【正文】 ，因此，一個(gè)國家的勞動(dòng)人口所占比例上升時(shí)，該國總儲(chǔ)蓄率應(yīng)該是上升的，反之，當(dāng)兒童和退休人口相對于勞動(dòng)人口的比例上升時(shí)，總儲(chǔ)蓄率會(huì)下降。我們的主要發(fā)現(xiàn)是，中國兒童撫養(yǎng)系數(shù)對居民消費(fèi)具有負(fù)的影響，而中國的老年撫養(yǎng)系數(shù)迄今對消費(fèi)的影響并不顯著，因此，中國人口年齡結(jié)構(gòu)變化并不是引起中國目前居民消費(fèi)率過低的原因。本研究將為我們理解中國過低的居民消費(fèi)率提供一個(gè)新的視角，對于今后制定經(jīng)濟(jì)政策具有參考作用。如果分地區(qū)考察，我們也同樣發(fā)現(xiàn)，除北京、上海、河南和海南之外的其它25個(gè)地區(qū)的居民消費(fèi)率趨勢和全國的居民消費(fèi)率趨勢是基本一致的（圖1）。我們發(fā)現(xiàn)，與生命周期假說的預(yù)言和現(xiàn)有文獻(xiàn)結(jié)論不同，中國兒童撫養(yǎng)系數(shù)對居民消費(fèi)具有負(fù)的影響，并且這種影響在數(shù)量上并不大；中國老年撫養(yǎng)系數(shù)變化對居民消費(fèi)的影響并不顯著。但是，與經(jīng)濟(jì)高增長形成鮮明反差的是，中國居民消費(fèi)占GDP的比重，即居民消費(fèi)率卻呈長期下降趨勢。2005年，中國居民消費(fèi)率已經(jīng)低于38％，而同期美國、英國、日本、印度和俄羅斯的居民消費(fèi)率分別大約是71％、65％、56％、60％和55％（圖2）。而本研究使用的是中國居民消費(fèi)率的省際面板數(shù)據(jù)（provincial panel data），并且是直接考察中國人口年齡結(jié)構(gòu)變化與居民消費(fèi)之間的關(guān)系。二、文獻(xiàn)回顧（一）人口年齡結(jié)構(gòu)變化影響居民消費(fèi)的機(jī)制人口年齡結(jié)構(gòu)變化主要通過微、宏觀兩種機(jī)制來影響居民消費(fèi)率或儲(chǔ)蓄率。孩子被認(rèn)為是儲(chǔ)蓄的替代物，家庭孩子數(shù)量較多時(shí)，作為養(yǎng)老保證的家庭儲(chǔ)蓄可以相應(yīng)減少；而家庭孩子數(shù)量較少時(shí)，父母會(huì)增加儲(chǔ)蓄以防老。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。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。zcan，2000；Ramajo et al.，2006）。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）。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）。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。（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。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）。RUI是城市和農(nóng)村家庭人均純收入的比值。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。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。 Schrooten and Stephan,2005。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。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。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。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)。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。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。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。*，**， ***分別表示在10％、5％和1％的顯著性水平上顯著。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）。必須注意的是，動(dòng)態(tài)面板GMM估計(jì)方法也有其局限性。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。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。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。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。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。Adams，N. 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