【正文】 問題。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。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)據取自《1990年以來中國常用人口數(shù)據集》，1989年數(shù)據取自《1990年中國人口統(tǒng)計年鑒》，20022004年數(shù)據分別取自20032005年《中國統(tǒng)計年鑒》。因為有經驗證據顯示，高的INDG和高的企業(yè)儲蓄具有很強的相關性（Kuijs,2006）。DEP是本文關注的變量，它包括兒童撫養(yǎng)系數(shù)（YD）和老年撫養(yǎng)系數(shù)(OD)。我們將模型的解釋變量分成三組：基本變量M 、關注的變量DEP和潛在重要的變量N，如方程（1）所示。本文和上述文獻主要有以下不同。例如，有的認為收入的不確定性或預防性動機對中國居民消費具有顯著的負效應（劉建國，1999；宋錚，1999；龍志和與周浩明，2000；孟昕，2001；孫鳳，2001；李實和奈特，2002；萬廣華等，2001 ,2003；杭斌和申春蘭，2002；羅楚亮，2004）。Demery 和 Duck（2006）利用英國家庭支出調查數(shù)據（1969－1998）估計了年齡結構和消費之間的關系，他們發(fā)現(xiàn)，如果矯正了樣本選擇偏倚，并將養(yǎng)老金從收入中調整后，英國消費者年齡結構和儲蓄率之間的關系是與LCH一致的。如果將估計結果按樣本劃分，結論也會相應變化。 舒爾茨（2005）認為Modiglinani 和 Cao(2004)的證據并不算十分令人信服，但他沒有解釋原因。這些模型只是得到了支持LCH的部分證據，也并未獲得統(tǒng)一的結論。在人口轉型階段，生育率下降會引起勞動人口的逐步減少，當社會為每個人配備的資本存量不變的情況下，因勞動人口減少而節(jié)約的資本可以轉化為消費，從而使人均消費水平上升。但LCH忽略了一些影響居民消費或儲蓄行為的重要因素。由于中國居民消費習慣非常平穩(wěn)，因此，中國經濟快速增長卻伴隨著居民消費率的加速下降。同時，由于與其它國家經歷的自發(fā)人口轉型過程不同，中國人口結構的快速轉型主要受計劃生育政策所推動，因此，本研究也是對中國過去所實行的計劃生育政策的經濟影響的一個評估，它將為我們如何進一步調整現(xiàn)行計劃生育政策和應對人口老齡化問題提供指導。 在后面的計量分析中，西藏因為數(shù)據不全而未考慮，重慶因為成立較短已并入四川。因此，中國人口年齡結構變化并不是引起中國目前居民消費率過低的原因。 while the old dependency ratio does not have a significant impact on household consumption. Hence the change of population age structure does not contribute to the low share of household consumption to GDP in China. In addition, we also find that Chinese households keep a stable habit of consumption and this implies that rapid economic growth is acpanied with a decrease in the low share of household consumption to GDP.關鍵詞：人口年齡結構 撫養(yǎng)系數(shù) 居民消費 動態(tài)面板 GMM估計 文獻分類號：D12, D91, E21, J10一、引言改革開放以來，％的經濟增長率。不僅如此，與世界上其它主要經濟體相比，中國的居民消費率也明顯偏低。而國外研究中國居民儲蓄率的文獻雖然考慮了人口年齡結構變量，但這些文獻只是間接涉及人口年齡結構變量和消費之間的關系，并且所用的是中國微觀家庭調查面板數(shù)據（Horioka and Wan,2006；Kraay,2000），或者是中國居民儲蓄率的時間序列數(shù)據（Modigliani and Cao，2004）。本文以下部分的安排如下，第二節(jié)是文獻回顧；第三節(jié)是我們估計的計量模型和使用的數(shù)據；第四節(jié)是動態(tài)面板GMM估計結果和分析；最后一節(jié)概括本文的主要結論。另一個微觀機制是HSDM（Samuelson，1958；Neher，1971）。（二）人口年齡結構與消費關系的經驗研究大多數(shù)經驗研究主要是利用宏觀總量數(shù)據和微觀家庭調查（household survey）數(shù)據來檢驗LCH。但兩國儲蓄時間序列數(shù)據的協(xié)整回歸結果并不支持LCH（Wilson，2000）。普通（廣義）最小二乘估計的結果不支持LCH（Bailliu and Reisen，1998；214。早期微觀數(shù)據研究顯示，工業(yè)國的數(shù)據是支持LCH的（Eizenga，1961；Espenshade，1975；Mason，1975；Somermeyer and Bannink，1973），而從發(fā)展中國家的數(shù)據中卻難以找到支持LCH的可靠證據（Kelley and Williamson，1968；Kim，1974；Peek，1974；Kelley，1980）。他發(fā)現(xiàn)，無論是在全樣本期（1978－1989）還是子樣本期（1978－1986，1984－1989），無論是按城市還是農村區(qū)分，撫養(yǎng)系數(shù)對儲蓄的影響在統(tǒng)計上都不顯著。只有少量國內文獻間接涉及人口年齡構成和居民消費之間的關系。據我們所知，本文是首次使用中國居民消費率的省際面板數(shù)據直接對中國人口年齡結構和居民消費之間的關系進行實證分析。M包含了模型的基本解釋變量，包括實際收入水平和實際利率（R）。FISD是各地區(qū)公共財政盈余或赤字占GDP的比例，該變量反映財政政策是否影響居民消費,經驗結果中是負向影響的情況居多（Corbo and SchmidtHebbel,1991；Masson et al.,1995；Edwards,1996；Bailliu and Reisen,1998；Haque et al.,1999），也有不顯著的情況（DayalGhulati and Thimann,1997；Ramijo et al.,2006）。表1列出了各變量的定義和基本的描述性統(tǒng)計量。我們看到，總撫養(yǎng)系數(shù)呈長期下降趨勢，這可能受兩個因素的影響。四、估計方法和結果（一） 估計方法我們將使用動態(tài)面板GMM估計方法（Loayza,et al,2000。由于兩步估計的標準差存在向下偏倚，這種偏倚經過Windmeijer（2005）調整后會減小，但會導致兩步GMM估計量的近似漸進分布不可靠，所以，在經驗應用中通常使用一步GMM（onestep GMM）估計量（Bond，2002）。其中AR（1）和AR（2） ，因此，我們原模型中的殘差無自相關性的假設不能拒絕。第三、由于國內市場一體化程度加深，各地區(qū)之間，特別是相鄰地區(qū)之間的經濟聯(lián)系日益加強，存在空間依存性（spatial dependence）。中國居民崇尚節(jié)儉，消費行為非常謹慎，要改變這種習慣將是一個長期的過程，因此，中國低的居民消費率今后仍將持續(xù)一段時間。第二，中國正在經歷制度轉型，教育、醫(yī)療等開支使兒童撫養(yǎng)成本過高。如果用兒童和老年撫養(yǎng)系數(shù)之和－總撫養(yǎng)系數(shù)來代替OD和YD，我們發(fā)現(xiàn)，其系數(shù)仍然為負，并且也還是弱顯著的，這與兒童撫養(yǎng)系數(shù)的影響效果基本相同。區(qū)分這兩種解釋有待進一步的研究。表2 居民消費率的動態(tài)面板廣義矩估計結果因變量＝CGDP一步系統(tǒng)（ONE –STEP SYSGMM）（未包含年度虛擬變量）一步系統(tǒng)（ONESTEP SYSGMM）（包含年度虛擬變量）解釋變量回歸系數(shù)回歸系數(shù)CGDP(1)()***()***lnGDP()**()GUI()*()GRI()()RATE()()**YD()*()*OD()*()INF()()RUI()()**FISD()()INDG()***()CONSTANT()**AR(1)AR(2) Sargan TestDifferenceinSargan 僅使用于首次差分方程的工具變量及其滯后階數(shù)GMM(CGDP(1),lnGDP,GUI,GRI,INF,RUI,FISD,INDG,RATE(2 5))GMM(CGDP(1),lnGDP,GUI,GRI,INF,RUI,FISD,INDG,RATE,(2 5))首次差分方程和水平方程都使用的工具變量YDEP,ODEPYDEP,ODEP觀察數(shù)435435截面數(shù)2929轉換方法一階差分（FirstDifference Transformation）注： 所有估計使用“xtabond2”程序（Roodman,2006）。用OLS估計時，由于因變量的滯后項和不可觀察的地區(qū)效應正相關，OLS估計量應該是向上偏倚的（biased upwards）。括號中是與異方差一致的穩(wěn)健t統(tǒng)計值。實證分析發(fā)現(xiàn)，中國兒童撫養(yǎng)系數(shù)對居民消費具有弱顯著的負的影響，并且這種影響在數(shù)量上并不大。如果能從跨國數(shù)據中得到更多的支持該結論的證據，則說明可以將兒童撫養(yǎng)成本納入HSDM。國家統(tǒng)計局國民經濟綜合統(tǒng)計司編，2005：《新中國五十五年統(tǒng)計資料匯編》，中國統(tǒng)計出版社。劉建國，1999：《我國農戶消費傾向偏低的原因分析》，《經濟研究》第3 期，第52－58頁。萬廣華、史清華、湯樹梅，2003：《轉型經濟中農戶儲蓄行為：中國農村的實證研究》，《經濟研究》第5期，第3－12頁。趙友寶、張越玲，2000：《消費需求不足的收入分析》，《財經科學》第4期，第75－78頁。袁志剛、宋錚，2000：《人口年齡結構、養(yǎng)老保險制度和與最優(yōu)儲蓄率》，《經濟研究》第11期，第24－32頁。羅楚亮，2004：《經濟轉軌、不確定性與城鎮(zhèn)居民消費行為》，《經濟研究》第4期，第100－106頁。孟昕，2001：《中國城市的失業(yè)、消費平滑和預防性儲蓄》，《經濟社會體制比較》第6期，第40－20頁。因此，可以考慮放松這個較強的假定條件，即考慮引起橫截面相依性的因素對橫截面的不同影響。從2005年開始，中國兒童撫養(yǎng)系數(shù)較2004年略有上升（見圖3），這表明中國兒童撫養(yǎng)系數(shù)今后上升或下降的幅度都會非常小。而我們數(shù)據的時間維度（T=16）和截面維度（N=29）與此有一定差異，我們的結論可能會受到影響。CGDP(1)。由于GMM估計適合大樣本，我們對協(xié)方差矩陣進行了小樣本調整，t統(tǒng)計量是與異方差、自相關一致的穩(wěn)健t統(tǒng)計量。其它變量中，真實人均GDP的對數(shù)（lnGDP）對居民消費率沒有顯著影響，因此，發(fā)達地區(qū)并不比其它地區(qū)的居民消費率更高。城鄉(xiāng)收入差距（RUI）對消費也具有負的影響。我們關注的另一個變量老年撫養(yǎng)系數(shù)（OD）盡管其系數(shù)為正，與LCH一致，但對居民消費率并沒有顯著影響，這可能是因為老年撫養(yǎng)系數(shù)上升幅度并不大。而國外現(xiàn)有文獻結論要么是支持LCH，要么是發(fā)現(xiàn)兒童撫養(yǎng)系數(shù)與居民消費率之間無顯著的相關性。引入年度虛擬變量，即考慮模型的橫截面相依性后，回歸結果有了顯著不同。對具有較短時間維度的動態(tài)面板模型而言，橫截面的相依性所導致的影響會更嚴重（Phillips and Sul，2003；Robertson，Sarafidis and Yamagata，2005）。根據現(xiàn)有文獻通常處理方法（Loayza,et al.,2000。（2）居民消費率和一些解釋變量之間很可能是同時決定的，這會導致解釋變量的內生性問題。一是變化方向正好相反，％％，％％。計算實際利率的名義年利率是根據每年一年期存款利率進行加權平均，權重為該利率實行的月份占12個月的比例；計算實際利率的居民消費價格指數(shù)變化率是根據居民消費價格指數(shù)直接計算所得。中國企業(yè)儲蓄過多也被認為是導致居民消費乏力的重要原因（Kuijs,2006），由于缺乏各地區(qū)企業(yè)儲蓄的數(shù)據，我們使用各地區(qū)工業(yè)總產值占當年GDP的份額（INDG）作為其代理變量。另一個基本變量實際利率（R）是影響消費者跨期選擇的重要因素，它等于一年期存款利率的年加權平均值減去居民消費價格指數(shù)的變化率。顯然，如果我們事先確定使用隨機游走模型，在模型中加入撫養(yǎng)系數(shù)就不適合，因此，本文將根據Fair 和 Dominguez（1991）、 Loayza等（2000）選擇簡約型（A ReducedForm Approach）計量模型，而不是選擇某種特定的結構模型。不過，儲蓄率和經濟增長以及人均GDP可能是同時決定的，因此，他們采用的廣義最小二乘（FGLS）回歸結果可能會受到變量的內生性問題的影響。國內學者對居民消費不足的原因進行了多角度的探討，但從人口年齡結構角度分析居民消費不足的文獻較少。第三，有些養(yǎng)老金收入被記入個人收入，對個人收入的核算誤差會影響估計結論。混合均群估計（Pooled Mean Group Estimation）結果相互沖突，有的支持LCH（Serres and Pelgrin，2002），有的并不支持（Haque et al.，1999）。眾所周知，中國改革以前，政府為了實現(xiàn)工業(yè)化，無論是對農村居民還是城市居民，都實行各種形式的強制儲蓄，但強制儲蓄的數(shù)據并沒有體現(xiàn)在統(tǒng)計數(shù)據中的，因此，數(shù)據測度誤差會嚴重影響Modigliani的結論。許多研究在Leff（1969）模型的基礎上作了進一步的改進，例如，在模型中增加年齡構成和收入增長率的交互項來考慮年齡構成對儲蓄的非線性影響，得到了所謂的“增長率效應模型”（The RateofGrowth Effect Models）（Mason，1981；Fry and Mason，1982；Fry，1984；Mason，1987）。人口年齡結構變化除了通過上面的兩種微觀機制之外，還可以通過宏觀機制來影響居民消費率（Cutler et al.，1990；Hock and Weil，2006；Weil，1999）。勞動人口是正儲蓄，而兒童和退休人口是負儲蓄