【正文】 曾令華，2000：《近年來(lái)的財(cái)政擴(kuò)張是否有擠出效應(yīng)》，《經(jīng)濟(jì)研究》，第3期，第65－70頁(yè)。宋錚，1999：《中國(guó)居民儲(chǔ)蓄行為研究》，《金融研究》第6期，第46－50頁(yè)。李實(shí)、Knight，2002：《中國(guó)城市中的三種貧困類型》，《經(jīng)濟(jì)研究》第10期，第47－58頁(yè)。如果這些變量能能有合適的度量指標(biāo)來(lái)引入模型，則我們的估計(jì)結(jié)果將會(huì)進(jìn)一步改進(jìn)。目前中國(guó)老年撫養(yǎng)系數(shù)對(duì)居民消費(fèi)率的影響并不顯著，但隨著老年人死亡率下降和預(yù)期壽命延長(zhǎng)，老年撫養(yǎng)系數(shù)會(huì)逐步上升，它對(duì)居民消費(fèi)率的影響可能會(huì)逐步凸顯，因此，未來(lái)計(jì)劃生育政策和其它經(jīng)濟(jì)政策應(yīng)更多地考慮人口老齡化的影響。如果允許各截面之間的相依性不同，則假設(shè)會(huì)更合理。這說(shuō)明我們的GMM估計(jì)結(jié)果并沒有因?yàn)闃颖敬笮『凸ぞ叩倪x擇而產(chǎn)生大的偏倚。（三） 模型參數(shù)的一致性GMM估計(jì)量具有一致性，但當(dāng)樣本較小或者使用的工具較弱時(shí)，動(dòng)態(tài)面板GMM估計(jì)量容易產(chǎn)生很大的偏倚。通貨膨脹率（INF）度量了宏觀經(jīng)濟(jì)不穩(wěn)定性和收入的不確定性，其系數(shù)為正，但并不顯著。FISD對(duì)居民消費(fèi)并沒有顯著的影響，可能因?yàn)樨?cái)政政策并不能真正刺激居民消費(fèi)。我們將模型中的OD去掉，然后保留YD等其它變量后再回歸，發(fā)現(xiàn)YD仍然是弱顯著的。而且我們得到的這個(gè)不同的結(jié)論可能還與中國(guó)的特點(diǎn)有關(guān)。而原來(lái)不顯著的變量利率（R）和城鄉(xiāng)差異比率（RUI）從不顯著變得顯著了，而且模型中的所有時(shí)期變量在10％或5％的顯著性水平上都顯著，這說(shuō)明橫截面相依性對(duì)估計(jì)結(jié)果具有重要的影響。首先，全國(guó)統(tǒng)一的貨幣或財(cái)政等經(jīng)濟(jì)政策、共同的技術(shù)沖擊或需求沖擊都會(huì)同時(shí)對(duì)每個(gè)地區(qū)產(chǎn)生影響。 Horioka and Wan,2006），我們將兒童和老年撫養(yǎng)系數(shù)當(dāng)作外生變量。（3）GMM估計(jì)使用差分轉(zhuǎn)換數(shù)據(jù)，可以克服不可觀察變量與解釋變量相關(guān)的問(wèn)題，或遺漏變量問(wèn)題。在我們考察的時(shí)期（1989－2004年），后者上升了約3個(gè)百分點(diǎn)，而前者下降幅度超過(guò)了14個(gè)百分點(diǎn)。表1 變量的定義與統(tǒng)計(jì)量變量定義單位 均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值CGDP居民消費(fèi)率％lnGDP實(shí)際人均地區(qū)生產(chǎn)總值GDP的對(duì)數(shù)元/人GUI城市居民家庭人均可支配收入增長(zhǎng)率％GRI農(nóng)村居民家庭人均純收入增長(zhǎng)率％R實(shí)際利率％YD014歲人口占1564歲人口的比例％OD65歲及以上人口占1564歲人口的比例％INF通貨膨脹率％FISD財(cái)政盈余或赤字占GDP的比例％RUI城鄉(xiāng)人均純收入的比值比值INDG工業(yè)總產(chǎn)值占GDP的比值％圖3是中國(guó)兒童、老年和總撫養(yǎng)系數(shù)的變化情況。根據(jù)上述定義，我們將方程（1）展開，得到了如下計(jì)量模型： （2）（二） 數(shù)據(jù)我們使用了除香港、臺(tái)灣和澳門之外的中國(guó)大陸31個(gè)省級(jí)單位中的29個(gè)進(jìn)行面板實(shí)證分析，西藏因?yàn)閿?shù)據(jù)不全沒有包括在內(nèi)，重慶直轄市因?yàn)槌闪r(shí)間較短并入四川省。N包括其它對(duì)居民消費(fèi)有潛在影響的重要變量。 （1）其中，下標(biāo)i代表地區(qū)，t為時(shí)間，為不可觀察的地區(qū)效應(yīng)，為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。首先，國(guó)內(nèi)研究中國(guó)居民消費(fèi)的實(shí)證文獻(xiàn)有很多，但它們都未考慮人口年齡結(jié)構(gòu)這個(gè)變量。還有研究認(rèn)為收入分配不均是造成中國(guó)現(xiàn)階段總消費(fèi)不足的重要原因（趙友寶和張?jiān)搅幔?000；劉文斌，2000；袁志剛和朱國(guó)林，2002）。關(guān)于中國(guó)家庭調(diào)查數(shù)據(jù)的兩項(xiàng)經(jīng)驗(yàn)研究都發(fā)現(xiàn)，人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)儲(chǔ)蓄（或消費(fèi)）率沒有顯著的影響。因此，使用面板數(shù)據(jù)來(lái)估計(jì)人口年齡結(jié)構(gòu)和消費(fèi)的關(guān)系時(shí)，其結(jié)論對(duì)計(jì)量方法和樣本的選取比較敏感。面板數(shù)據(jù)兼有截面數(shù)據(jù)和時(shí)間序列數(shù)據(jù)的信息，因而能改善估計(jì)結(jié)果。橫截面回歸結(jié)果無(wú)法控制與國(guó)家有關(guān)的特定問(wèn)題的影響，因此，也有大量經(jīng)驗(yàn)研究使用單個(gè)國(guó)家的總量時(shí)間序列數(shù)據(jù)對(duì)儲(chǔ)蓄率和年齡構(gòu)成作協(xié)整回歸，支持和不支持LCH的證據(jù)都有。并且，生育率的下降通常伴隨著老年人口比例的上升，但后者上升的幅度通常會(huì)慢于前者下降的幅度，如果因?yàn)閮和丝诒壤陆狄鸬南M(fèi)增加大于因?yàn)槔夏耆丝诒壤仙鸬南M(fèi)減少，則社會(huì)人均消費(fèi)水平也會(huì)上升。例如，退休人口可能會(huì)遺贈(zèng)一部分財(cái)產(chǎn)給子女；他們還會(huì)保留一些儲(chǔ)蓄以應(yīng)付未預(yù)期到的支出，因此，遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)和謹(jǐn)慎動(dòng)機(jī)會(huì)部分抵消老齡人口上升而引起的總儲(chǔ)蓄率的下降（Hurd，1990；Carroll and Summers，1991；Haque et al.，1999）。我們關(guān)于兒童撫養(yǎng)系數(shù)與居民消費(fèi)之間負(fù)相關(guān)性的結(jié)果與Modigliani 和Brumberg（1954）的生命周期假說(shuō)（lifecycle hypothesis, 以下簡(jiǎn)稱LCH）和國(guó)外現(xiàn)有文獻(xiàn)結(jié)論都不同。本文與現(xiàn)有文獻(xiàn)不同之處主要有兩點(diǎn)。自1990年起，河南省居民消費(fèi)率就快速下跌，1993年以后該比率一直都保持在較低水平振蕩。我們還發(fā)現(xiàn)，中國(guó)居民消費(fèi)習(xí)慣非常穩(wěn)定，因此，經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)伴隨著居民消費(fèi)率的下降。Abstract: In this paper, we conduct a dynamic panel analysis of the impacts of population age structure（the youth dependency ratio and the old dependency ratio）on household consumption using panel data on Chinese provinces over the peried from 1989 to 2004. We find that the youth dependency ratio has a weak and small significant impact on the household consumption, which is differenct from LifeCycle Hyperthesis and existing literature’s findings。中國(guó)經(jīng)濟(jì)這種高增長(zhǎng)和低消費(fèi)率的奇特組合被稱之為“煎焦了的凍魚”（林毅夫，2007）。（1）國(guó)內(nèi)研究中國(guó)居民消費(fèi)的實(shí)證文獻(xiàn)有很多，但它們都未考慮人口年齡結(jié)構(gòu)變化的影響。但它可以在考慮孩子撫養(yǎng)成本后的家庭儲(chǔ)蓄需求模型（household saving demand model，以下簡(jiǎn)稱HSDM）的框架內(nèi)得到解釋（Becker，1981；Neher，1971；Samuelson，1958），因此，擴(kuò)展后的HSDM比LCH具有更廣泛的解釋力。相反，如果工作人口比例的上升伴隨著長(zhǎng)期人均收入水平的增長(zhǎng)，人們可能會(huì)因?yàn)轭A(yù)期到將來(lái)的收入增長(zhǎng)而增加消費(fèi)，這會(huì)部分抵消因勞動(dòng)人口上升而引起的總儲(chǔ)蓄率的上升。反之，則會(huì)引起人均消費(fèi)水平的下降。例如，澳大利亞和加拿大在上世紀(jì)都經(jīng)歷了一個(gè)儲(chǔ)蓄率的長(zhǎng)期上升過(guò)程，兩國(guó)儲(chǔ)蓄率都從不到10％增長(zhǎng)到20％以上，并且兩國(guó)也都經(jīng)歷了相似的人口轉(zhuǎn)型和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。但是，使用面板數(shù)據(jù)來(lái)估計(jì)人口年齡結(jié)構(gòu)和儲(chǔ)蓄率之間的關(guān)系也同樣沒有得到統(tǒng)一的結(jié)論。宏觀總量數(shù)據(jù)的最大缺點(diǎn)是難以有效地區(qū)分不同質(zhì)的消費(fèi)者的消費(fèi)或儲(chǔ)蓄行為，因此，也有很多經(jīng)驗(yàn)研究使用微觀家庭調(diào)查數(shù)據(jù)。Kraay（2000）使用兩階段最小二乘法估計(jì)了中國(guó)1978－1989年分省居民儲(chǔ)蓄家庭調(diào)查面板數(shù)據(jù)。也有很多研究分析政府支出規(guī)模和結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)的影響（劉溶滄和馬栓友，2001；曾令華，2000；胡書東，2002；王志濤和文啟湘，2004；李廣眾，2005）。而國(guó)外研究中國(guó)居民儲(chǔ)蓄率的文獻(xiàn)雖然考慮了人口年齡結(jié)構(gòu)變量，但這些文獻(xiàn)只是間接涉及人口年齡結(jié)構(gòu)變量和消費(fèi)之間的關(guān)系，并且所用的是中國(guó)微觀家庭調(diào)查面板數(shù)據(jù)（Horioka and Wan,2006；Kraay,2000），或者是中國(guó)居民儲(chǔ)蓄率的時(shí)間序列數(shù)據(jù)（Modigliani and Cao，2004）。CGDP表示各地區(qū)居民消費(fèi)率，即居民消費(fèi)占按支出法計(jì)算的地區(qū)生產(chǎn)總值GDP的比例。INF是通貨膨脹率，通常用它反映了價(jià)格波動(dòng)或宏觀經(jīng)濟(jì)的不確定性對(duì)居民消費(fèi)的影響（Horioka and Wan 2006；Ramajo et al.,2006）,但影響的方向并不確定，正、負(fù)或不顯著的情況都有。由于分地區(qū)撫養(yǎng)系數(shù)數(shù)據(jù)缺乏，我們的樣本期是1989至2004年。其中1982002－2005年數(shù)據(jù)取自中國(guó)人口統(tǒng)計(jì)年鑒，1990－2001年數(shù)據(jù)取自《1990年以來(lái)中國(guó)常用人口數(shù)據(jù)集》。不過(guò)，由于中國(guó)強(qiáng)制實(shí)行的計(jì)劃生育政策，中國(guó)兒童撫養(yǎng)系數(shù)的下降幅度比其它國(guó)家更快。 動(dòng)態(tài)面板GMM估計(jì)可以分為一步和兩步GMM估計(jì)。我們模型中的其它變量要么當(dāng)作弱外生的，要么當(dāng)作前定的，我們選用“內(nèi)部工具”，即弱外生或前定變量的滯后值作為它們自己的工具變量，表2分別列出了動(dòng)態(tài)面板GMM估計(jì)中差分方程（difference equation）和水平方程（level equation）使用的工具及其滯后階數(shù)，并給出了檢驗(yàn)殘差自相關(guān)的AR（1）、AR（2）統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的p值和檢驗(yàn)工具聯(lián)合有效性的薩甘統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的p值。第二、不同地區(qū)之間的羊群行為（herd behavior）也會(huì)導(dǎo)致地區(qū)之間的依存性。在第二列包含年度虛擬變量的估計(jì)結(jié)果中，滯后一期的居民消費(fèi)率（CGDP（1）），并且顯著為正，說(shuō)明居民的消費(fèi)習(xí)慣非常平穩(wěn)。首先，中國(guó)許多家庭對(duì)孩子的投資非?？犊?。同樣，在模型中去掉YD并保留其它變量后再回歸，OD也仍然是不顯著的。另一種可能的解釋是，由于財(cái)政政策對(duì)居民消費(fèi)既有替代性，又有互補(bǔ)性，當(dāng)這兩種影響正好相互抵消時(shí)，擴(kuò)張性財(cái)政政策的凈影響為0。其實(shí)，經(jīng)驗(yàn)研究中通貨膨脹率對(duì)消費(fèi)的影響并不確定（Horioka and Wan,2006）。Bond（2002）提出了判斷發(fā)生較大程度偏倚的一種方法，即將模型的GMM估計(jì)量和OLS估計(jì)量、靜態(tài)固定效應(yīng)模型估計(jì)量對(duì)比，看因變量滯后項(xiàng)的GMM估計(jì)量是否介于滯后項(xiàng)的其它兩個(gè)估計(jì)量之間。 表3 居民消費(fèi)率的OLS估計(jì)和靜態(tài)固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果因變量＝CGDP普通最小二乘估計(jì)靜態(tài)固定效應(yīng)模型變量回歸系數(shù)回歸系數(shù)CGDP(1)()***()***lnGDP()*()GUI()**()*GRI()()RATE()()YD()()*OD()()INF()()RUI()()*FISD()()INDG()()***CONSTANT()***()***觀察數(shù)435435Rsquared 注：*、**和***分別表示在10％、5％和1％的顯著性水平顯著。五、結(jié)論和含義本文利用中國(guó)1989－2004年的分省面板數(shù)據(jù)和動(dòng)態(tài)面板廣義矩估計(jì)方法，考察了中國(guó)人口年齡結(jié)構(gòu)（兒童撫養(yǎng)系數(shù)和老年撫養(yǎng)系數(shù)）變化對(duì)居民消費(fèi)的影響。我們意外發(fā)現(xiàn)兒童撫養(yǎng)系數(shù)和居民消費(fèi)率之間存在負(fù)的相關(guān)性，這與LCH和現(xiàn)有文獻(xiàn)結(jié)論都不同，但它僅僅是從中國(guó)的個(gè)案研究中所得到的結(jié)論。參考文獻(xiàn)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局編，《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社，2003－2005 各年。林毅夫，2007：《中國(guó)經(jīng)濟(jì):煎焦的凍魚》。孫鳳，2001：《預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論與中國(guó)居民消費(fèi)行為》，《南開經(jīng)濟(jì)研究》第1期，第54－58頁(yè)。莊亞兒、張麗萍，2003：《1990年以來(lái)中國(guó)常用人口數(shù)據(jù)集》，中國(guó)人口出版社。袁志剛、朱國(guó)林，2002：《消費(fèi)理論中的收入分配與總消費(fèi)》，《中國(guó)社會(huì)科學(xué)》第2 期，第69－76頁(yè)。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(duì)中國(guó)的意義》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)季刊》第4卷第4期，第991－1018頁(yè)。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(yè)。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。所以，象現(xiàn)在一樣，未來(lái)兒童撫養(yǎng)系數(shù)變化對(duì)中國(guó)居民消費(fèi)的影響也仍將是有限的。另外，由于我們使用年度虛擬變量來(lái)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(duì)各截面具有相同的影響。而表2中CGDP(1)，它確實(shí)處于其它兩個(gè)估計(jì)量之間。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。城市家庭人均可支配收入增長(zhǎng)率（GUI）和農(nóng)村家庭人均純收入增長(zhǎng)率（GRI）對(duì)居民消費(fèi)率也沒有顯著影響，這與中國(guó)居民消費(fèi)習(xí)慣穩(wěn)定的結(jié)論是一致的，居民顯示過(guò)度的消費(fèi)平滑（excess smoothness of consumption）（Campbell and Daeaton,1989；Flavin,1993；West,1988）。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(shuō)明該變量也不能解釋目前中國(guó)居民消費(fèi)率的下降。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(guó)老齡化對(duì)居民消費(fèi)率的影響還較小。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(duì)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(guò)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。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(duì)數(shù)（lnGDP）、城市人均可支配收入增長(zhǎng)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。我們的模型很可能存在橫截面相依性。 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