【正文】 有顯著的影響，可能因?yàn)樨斦卟⒉荒苷嬲碳ぞ用裣M(fèi)。區(qū)分這兩種解釋有待進(jìn)一步的研究。因此，國有企業(yè)儲蓄過多并不是是造成中國居民消費(fèi)率低的原因。其它變量中，真實(shí)人均GDP的對數(shù)（lnGDP）對居民消費(fèi)率沒有顯著影響，因此，發(fā)達(dá)地區(qū)并不比其它地區(qū)的居民消費(fèi)率更高。通貨膨脹率（INF）度量了宏觀經(jīng)濟(jì)不穩(wěn)定性和收入的不確定性，其系數(shù)為正，但并不顯著。表2 居民消費(fèi)率的動態(tài)面板廣義矩估計結(jié)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(zhuǎn)換方法一階差分（FirstDifference Transformation）注： 所有估計使用“xtabond2”程序（Roodman,2006）。括號中為t統(tǒng)計值。由于GMM估計適合大樣本，我們對協(xié)方差矩陣進(jìn)行了小樣本調(diào)整，t統(tǒng)計量是與異方差、自相關(guān)一致的穩(wěn)健t統(tǒng)計量。（三） 模型參數(shù)的一致性GMM估計量具有一致性，但當(dāng)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。用OLS估計時，由于因變量的滯后項(xiàng)和不可觀察的地區(qū)效應(yīng)正相關(guān)，OLS估計量應(yīng)該是向上偏倚的（biased upwards）。因此，因變量滯后項(xiàng)的GMM估計量應(yīng)該處于OLS和固定效應(yīng)模型估計量之間。CGDP(1)。這說明我們的GMM估計結(jié)果并沒有因?yàn)闃颖敬笮『凸ぞ叩倪x擇而產(chǎn)生大的偏倚。括號中是與異方差一致的穩(wěn)健t統(tǒng)計值。首先，差分轉(zhuǎn)換會損失一部分樣本信息；第二，選取的工具較弱時，估計量是不一致的。而我們數(shù)據(jù)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(jié)論可能會受到影響。如果允許各截面之間的相依性不同，則假設(shè)會更合理。實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，中國兒童撫養(yǎng)系數(shù)對居民消費(fèi)具有弱顯著的負(fù)的影響，并且這種影響在數(shù)量上并不大。因此，從目前來看，與LCH和已有文獻(xiàn)的結(jié)論相反，無論是兒童撫養(yǎng)系數(shù)還是老年撫養(yǎng)系數(shù)的變化都不是引起中國居民消費(fèi)率過低的原因。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。目前中國老年撫養(yǎng)系數(shù)對居民消費(fèi)率的影響并不顯著，但隨著老年人死亡率下降和預(yù)期壽命延長，老年撫養(yǎng)系數(shù)會逐步上升，它對居民消費(fèi)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(jì)政策應(yīng)更多地考慮人口老齡化的影響。如果能從跨國數(shù)據(jù)中得到更多的支持該結(jié)論的證據(jù)，則說明可以將兒童撫養(yǎng)成本納入HSDM。我們關(guān)于中國居民消費(fèi)習(xí)慣穩(wěn)定的結(jié)論可能與中國特定的消費(fèi)文化有關(guān)，因此，對影響居民消費(fèi)率的因素進(jìn)行國別或地區(qū)比較分析來控制國家特定效應(yīng)的影響，從而識別影響居民消費(fèi)率的因素，這將是下一步的重要研究方向。因此，可以考慮放松這個較強(qiáng)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。如果這些變量能能有合適的度量指標(biāo)來引入模型，則我們的估計結(jié)果將會進(jìn)一步改進(jìn)。國家統(tǒng)計局國民經(jīng)濟(jì)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。杭斌、申春蘭，2002：《預(yù)防性儲蓄動機(jī)對居民消費(fèi)及利率政策效果的影響》，《數(shù)量經(jīng)濟(jì)與技術(shù)經(jīng)濟(jì)》第12期，第51－55頁。孟昕，2001：《中國城市的失業(yè)、消費(fèi)平滑和預(yù)防性儲蓄》，《經(jīng)濟(jì)社會體制比較》第6期，第40－20頁。李實(shí)、Knight，2002：《中國城市中的三種貧困類型》，《經(jīng)濟(jì)研究》第10期，第47－58頁。劉建國，1999：《我國農(nóng)戶消費(fèi)傾向偏低的原因分析》，《經(jīng)濟(jì)研究》第3 期，第52－58頁。劉文斌，2000：《收入差距對消費(fèi)需求的制約》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)》第9期，第13－16頁。羅楚亮，2004：《經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌、不確定性與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為》，《經(jīng)濟(jì)研究》第4期，第100－106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。萬廣華、史清華、湯樹梅，2003：《轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)中農(nóng)戶儲蓄行為：中國農(nóng)村的實(shí)證研究》，《經(jīng)濟(jì)研究》第5期，第3－12頁。王德文、蔡昉、張學(xué)輝，2004：《人口轉(zhuǎn)變的儲蓄效應(yīng)和增長效應(yīng)――論中國增長可持續(xù)性的人口因素》，《人口研究》第5期，第2－11頁。袁志剛、宋錚，2000：《人口年齡結(jié)構(gòu)、養(yǎng)老保險制度和與最優(yōu)儲蓄率》，《經(jīng)濟(jì)研究》第11期，第24－32頁。曾令華，2000：《近年來的財政擴(kuò)張是否有擠出效應(yīng)》，《經(jīng)濟(jì)研究》，第3期，第65－70頁。趙友寶、張?jiān)搅幔?000：《消費(fèi)需求不足的收入分析》，《財經(jīng)科學(xué)》第4期，第75－78頁。zcan，K. 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