【正文】 ，而動態(tài)面板模型能較好地識別這種惰性。 Schrooten and Stephan,2005。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。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。象發(fā)達國家所經(jīng)歷的一樣，中國兒童和老年撫養(yǎng)系數(shù)的變化呈現(xiàn)兩個特點。首先，中國實行嚴格的計劃生育政策，家庭孩子數(shù)量快速下降。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》。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20032005年《中國統(tǒng)計年鑒》。農村居民家庭人均純收入增長率是將《新中國五十五年統(tǒng)計資料匯編》上的各地區(qū)農村居民家庭人均純收入經(jīng)各省農村居民消費價格指數(shù)調整后再計算所得，城市居民家庭人均可支配收入的增長率的計算與此類似。通貨膨脹率、實際人均地區(qū)生產總值GDP皆取自《新中國五十五年統(tǒng)計資料匯編》，山西和湖北個別年份缺失的實際人均地區(qū)生產總值數(shù)據(jù)是由作者計算所得。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。因為有經(jīng)驗證據(jù)顯示，高的INDG和高的企業(yè)儲蓄具有很強的相關性（Kuijs,2006）。國內實證結果比較一致，幾乎都認為收入差距或收入不公對消費有負的影響（趙友寶和張越玲，2000；劉文斌，2000；袁志剛和朱國林，2002）。RUI是城市和農村家庭人均純收入的比值。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。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)。我們也嘗試用實際人均GDP增長率指標來替換這兩個變量（GRI和GUI），但所得回歸結果并無差異。由于數(shù)據(jù)限制，我們用各地區(qū)實際人均GDP的對數(shù)值（lnGDP）作為各地區(qū)實際人均純收入的代理變量，它反映人均實際收入水平對居民消費的影響,或者說是否富人消費的更多（Carroll,1998；Modigliani and Cao,2004；Dynan et al.，2004）。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)生產總值GDP的比例。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。例如，Modigliani和Bruberger（1954）的生命周期模型假定兒童（014歲）、勞動人口(1564歲)和老年人（65歲及以上）具有不同的消費和儲蓄行為，而Hall（1978）將少年、老年和勞動力等不同群體都抽象為具有同樣消費和儲蓄行為的代表性的消費者。（2）在使用動態(tài)面板GMM估計時，我們明確地考慮了模型可能存在的橫截面相依性。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(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）。本文和上述文獻主要有以下不同。王德文等（2004）利用Leff（1969）模型擬合中國的數(shù)據(jù)后發(fā)現(xiàn)，人口年齡結構對儲蓄率具有顯著的負的影響。袁志剛和宋錚（2000）通過數(shù)值模擬發(fā)現(xiàn)，計劃生育政策導致的人口年齡結構變化對于最優(yōu)儲蓄率的影響比較顯著，他們由此推斷人口年齡結構的變化是造成80 年代后期以來城鎮(zhèn)居民的平均消費傾向出現(xiàn)較大幅度下降的重要原因。也有很多研究分析政府支出規(guī)模和結構對居民消費的影響（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）。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）。而且他所用樣本期只有12年，而后者也只有10年，由于人口撫養(yǎng)系數(shù)是一個長期變量，只有在較長的樣本期，撫養(yǎng)系數(shù)才能呈現(xiàn)足夠的離散程度，從而對撫養(yǎng)系數(shù)的估計才是可靠的。使用動態(tài)面板GMM估計方法對中國分省家庭調查面板數(shù)據(jù)（1995－2004年）研究也發(fā)現(xiàn)撫養(yǎng)系數(shù)對儲蓄率的影響在統(tǒng)計上不顯著（Horioka and Wan,2006）。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查面板數(shù)據(jù)。Demery 和 Duck（2006）利用英國家庭支出調查數(shù)據(jù)（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。首先，個人儲蓄一般未包含私人企業(yè)儲蓄，因而容易被低估；第二，家庭調查數(shù)據(jù)中簡單將家長代表家庭所有成員，從而忽視了家庭財富的代際轉移效應或者說忽視了非家長成員對家庭儲蓄的影響（ Weil，1994；舒爾茨，2005），從而會產生樣本選擇偏倚。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）。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查數(shù)據(jù)。如果將估計結果按樣本劃分，結論也會相應變化。靜態(tài)固定效應模型中只有個別是不支持LCH的（舒爾茨，2005）。zcan，2000；Ramajo et al.，2006）。但是，使用面板數(shù)據(jù)來估計人口年齡結構和儲蓄率之間的關系也同樣沒有得到統(tǒng)一的結論。 舒爾茨（2005）認為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。不過，他們使用的中國改革以前（1953－1978）的居民儲蓄率數(shù)據(jù)是有問題的。而Modigliani 和Cao（2004）對中國1953－2000年儲蓄數(shù)據(jù)的估計卻發(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蓄率；并認為LCH不僅適用于發(fā)達國家，也適合于發(fā)展中國家。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)歷了相似的人口轉型和經(jīng)濟增長。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)一的結論。由于數(shù)據(jù)和計量方法的缺陷，他們的結論也存在爭論，尤其是Leff的結論受到了廣泛的質疑（Adams，1971；Bilsborrow，1979，1980；Goldberger，1973；Gupta，1971；Ram，1982，1984）。較早利用跨國時間序列數(shù)據(jù)作橫截面回歸的是Leff（1969）和Modigliani（1970）等。反之，則會引起人均消費水平的下降。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。因此，與LCH相同，HSDM也預言人口年齡結構的變化會影響居民儲蓄率或消費率。孩子被認為是儲蓄的替代物，家庭孩子數(shù)量較多時，作為養(yǎng)老保證的家庭儲蓄可以相應減少；而家庭孩子數(shù)量較少時，父母會增加儲蓄以防老。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。但LCH忽略了一些影響居民消費或儲蓄行為的重要因素。勞動人口（workingage population）的收入除了自己的消費以外，一部分用于撫養(yǎng)下一代，一部分儲蓄起來用于退休后的生活。二、文獻回顧（一）人口年齡結構變化影響居民消費的機制人口年齡結構變化主要通過微、宏觀兩種機制來影響居民消費率或儲蓄率。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。由于中國居民消費習慣非常平穩(wěn)，因此，中國經(jīng)濟快速增長卻伴隨著居民消費率的加速下降。而且，在使用動態(tài)面板GMM估計方法時我們明確考慮了模型可能存在的橫截面相依性（crosssectional dependence），并通過引入年度虛擬變量來克服橫截面相依性可能帶來的估計偏誤。而本研究使用的是中國居民消費率的省際面板數(shù)據(jù)（provincial panel data），并且是直接考察中國人口年齡結構變化與居民消費之間的關系。（1）國內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構變化的影響。同時，由于與其它國家經(jīng)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(jīng)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。人口年齡結構通常用兒童撫養(yǎng)系數(shù)（0－14歲人口占15－64歲人口的比例）、老年撫養(yǎng)系數(shù)（65歲及以上人口占15－64歲人口的比例）和總撫養(yǎng)系數(shù)（兒童和老年撫養(yǎng)系數(shù)之和）三個指標衡量。2005年，中國居民消費率已經(jīng)低于38％，而同期美國、英國、日本、印度和俄羅斯的居民消費率分別大約是71％、65％、56％、60％和55％（圖2）。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）。 在后面的計量分析中，西藏因為數(shù)據(jù)不全而未考慮，重慶因為成立較短已并入四川。特別是在2000年之后，居民消費率加速下降，%。但是，與經(jīng)濟高增長形成鮮明反差的是，中國居民消費占GDP的比重，即居民消費率卻呈長期下降趨勢。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。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。研究領域：宏觀經(jīng)濟學中國人口年齡結構對居民消費的影響（19892004） －基于動態(tài)面板GMM估計的實證分析內容提要：本文利用中國1989－2004年的省際面板數(shù)據(jù)和動態(tài)面板GMM估計方法，考察了中國人口年齡結構（兒童和老年撫養(yǎng)系數(shù)）變化對居民消費的影響。我們發(fā)現(xiàn)，與生命周期假說的預言和現(xiàn)有文獻結論不同，中國兒童撫養(yǎng)系數(shù)對居民消費具有負的影響，并且這種影響在數(shù)量上并不大；中國老年撫養(yǎng)系數(shù)變化對居民消費的影響并不顯著。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。 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(jīng)濟增長率。從1981的最高點年到2005年，%。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個地區(qū)的居民消費率趨勢和全國的居民消費率趨勢是基本一致的（圖1）。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。不僅如此，與世界上其它主要經(jīng)濟體相比，中國的居民消費率也明顯偏低。本文的目的是利用中國省際面板數(shù)據(jù)（19892004年）和動態(tài)面板GMM估計方法，分析中國人口年齡結構的變化是否是導致現(xiàn)階段中國居民消費率過低的重要原因。本研究將為我們理解中國過低的居民消費率提供一個新的視角，對于今后制定經(jīng)濟政策具有參考作用。本文與現(xiàn)有文獻不同之處主要有兩點。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(jù)（Horioka and Wan,2006；Kraay,2000），或者是中國居