【正文】 和企業(yè)儲蓄率的代理變量（INDG）都從顯著變?yōu)椴伙@著了。從1989到2004年，老年撫養(yǎng)系數(shù)僅上升了約3個百分點，因此，目前中國老齡化對居民消費率的影響還較小。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）對居民消費率也沒有顯著影響，這與中國居民消費習慣穩(wěn)定的結(jié)論是一致的，居民顯示過度的消費平滑（excess smoothness of consumption）（Campbell and Daeaton,1989；Flavin,1993；West,1988）。而表2中CGDP(1)，它確實處于其它兩個估計量之間。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的影響也仍將是有限的。李廣眾，2005：《政府支出與居民消費：替代還是互補》，《世界經(jīng)濟》第5期，第38－45頁。袁志剛、朱國林，2002：《消費理論中的收入分配與總消費》，《中國社會科學》第2 期，第69－76頁。孫鳳，2001：《預防性儲蓄理論與中國居民消費行為》，《南開經(jīng)濟研究》第1期，第54－58頁。參考文獻國家統(tǒng)計局編，《中國統(tǒng)計年鑒》，中國統(tǒng)計出版社，2003－2005 各年。五、結(jié)論和含義本文利用中國1989－2004年的分省面板數(shù)據(jù)和動態(tài)面板廣義矩估計方法，考察了中國人口年齡結(jié)構(gòu)（兒童撫養(yǎng)系數(shù)和老年撫養(yǎng)系數(shù)）變化對居民消費的影響。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估計量和OLS估計量、靜態(tài)固定效應模型估計量對比，看因變量滯后項的GMM估計量是否介于滯后項的其它兩個估計量之間。另一種可能的解釋是，由于財政政策對居民消費既有替代性，又有互補性，當這兩種影響正好相互抵消時，擴張性財政政策的凈影響為0。首先，中國許多家庭對孩子的投資非常慷慨。第二、不同地區(qū)之間的羊群行為（herd behavior）也會導致地區(qū)之間的依存性。 動態(tài)面板GMM估計可以分為一步和兩步GMM估計。其中1982002－2005年數(shù)據(jù)取自中國人口統(tǒng)計年鑒，1990－2001年數(shù)據(jù)取自《1990年以來中國常用人口數(shù)據(jù)集》。INF是通貨膨脹率，通常用它反映了價格波動或宏觀經(jīng)濟的不確定性對居民消費的影響（Horioka and Wan 2006；Ramajo et al.,2006）,但影響的方向并不確定，正、負或不顯著的情況都有。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(jié)構(gòu)變量，但這些文獻只是間接涉及人口年齡結(jié)構(gòu)變量和消費之間的關(guān)系，并且所用的是中國微觀家庭調(diào)查面板數(shù)據(jù)（Horioka and Wan,2006；Kraay,2000），或者是中國居民儲蓄率的時間序列數(shù)據(jù)（Modigliani and Cao，2004）。Kraay（2000）使用兩階段最小二乘法估計了中國1978－1989年分省居民儲蓄家庭調(diào)查面板數(shù)據(jù)。但是，使用面板數(shù)據(jù)來估計人口年齡結(jié)構(gòu)和儲蓄率之間的關(guān)系也同樣沒有得到統(tǒng)一的結(jié)論。反之，則會引起人均消費水平的下降。但它可以在考慮孩子撫養(yǎng)成本后的家庭儲蓄需求模型（household saving demand model，以下簡稱HSDM）的框架內(nèi)得到解釋（Becker，1981；Neher，1971；Samuelson，1958），因此，擴展后的HSDM比LCH具有更廣泛的解釋力。中國經(jīng)濟這種高增長和低消費率的奇特組合被稱之為“煎焦了的凍魚”（林毅夫，2007）。我們還發(fā)現(xiàn)，中國居民消費習慣非常穩(wěn)定，因此，經(jīng)濟快速增長伴隨著居民消費率的下降。本文與現(xiàn)有文獻不同之處主要有兩點。例如，退休人口可能會遺贈一部分財產(chǎn)給子女；他們還會保留一些儲蓄以應付未預期到的支出，因此，遺贈動機和謹慎動機會部分抵消老齡人口上升而引起的總儲蓄率的下降（Hurd，1990；Carroll and Summers，1991；Haque et al.，1999）。橫截面回歸結(jié)果無法控制與國家有關(guān)的特定問題的影響，因此，也有大量經(jīng)驗研究使用單個國家的總量時間序列數(shù)據(jù)對儲蓄率和年齡構(gòu)成作協(xié)整回歸，支持和不支持LCH的證據(jù)都有。因此，使用面板數(shù)據(jù)來估計人口年齡結(jié)構(gòu)和消費的關(guān)系時，其結(jié)論對計量方法和樣本的選取比較敏感。還有研究認為收入分配不均是造成中國現(xiàn)階段總消費不足的重要原因（趙友寶和張越玲，2000；劉文斌，2000；袁志剛和朱國林，2002）。 （1）其中，下標i代表地區(qū)，t為時間，為不可觀察的地區(qū)效應，為隨機擾動項。根據(jù)上述定義，我們將方程（1）展開，得到了如下計量模型： （2）（二） 數(shù)據(jù)我們使用了除香港、臺灣和澳門之外的中國大陸31個省級單位中的29個進行面板實證分析，西藏因為數(shù)據(jù)不全沒有包括在內(nèi)，重慶直轄市因為成立時間較短并入四川省。在我們考察的時期（1989－2004年），后者上升了約3個百分點，而前者下降幅度超過了14個百分點。 Horioka and Wan,2006），我們將兒童和老年撫養(yǎng)系數(shù)當作外生變量。而原來不顯著的變量利率（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期變量在10％或5％的顯著性水平上都顯著，這說明橫截面相依性對估計結(jié)果具有重要的影響。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。通貨膨脹率（INF）度量了宏觀經(jīng)濟不穩(wěn)定性和收入的不確定性，其系數(shù)為正，但并不顯著。這說明我們的GMM估計結(jié)果并沒有因為樣本大小和工具的選擇而產(chǎn)生大的偏倚。目前中國老年撫養(yǎng)系數(shù)對居民消費率的影響并不顯著，但隨著老年人死亡率下降和預期壽命延長，老年撫養(yǎng)系數(shù)會逐步上升，它對居民消費率的影響可能會逐步凸顯，因此，未來計劃生育政策和其它經(jīng)濟政策應更多地考慮人口老齡化的影響。李實、Knight，2002：《中國城市中的三種貧困類型》，《經(jīng)濟研究》第10期，第47－58頁。曾令華，2000：《近年來的財政擴張是否有擠出效應》，《經(jīng)濟研究》，第3期，第65－70頁。宋錚，1999：《中國居民儲蓄行為研究》，《金融研究》第6期，第46－50頁。如果這些變量能能有合適的度量指標來引入模型，則我們的估計結(jié)果將會進一步改進。如果允許各截面之間的相依性不同，則假設會更合理。（三） 模型參數(shù)的一致性GMM估計量具有一致性，但當樣本較小或者使用的工具較弱時，動態(tài)面板GMM估計量容易產(chǎn)生很大的偏倚。FISD對居民消費并沒有顯著的影響，可能因為財政政策并不能真正刺激居民消費。而且我們得到的這個不同的結(jié)論可能還與中國的特點有關(guān)。首先，全國統(tǒng)一的貨幣或財政等經(jīng)濟政策、共同的技術(shù)沖擊或需求沖擊都會同時對每個地區(qū)產(chǎn)生影響。（3）GMM估計使用差分轉(zhuǎn)換數(shù)據(jù)，可以克服不可觀察變量與解釋變量相關(guān)的問題，或遺漏變量問題。表1 變量的定義與統(tǒng)計量變量定義單位 均值標準差最小值最大值CGDP居民消費率％lnGDP實際人均地區(qū)生產(chǎn)總值GDP的對數(shù)元/人GUI城市居民家庭人均可支配收入增長率％GRI農(nóng)村居民家庭人均純收入增長率％R實際利率％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是中國兒童、老年和總撫養(yǎng)系數(shù)的變化情況。N包括其它對居民消費有潛在影響的重要變量。首先，國內(nèi)研究中國居民消費的實證文獻有很多，但它們都未考慮人口年齡結(jié)構(gòu)這個變量。關(guān)于中國家庭調(diào)查數(shù)據(jù)的兩項經(jīng)驗研究都發(fā)現(xiàn)，人口年齡結(jié)構(gòu)對儲蓄（或消費）率沒有顯著的影響。面板數(shù)據(jù)兼有截面數(shù)據(jù)和時間序列數(shù)據(jù)的信息，因而能改善估計結(jié)果。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慢于前者下降的幅度，如果因為兒童人口比例下降引起的消費增加大于因為老年人口比例上升引起的消費減少，則社會人均消費水平也會上升。我們關(guān)于兒童撫養(yǎng)系數(shù)與居民消費之間負相關(guān)性的結(jié)果與Modigliani 和Brumberg（1954）的生命周期假說（lifecycle hypothesis, 以下簡稱LCH）和國外現(xiàn)有文獻結(jié)論都不同。自1990年起，河南省居民消費率就快速下跌，1993年以后該比率一直都保持在較低水平振蕩。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。（1）國內(nèi)研究中國居民消費的實證文獻有很多，但它們都未考慮人口年齡結(jié)構(gòu)變化的影響。相反，如果工作人口比例的上升伴隨著長期人均收入水平的增長，人們可能會因為預期到將來的收入增長而增加消費，這會部分抵消因勞動人口上升而引起的總儲蓄率的上升。例如，澳大利亞和加拿大在上世紀都經(jīng)歷了一個儲蓄率的長期上升過程，兩國儲蓄率都從不到10％增長到20％以上，并且兩國也都經(jīng)歷了相似的人口轉(zhuǎn)型和經(jīng)濟增長。宏觀總量數(shù)據(jù)的最大缺點是難以有效地區(qū)分不同質(zhì)的消費者的消費或儲蓄行為，因此，也有很多經(jīng)驗研究使用微觀家庭調(diào)查數(shù)據(jù)。也有很多研究分析政府支出規(guī)模和結(jié)構(gòu)對居民消費的影響（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）。CGDP表示各地區(qū)居民消費率，即居民消費占按支出法計算的地區(qū)生產(chǎn)總值GDP的比例。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。不過，由于中國強制實行的計劃生育政策，中國兒童撫養(yǎng)系數(shù)的下降幅度比其它國家更快。我們模型中的其它變量要么當作弱外生的，要么當作前定的，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分別列出了動態(tài)面板GMM估計中差分方程（difference equation）和水平方程（level equation）使用的工具及其滯后階數(shù)，并給出了檢驗殘差自相關(guān)的AR（1）、AR（2）統(tǒng)計量對應的p值和檢驗工具聯(lián)合有效性的薩甘統(tǒng)計量對應的p值。在第二列包含年度虛擬變量的估計結(jié)果中，滯后一期的居民消費率（CGDP（1）），并且顯著為正，說明居民的消費習慣非常平穩(wěn)。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。其實，經(jīng)驗研究中通貨膨脹率對消費的影響并不確定（Horioka and Wan,2006）。 表3 居民消費率的OLS估計和靜態(tài)固定效應模型回歸結(jié)果因變量＝CGDP普通最小二乘估計靜態(tài)固定效應模型變量回歸系數(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。我們意外發(fā)現(xiàn)兒童撫養(yǎng)系數(shù)和居民消費率之間存在負的相關(guān)性，這與LCH和現(xiàn)有文獻結(jié)論都不同，但它僅僅是從中國的個案研究中所得到的結(jié)論。林毅夫，2007：《中國經(jīng)濟:煎焦的凍魚》。莊亞兒、張麗萍，2003：《1990年以來中國常用人口數(shù)據(jù)集》，中國人口出版社。舒爾茨，2005：《人口結(jié)構(gòu)和儲蓄：亞洲的經(jīng)驗證據(jù)及其對中國的意義》，《經(jīng)濟學季刊》第4卷第4期，第991－1018頁。另外，一些影響居民消費率的重要解釋變量，如消費的信貸約束、社會保障支出等并沒有包括在我們的模型中。另外，由于我們使用年度虛擬變量來控制橫截面相依性，這相當于施加了一個約束：即各種導致橫截面相依的因素對各截面具有相同的影響。模型包含年度虛擬變量時，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。同樣，在樣本期（1989－2004年），除個別省份，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率的下降。但兩個變量之間的負相關(guān)性是有可能的，因為家庭孩子數(shù)量減少以后，父母對孩子的人力資本投資會增加，如果這種撫養(yǎng)費用的增加超過了因孩子減少而增加的儲蓄，則居民消費率會不降反升。我們的模型很可能存在橫截面相依性。如果選擇合適的工具，動態(tài)面板GMM估計就能有效控制內(nèi)生性問題。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)計年鑒》，20022004年數(shù)據(jù)分別取自200