【正文】 民儲蓄率的時間序列數(shù)據(jù)（Modigliani and Cao，2004）。（2）就我們所知，本文是第一次使用動態(tài)面板GMM估計方法來研究中國居民消費率問題。我們的主要發(fā)現(xiàn)是，中國兒童撫養(yǎng)系數(shù)對居民消費具有負(fù)的影響，而中國的老年撫養(yǎng)系數(shù)迄今對消費的影響并不顯著，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率過低的原因。我們關(guān)于兒童撫養(yǎng)系數(shù)與居民消費之間負(fù)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(xiàn)結(jié)論都不同。本文以下部分的安排如下，第二節(jié)是文獻(xiàn)回顧；第三節(jié)是我們估計的計量模型和使用的數(shù)據(jù)；第四節(jié)是動態(tài)面板GMM估計結(jié)果和分析；最后一節(jié)概括本文的主要結(jié)論。微觀方面，根據(jù)LCH，消費者將一生的預(yù)期總收入在不同年齡階段進(jìn)行最優(yōu)配置，以取得跨期效用最大化。勞動人口是正儲蓄，而兒童和退休人口是負(fù)儲蓄，因此，一個國家的勞動人口所占比例上升時，該國總儲蓄率應(yīng)該是上升的，反之，當(dāng)兒童和退休人口相對于勞動人口的比例上升時，總儲蓄率會下降。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(yīng)付未預(yù)期到的支出，因此，遺贈動機和謹(jǐn)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）。另一個微觀機制是HSDM（Samuelson，1958；Neher，1971）。另一種類似的觀點認(rèn)為，孩子數(shù)量和孩子質(zhì)量之間是一種替代關(guān)系：家庭孩子數(shù)量減少時，父母對孩子的人力資本投資會增加（Becker，1981）。人口年齡結(jié)構(gòu)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）。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。（二）人口年齡結(jié)構(gòu)與消費關(guān)系的經(jīng)驗研究大多數(shù)經(jīng)驗研究主要是利用宏觀總量數(shù)據(jù)和微觀家庭調(diào)查（household survey）數(shù)據(jù)來檢驗LCH。他們發(fā)現(xiàn)，儲蓄率與少兒撫養(yǎng)系數(shù)和老年撫養(yǎng)系數(shù)都是負(fù)相關(guān)的。許多研究在Leff（1969）模型的基礎(chǔ)上作了進(jìn)一步的改進(jìn)，例如，在模型中增加年齡構(gòu)成和收入增長率的交互項來考慮年齡構(gòu)成對儲蓄的非線性影響，得到了所謂的“增長率效應(yīng)模型”（The RateofGrowth Effect Models）（Mason，1981；Fry and Mason，1982；Fry，1984；Mason，1987）。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。但兩國儲蓄時間序列數(shù)據(jù)的協(xié)整回歸結(jié)果并不支持LCH（Wilson，2000）。 在Modigliani 和 Cao(2004)的回歸模型中，人口年齡變量不是通常使用的兒童撫養(yǎng)系數(shù)，而是其倒數(shù)，但他們并沒有解釋這樣處理的原因。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(nóng)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(jù)并沒有體現(xiàn)在統(tǒng)計數(shù)據(jù)中的，因此，數(shù)據(jù)測度誤差會嚴(yán)重影響Modigliani的結(jié)論。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。普通（廣義）最小二乘估計的結(jié)果不支持LCH（Bailliu and Reisen，1998；214。而動態(tài)面板GMM估計（Loayza et al.，2000；Schrooten and Stephan，2005）、面板協(xié)整估計（Hondroyiannis，2006；Sarantis and Stewart，2001）和靜態(tài)固定效應(yīng)模型估計（Callen and Thimann，1997；DayalGhulati and Thimann，1997；Denizer and Wolf，2000；Edwards，1996；Elbadawi and Mwega，2000；Higgins and Williamson，1996，1997；Masson et al.，1998）的結(jié)果基本上都支持LCH。混合均群估計（Pooled Mean Group Estimation）結(jié)果相互沖突，有的支持LCH（Serres and Pelgrin，2002），有的并不支持（Haque et al.，1999）。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。早期微觀數(shù)據(jù)研究顯示，工業(yè)國的數(shù)據(jù)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(jù)中卻難以找到支持LCH的可靠證據(jù)（Kelley and Williamson，1968；Kim，1974；Peek，1974；Kelley，1980）。微觀家庭調(diào)查數(shù)大部分研究結(jié)果不支持LCH可能與微觀數(shù)據(jù)的特點有關(guān)。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(jié)論。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。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(nóng)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。不過，由于缺乏數(shù)據(jù)，Kraay（2000）使用的是總?cè)丝趯蜆I(yè)人口的比例作為撫養(yǎng)系數(shù)的代理變量，代理變量的合理性可能影響撫養(yǎng)系數(shù)的統(tǒng)計顯著性。國內(nèi)學(xué)者對居民消費不足的原因進(jìn)行了多角度的探討，但從人口年齡結(jié)構(gòu)角度分析居民消費不足的文獻(xiàn)較少。還有研究認(rèn)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）。只有少量國內(nèi)文獻(xiàn)間接涉及人口年齡構(gòu)成和居民消費之間的關(guān)系。但是，他們并沒有進(jìn)行實證的分析。不過，儲蓄率和經(jīng)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(jié)果可能會受到變量的內(nèi)生性問題的影響。首先，國內(nèi)研究中國居民消費的實證文獻(xiàn)有很多，但它們都未考慮人口年齡結(jié)構(gòu)這個變量。據(jù)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(jù)直接對中國人口年齡結(jié)構(gòu)和居民消費之間的關(guān)系進(jìn)行實證分析。三、計量模型和數(shù)據(jù)（一） 計量模型本文在進(jìn)行計量模型分析時并不事先給定某種特定的消費函數(shù)，這樣做基于兩個原因：一是我們最終是通過實證檢驗來比較哪種模型更適合中國的情況；二是有些消費模型的假定是相互沖突的。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(jù)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(jié)構(gòu)模型。 （1）其中，下標(biāo)i代表地區(qū)，t為時間，為不可觀察的地區(qū)效應(yīng)，為隨機擾動項。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）。Modigliani和Cao(2004)認(rèn)為，影響居民儲蓄率或消費率的是實際收入的增長率，而不是收入水平，因此，我們在模型中還包括了農(nóng)村居民人均收入增長率（GRI）和城市家庭人均可支配收入增長率（GUI）。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(quán)平均值減去居民消費價格指數(shù)的變化率。N包括其它對居民消費有潛在影響的重要變量。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(jīng)驗結(jié)果中是負(fù)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）。由于缺乏分省GINI系數(shù)，我們用它來衡量城鄉(xiāng)收入不平等。中國企業(yè)儲蓄過多也被認(rèn)為是導(dǎo)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(jù)，我們使用各地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值占當(dāng)年GDP的份額（INDG）作為其代理變量。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(jìn)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。表1列出了各變量的定義和基本的描述性統(tǒng)計量。居民消費率（CGDP）、城鄉(xiāng)人均純收入比值（RUI）、公共財政盈余或赤字占GDP的比例（FISD）是根據(jù)《新中國五十五年統(tǒng)計資料匯編》上的數(shù)據(jù)直接計算。計算實際利率的名義年利率是根據(jù)每年一年期存款利率進(jìn)行加權(quán)平均，權(quán)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(jù)居民消費價格指數(shù)直接計算所得。表1 變量的定義與統(tǒng)計量變量定義單位 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。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。第二，經(jīng)濟發(fā)展后人們生育觀念變化，特別是在城市里許多家庭主動選擇只生一個孩子。一是變化方向正好相反，％％，％％。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。四、估計方法和結(jié)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。 Horioka and Wan,2006）。（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(dǎo)致解釋變量的內(nèi)生性問題。（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。由于兩步估計的標(biāo)準(zhǔn)差存在向下偏倚，這種偏倚經(jīng)過Windmeijer（2005）調(diào)整后會減小，但會導(dǎo)致兩步GMM估計量的近似漸進(jìn)分布不可靠，所以，在經(jīng)驗應(yīng)用中通常使用一步GMM（onestep GMM）估計量（Bond，2002）。但是，這種有效性有一個前提條件，即系統(tǒng)廣義矩估計較差分矩估計所新增的工具變量是有效的。根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)通常處理方法（Loayza,et al.,2000。 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。其中AR（1）和AR（2） ，因此，我們原模型中的殘差無自相關(guān)性的假設(shè)不能拒絕。動態(tài)面板GMM估計中的另一個重要問題是橫截面相依性（crosssectional dependence）。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(dǎo)致的影響會更嚴(yán)重（Phillips and Sul，2003；Robertson，Sarafidis and Yamagata，2005）。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。第三、由于國內(nèi)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(jīng)濟聯(lián)系日益加強，存在空間依存性（spatial dependence）。而關(guān)于中國儲蓄率的兩篇經(jīng)驗研究盡管和我們一樣也使用動態(tài)面板GMM估計方法（Loayza et al.，2000；Horioka and Wan，2006），但他們的模型中都沒有包括時期變量。引入年度虛擬變量，即考慮模型的橫截面相依性后，回歸結(jié)果有了顯著不同。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。中國居民崇尚節(jié)儉，消費行為非常謹(jǐn)慎，要改變這種習(xí)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。這與LCH的預(yù)言是不一致的，也與大多數(shù)文獻(xiàn)的結(jié)論不同。而國外現(xiàn)有文獻(xiàn)結(jié)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(guān)性。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)。第二，中國正在經(jīng)歷制度轉(zhuǎn)型，教育、醫(yī)療等開支使兒童撫養(yǎng)成本過高。當(dāng)然，如果這種增加剛好等于（或小于）因孩子減少而增加的儲蓄，則居民消費率會保持不變（或下降）。我們關(guān)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。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。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(fù)，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。實際利率對居民消費率的影響顯著為負(fù)，這說明消費者是前瞻的（forwardlooking）。城鄉(xiāng)收入差距（RUI）對消費也具有負(fù)的影響。FISD對居民消費并沒