【正文】 ，因勞動(dòng)人口減少而節(jié)約的資本可以轉(zhuǎn)化為消費(fèi)，從而使人均消費(fèi)水平上升。較早利用跨國時(shí)間序列數(shù)據(jù)作橫截面回歸的是Leff（1969）和Modigliani（1970）等。這些模型只是得到了支持LCH的部分證據(jù)，也并未獲得統(tǒng)一的結(jié)論。而Modigliani 和Cao（2004）對中國1953－2000年儲(chǔ)蓄數(shù)據(jù)的估計(jì)卻發(fā)現(xiàn)，長期人均收入增長率和兒童撫養(yǎng)系數(shù)能夠解釋中國的高儲(chǔ)蓄率；并認(rèn)為LCH不僅適用于發(fā)達(dá)國家，也適合于發(fā)展中國家。 舒爾茨（2005）認(rèn)為Modiglinani 和 Cao(2004)的證據(jù)并不算十分令人信服，但他沒有解釋原因。zcan，2000；Ramajo et al.，2006）。如果將估計(jì)結(jié)果按樣本劃分，結(jié)論也會(huì)相應(yīng)變化。最近的研究也有支持LCH的（Deaton and Paxson，2000），但大部分都不支持LCH（Browning and Lusardi，1996；Deaton and Paxson，1997；Kohara and Horioka，2006）。Demery 和 Duck（2006）利用英國家庭支出調(diào)查數(shù)據(jù)（1969－1998）估計(jì)了年齡結(jié)構(gòu)和消費(fèi)之間的關(guān)系，他們發(fā)現(xiàn)，如果矯正了樣本選擇偏倚，并將養(yǎng)老金從收入中調(diào)整后，英國消費(fèi)者年齡結(jié)構(gòu)和儲(chǔ)蓄率之間的關(guān)系是與LCH一致的。使用動(dòng)態(tài)面板GMM估計(jì)方法對中國分省家庭調(diào)查面板數(shù)據(jù)（1995－2004年）研究也發(fā)現(xiàn)撫養(yǎng)系數(shù)對儲(chǔ)蓄率的影響在統(tǒng)計(jì)上不顯著（Horioka and Wan,2006）。例如，有的認(rèn)為收入的不確定性或預(yù)防性動(dòng)機(jī)對中國居民消費(fèi)具有顯著的負(fù)效應(yīng)（劉建國，1999；宋錚，1999；龍志和與周浩明，2000；孟昕，2001；孫鳳，2001；李實(shí)和奈特，2002；萬廣華等，2001 ,2003；杭斌和申春蘭，2002；羅楚亮，2004）。袁志剛和宋錚（2000）通過數(shù)值模擬發(fā)現(xiàn)，計(jì)劃生育政策導(dǎo)致的人口年齡結(jié)構(gòu)變化對于最優(yōu)儲(chǔ)蓄率的影響比較顯著，他們由此推斷人口年齡結(jié)構(gòu)的變化是造成80 年代后期以來城鎮(zhèn)居民的平均消費(fèi)傾向出現(xiàn)較大幅度下降的重要原因。本文和上述文獻(xiàn)主要有以下不同。（2）在使用動(dòng)態(tài)面板GMM估計(jì)時(shí)，我們明確地考慮了模型可能存在的橫截面相依性。我們將模型的解釋變量分成三組：基本變量M 、關(guān)注的變量DEP和潛在重要的變量N，如方程（1）所示。由于數(shù)據(jù)限制，我們用各地區(qū)實(shí)際人均GDP的對數(shù)值（lnGDP）作為各地區(qū)實(shí)際人均純收入的代理變量，它反映人均實(shí)際收入水平對居民消費(fèi)的影響,或者說是否富人消費(fèi)的更多（Carroll,1998；Modigliani and Cao,2004；Dynan et al.，2004）。DEP是本文關(guān)注的變量，它包括兒童撫養(yǎng)系數(shù)（YD）和老年撫養(yǎng)系數(shù)(OD)。RUI是城市和農(nóng)村家庭人均純收入的比值。因?yàn)橛薪?jīng)驗(yàn)證據(jù)顯示，高的INDG和高的企業(yè)儲(chǔ)蓄具有很強(qiáng)的相關(guān)性（Kuijs,2006）。通貨膨脹率、實(shí)際人均地區(qū)生產(chǎn)總值GDP皆取自《新中國五十五年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，山西和湖北個(gè)別年份缺失的實(shí)際人均地區(qū)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)是由作者計(jì)算所得。兒童撫養(yǎng)系數(shù)、老年撫養(yǎng)系數(shù)和總撫養(yǎng)系數(shù)的19902001年數(shù)據(jù)取自《1990年以來中國常用人口數(shù)據(jù)集》，1989年數(shù)據(jù)取自《1990年中國人口統(tǒng)計(jì)年鑒》，20022004年數(shù)據(jù)分別取自20032005年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。首先，中國實(shí)行嚴(yán)格的計(jì)劃生育政策，家庭孩子數(shù)量快速下降。二是兒童撫養(yǎng)系數(shù)下降幅度大于老年撫養(yǎng)系數(shù)上升幅度。 Schrooten and Stephan,2005。如果選擇合適的工具，動(dòng)態(tài)面板GMM估計(jì)就能有效控制內(nèi)生性問題。由于一步系統(tǒng)廣義矩估計(jì)（onestep systemGMM）（Arellano and Bover，1995；Blundell and Bond，1998）利用了比一步差分廣義矩估計(jì)（onestep differenceGMM）更多的信息（Hsiao，2003），因此，前者比后者的估計(jì)結(jié)果更有效。 Schrooten and Stephan,2005。同時(shí)，我們不能拒絕工具聯(lián)合有效的原假設(shè)，因此，我們選取的工具是合適的。我們的模型很可能存在橫截面相依性。因此，為了克服橫截面相依性對估計(jì)結(jié)果的影響，我們在模型中還明確引入了年度虛擬變量。除了滯后一期的居民消費(fèi)率和兒童撫養(yǎng)系數(shù)仍然顯著之外，實(shí)際人均GDP的對數(shù)（lnGDP）、城市人均可支配收入增長率（GUI）、老年撫養(yǎng)系數(shù)（OD）和企業(yè)儲(chǔ)蓄率的代理變量（INDG）都從顯著變?yōu)椴伙@著了。我們關(guān)注的變量兒童撫養(yǎng)系數(shù)（YD）在10％的顯著性水平為負(fù)。但兩個(gè)變量之間的負(fù)相關(guān)性是有可能的，因?yàn)榧彝ズ⒆訑?shù)量減少以后，父母對孩子的人力資本投資會(huì)增加，如果這種撫養(yǎng)費(fèi)用的增加超過了因孩子減少而增加的儲(chǔ)蓄，則居民消費(fèi)率會(huì)不降反升。這兩個(gè)因素都會(huì)使孩子撫養(yǎng)費(fèi)用的增加超過了因孩子減少而增加的儲(chǔ)蓄。從1989到2004年，老年撫養(yǎng)系數(shù)僅上升了約3個(gè)百分點(diǎn)，因此，目前中國老齡化對居民消費(fèi)率的影響還較小。因此，與現(xiàn)有文獻(xiàn)結(jié)論不同的是，中國目前人口年齡結(jié)構(gòu)變化（主要是兒童撫養(yǎng)系數(shù)的下降）對居民消費(fèi)率具有負(fù)向的影響，中國兒童撫養(yǎng)系數(shù)的下降反而提高了居民消費(fèi)率，但這種影響在數(shù)量上并不是很大。同樣，在樣本期（1989－2004年），除個(gè)別省份，如安徽、湖南和四川城鄉(xiāng)收入比率保持穩(wěn)定之外，其它26個(gè)地區(qū)的城鄉(xiāng)收入比率是穩(wěn)步下降的，這說明該變量也不能解釋目前中國居民消費(fèi)率的下降。工業(yè)產(chǎn)值占GDP的比值－企業(yè)儲(chǔ)蓄率的代理變量（INDG）的系數(shù)盡管為負(fù)，但并不顯著。城市家庭人均可支配收入增長率（GUI）和農(nóng)村家庭人均純收入增長率（GRI）對居民消費(fèi)率也沒有顯著影響，這與中國居民消費(fèi)習(xí)慣穩(wěn)定的結(jié)論是一致的，居民顯示過度的消費(fèi)平滑（excess smoothness of consumption）（Campbell and Daeaton,1989；Flavin,1993；West,1988）。*，**， ***分別表示在10％、5％和1％的顯著性水平上顯著。模型包含年度虛擬變量時(shí)，首次差分方程和水平方程都使用的工具變量還包括年度虛擬變量工具，由于這些變量的工具是它們自己，因此表中沒有列出，其回歸系數(shù)也只列在附錄中。用靜態(tài)固定效應(yīng)模型估計(jì)時(shí)，由于因變量的滯后項(xiàng)和隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)負(fù)相關(guān)，固定效應(yīng)模型估計(jì)量應(yīng)該是向下偏倚的（biased downwards）。而表2中CGDP(1)，它確實(shí)處于其它兩個(gè)估計(jì)量之間。必須注意的是，動(dòng)態(tài)面板GMM估計(jì)方法也有其局限性。另外，由于我們使用年度虛擬變量來控制橫截面相依性，這相當(dāng)于施加了一個(gè)約束：即各種導(dǎo)致橫截面相依的因素對各截面具有相同的影響。而中國老年撫養(yǎng)系數(shù)對居民消費(fèi)率并沒有顯著影響。所以，象現(xiàn)在一樣，未來兒童撫養(yǎng)系數(shù)變化對中國居民消費(fèi)的影響也仍將是有限的。那么，擴(kuò)展后的HSDM將比LCH更具有廣泛的適應(yīng)性，它能同時(shí)同時(shí)解釋家庭孩子數(shù)量和儲(chǔ)蓄之間正相關(guān)、負(fù)相關(guān)和不相關(guān)三種情況，現(xiàn)有各種經(jīng)驗(yàn)研究的結(jié)論可以在這個(gè)框架下得到統(tǒng)一的解釋。另外，一些影響居民消費(fèi)率的重要解釋變量，如消費(fèi)的信貸約束、社會(huì)保障支出等并沒有包括在我們的模型中。國家統(tǒng)計(jì)局人口統(tǒng)計(jì)司編，1990：《中國人口統(tǒng)計(jì)年鑒》，科學(xué)技術(shù)文獻(xiàn)出版社。李廣眾，2005：《政府支出與居民消費(fèi)：替代還是互補(bǔ)》，《世界經(jīng)濟(jì)》第5期，第38－45頁。劉溶滄、馬栓友，2001：《赤字、國債與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證分析——兼評積極財(cái)政政策是否有擠出效應(yīng)》，《經(jīng)濟(jì)研究》第2期，第13－19頁。舒爾茨，2005：《人口結(jié)構(gòu)和儲(chǔ)蓄：亞洲的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)及其對中國的意義》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)季刊》第4卷第4期，第991－1018頁。萬廣華、張　茵、牛建高，2001：《流動(dòng)性約束、不確定性與中國居民消費(fèi)》，《經(jīng)濟(jì)研究》，第11期，第35－44頁。袁志剛、朱國林，2002：《消費(fèi)理論中的收入分配與總消費(fèi)》，《中國社會(huì)科學(xué)》第2 期，第69－76頁。Adams，N. 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