)居民其預防性儲蓄動機均與各影響因素之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，回歸結果有效。

表3 預防性儲蓄動機影響因素的協(xié)整檢驗

通過對不同收入階層的城鎮(zhèn)居民其預防性儲蓄動機影響因素分別進行回歸，可得表4所示的參數(shù)估計結果，經(jīng)比較可以得到以下結論：

第一，與西方預防性儲蓄理論的基本觀點一致，收入不確定性成為了我國不同收入階層的城鎮(zhèn)居民其預防性儲蓄動機的主要影響因素，并且參數(shù)符號均為正，即收入的不確定性與預防性儲蓄動機正相關，收入的不確定性越大，居民預防性儲蓄動機越強。同時，將不同收入階層的系數(shù)進行比較還會進一步發(fā)現(xiàn)，中等及中等偏下收入階層的城鎮(zhèn)居民其預防性儲蓄動機受收入不確定性的影響最為明顯，中等偏上與高收入階層的影響最小，而低收入階層的影響不顯著。對于低收入階層，可能是由于轉型背景下其他因素 （包括制度變量、通貨膨脹等）對經(jīng)濟主體決策產(chǎn)生了重要的影響。

第二，融資約束是各不同收入階層的城鎮(zhèn)居民其預防性儲蓄動機的重要影響因素。我國的金融市場和信貸消費市場與西方發(fā)達國家存在著巨大差距。由于金融市場和消費信貸市場的不完善和低效率，居民一般很難獲得外部金融支持，他們只能提高邊際儲蓄傾向，進行自我儲備，以化解無法獲得外部融資支持的流動性約束，降低由此產(chǎn)生的不確定性心理和抵消未來的不確定性風險。另外從不同收入階層的差異性來看，較低收入階層 （中等偏下和低收入組）受融資約束的影響要明顯大于較高收入階層 （中等偏上和高收入組），這與直觀感受是基本一致的。由于較低收入階層的城鎮(zhèn)居民除了在銀行進行儲蓄和持有部分現(xiàn)金之外，幾乎沒有其他形式的金融資產(chǎn)，因而很難通過抵押貸款或自身信譽獲得外部的金融支持，流動性約束較強，而較高收入階層則正好相反，甚至不受融資約束的影響。

第三，邊際公共支出率 （DMAR）與不同收入階層城鎮(zhèn)居民的預防性儲蓄動機之間均呈現(xiàn)了顯著的負向關系，說明了邊際公共支出越小，市場化程度越大，則我國城鎮(zhèn)居民的預防性儲蓄動機越強。值得注意的是與其他影響因素不同，較高收入階層（中等偏上和高收入組）受市場化程度的影響明顯高于其他收入階層。這可能是由于我國的高收入群體絕大多數(shù)都分布在國有企業(yè)、壟斷企業(yè)等，市場化程度的加深會對他們原有的優(yōu)勢地位或利益結構造成威脅，因而不確定性預期有所增強。

第四，通貨膨脹與不同收入階層的城鎮(zhèn)居民其預防性儲蓄動機之間具有正向關系。正如上文所述，通脹水平越高，居民的收益流失得越多，實際購買力和對未來經(jīng)濟的樂觀程度下降，預防性儲蓄動機則相應增強。不同收入階層的橫向比較還會進一步發(fā)展，面對相同程度的通貨膨脹水平，收入水平越高，其預防性儲蓄動機受通貨膨脹的影響越小，呈現(xiàn)出的抵抗外界沖擊能力更強。

第五，收入差距和社會保障水平?jīng)]有體現(xiàn)出對各不同收入階層的城鎮(zhèn)居民其預防性儲蓄動機的預期影響，各個收入組的系數(shù)值均未通過10%的顯著性水平。分析原因很可能是因為其他變量已被它們的影響所包含，例如收入差距的擴大往往出現(xiàn)在市場化的過程當中等。

表4 預防性儲蓄動機影響因素的參數(shù)估計

四、結論與政策啟示

筆者首先利用1985-2012年我國城鎮(zhèn)居民的相關宏觀數(shù)據(jù)，運用狀態(tài)空間模型和卡爾曼濾波方法估測了我國不同收入階層的城鎮(zhèn)居民之預防性儲蓄動機強度的時序變化。估計結果顯示，在1986-2012年期間，無論處于何種收入階層，我國的城鎮(zhèn)居民均存在較強的預防性儲蓄動機。其中，中等和中等偏下收入階層的城鎮(zhèn)居民之預防性儲蓄動機最強，中等偏上與高收入階層的最弱，而低收入階層則居中，并且各個收入階層的預防性儲蓄動機強度在整體上均呈現(xiàn)出增強態(tài)勢。

然后，將不同收入階層的預防性儲蓄動機強度與其可能相關的影響因素進行回歸后發(fā)現(xiàn)，收入不確定性、通貨膨脹以及融資約束、市場化程度等制度因素均對各收入階層城鎮(zhèn)居民的預防性儲蓄動機具有顯著正影響，但是其影響程度在不同收入階層之間存在明顯的差異性。其一，收入不確定性對中等及中等偏下收入階層城鎮(zhèn)居民的影響最為明顯，對中等偏上和高收入階層的影響最小，對低收入階層的影響不顯著；其二，較低收入階層受融資約束的影響要明顯高于較高收入階層；其三，中等偏上和高收入階層受市場化程度的影響明顯要高于其他收入階層；其四，收入水平越高，其預防性儲蓄動機受通貨膨脹的影響越小。因此，不僅僅只是收入不確定性，制度不確定性作為一種系統(tǒng)性風險，在轉型背景下也成為了我國不同收入階層城鎮(zhèn)居民的預防性儲蓄行為的重要影響因素。

以上研究結論對于啟動城鎮(zhèn)居民消費、緩解儲蓄動機具有重要的啟示作用。由于相同的影響因素對不同收入階層產(chǎn)生的作用不同，因而除了保持城鎮(zhèn)居民收入的持續(xù)和穩(wěn)定增長、完善和健全信貸市場、加快市場化和收入分配改革的進程等，弱化居民收入不確定性、制度因素和通貨膨脹等的影響外，更需要注意的是在制定相關政策時應依據(jù)不同影響程度，以便具有針對性和傾向性，最大化地發(fā)揮出相關政策的積極作用。